Panel Data Research Center, Keio University
PDRC Discussion Paper Series

Did the difference in happiness by having children change between
2000-2018?
Kazuma Sato
9 March, 2023
DP2022-006
https://www.pdrc.keio.ac.jp/en/publications/dp/8396/

Panel Data Research Center, Keio University
2-15-45 Mita, Minato-ku, Tokyo 108-8345, Japan
info@pdrc.keio.ac.jp
9 March, 2023

Did the difference in happiness by having children change between 2000-2018?

Kazuma Sato
PDRC Keio DP2022-006
9 March, 2023
JEL Classification: I31
Keywords: Happiness;Time trend;Japanese General Social Survey(JGSS)Abstract
Many previous studies examined the association between parenthood and subjective well-being (SWB)
and showed that parenting hurt SWB. However, most studies used data from Western countries, andthe studies focused on Asian countries are limited. In addition, few empirical studies examined how
the impact of parenthood varies over time. In this study, we used the Japanese General Social Survey(JGSS) to examine changes in time trends in the SWB of married people with and without children
from 2000 to 2018. The results of this study provide three findings. First, in all age groups, the timetrend of happiness in married women does not change depending on the presence of children. However,under 50 years old, the time trend of happiness in married women with children relatively declines.
In the case of married men, there is no change in the difference in the time trend of happiness
depending on the presence of children in any age group. Second, although there is no change in thetime trend of happiness among working married women depending on the presence of children, thetime trend of happiness decreases relatively for non-employed married women under 50 with children.
Third, the differences in the time trend of satisfaction measures other than happiness does not changewith the presence of children for married men and women.

Kazuma Sato
Faculty of Political Science, Takushoku University
Kohinata 3-4-14, Bunkyo-ku, Tokyo 112-8585
ksqwt864@gmail.com

Acknowledgement: The Japanese General Social Survey (JGSS) is designed and carried out by the
JGSS Research Center at Osaka University of Commerce (Joint Usage / Research Center forJapanese General Social Surveys accredited by MEXT) with support from the Osaka University ofCommerce. JGSS-2000-2008 was funded by Gakujutsu Frontier Grant from the MEXT. JGSS2010/2012 was supported by MEXT Promotion of Joint Research Center Program. JGSS-2015
received funding from JSPS KAKENHI Grant Numbers JP26245060, JP15H03485, JP24243057, theInstitute of Amusement Industry Studies at Osaka University of Commerce, Japan Center for
Economic Research 2014 (Noriko Iwai), and Research Grant on Labor Issues 2015 (PI: HachiroIwai). JGSS-2017/2018 was funded by MEXT Promotion of Distinctive Joint Research Center
Program and JSPS KAKENHI Grant Number JP17H01007. JGSS-2000-2005 was collaboration with
the Institute of Social Science at the University of Tokyo. JGSS-2006-2012 was cooperation withthe Institute of Social Science at the University of Tokyo. JGSS-2017/2018 was conducted incollaboration with the Division of Sociology of Education, Graduate School of Education, Kyoto
University. The data curation of JGSS-2017/2018 was supported by JSPS Program for Constructing
Data Infrastructure for the Humanities and Social Sciences Grant Number JPJS00218077184. This
research was supported by JSPS KAKENHI (17KT0037).

子どもの有無による幸福度の差は 2000～2018 年に拡大したのか†
佐藤一磨*

要約
これまで数多くの研究が子どもと主観的厚生の関係を検証し、おおむね子どもを持つ人
ほど主観的厚生が低下することを明らかにしている。しかし、これらの研究の多くは欧米諸国のデータを使用しており、アジア地域に注目した研究は限られている。また、子どもの及ぼす影響が経年的にどう変化したのかという点に関しては実証研究が少なく、その実態が明らかになっていない。そこで、本研究では Japanese General Social Survey(JGSS)を用い、2000 年から 2018 年までの子どもを持つ人と持たない人の主観的厚生のタイムトレンドの変化を検証した。本研究の分析の結果、次の 3 点が明らかになった。1 点目は、有配偶女性の場合、全年齢層では子どもの有無による幸福度のタイムトレンドの差に変化は見られなかったが、50 歳以下では子持ち有配偶女性の幸福度のタイムトレンドが相対的に低下していた。この背景には、子どものいない有配偶女性の幸福度の上昇が影響していた。有配偶男性の場合、いずれの年齢層でも子どもの有無によって幸福度のタイムトレンドの差に変化が見られなかった。2 点目は、働く有配偶女性では子どもの有無によって幸福度のタイムト
レンドに変化はなかったが、50 歳以下の非就業の子持ち有配偶女性の幸福度のタイムトレ
ンドが相対的に低下していた。3 点目は、子どもの各種満足度への影響を検証した結果、有配偶男女の両方において、ほとんどの各種満足度のタイムトレンドの差が子どもの有無によって変化していなかった。

日本版 General Social Surveys（JGSS）は、大阪商業大学 JGSS 研究センター（文部科学大臣認定日本版†

総合的社会調査共同研究拠点）が、大阪商業大学の支援を得て実施している研究プロジェクトである。JGSS2000～2008 は学術フロンティア推進拠点、JGSS-2010～2012 は共同研究拠点の推進事業、JGSS-2015 はJSPS 科研費 JP26245060、JP15H03485、JP24243057、大阪商業大学アミューズメント産業研究所、日本
経済研究センター研究奨励金 2014 年度（岩井紀子）、労働問題に関する調査研究助成金 2015 年度（岩井八郎ほか）、JGSS-2017/2018 は「特色ある共同研究拠点の整備の推進事業 機能強化支援」と JSPS 科研費
JP17H01007 の助成を受けた。JGSS-2000～2005 は東京大学社会科学研究所と共同で、JGSS-2006～2012は東京大学社会科学研究所の協力を得て、JGSS-2017/2018 は京都大学大学院教育学研究科教育社会学講座の協力を得て実施した。JGSS-2017/2018 データの整備は、JSPS 人文学・社会科学データインフラスト
ラクチャー構築推進事業 JPJS00218077184 の支援を得た。なお、本研究は JSPS 科研費（17KT0037）の助成を受けたものである。
*

拓殖大学政経学部准教授

1

JEL Classification Number： I31
キーワード：幸福度、タイムトレンド、Japanese General Social Survey(JGSS)

1

問題意識
これまで数多くの研究が子どもの主観的厚生(Subjective well-being: SWB)への影響を検証してきたが、それらの結果はおおむね子どもの存在が主観的厚生を低下させると指摘している(Alesina et al. 2004; Blanchflower and Clark 2021; Clark 2006; Clark et al. 2008; Di
Tella et al. 2003; Evenson and Simon 2005; Glenn and McLanahan 1982; Grossbard andMukhopadhyay 2013; Nomaguchi and Milkie 2003; Margolis and Myrskylä 2011; Sato 2021;
Stanca 2012)。例えば、World Values Surveys (WVS)を用いた Stanca (2012)は、子どもの存在によって幸福度と生活満足度の両方が低下し、低下の規模が男性よりも女性で大きい
ことを明らかにした。また、US General Social Survey(GSS)とヨーロッパの Euro-Barometer
Survey を用いた Di Tella et al. (2003)や Blanchflower and Clark (2021)は、子どもの存在が幸福度や生活満足度を低下させることを明らかにしている。これ以外では、German SocioEconomic Panel (GSOEP)を用いた Clark et al. (2008)が子どもの出産直後に生活満足度が低下すると指摘している。
これらの先行研究はいずれも子どもと主観的厚生の関係を検証しているが、子どもの影
響が経年的にどう変化してきたのかという視点で分析を行った研究は少ない。貴重な研究に Herbst and Ifcher (2016)があり、US GSS と DDB Worldwide Communications Life Style
Survey (LSS)を用い、子どもを持つ人と持たない人の主観的厚生のタイムトレンドの変化を検証している。Herbst and Ifcher (2016)はその論文の中で、既存の Repeated Cross Sectional
Data による分析では、子どもの有無による主観的厚生の差が分析期間中に一定であると仮定していると指摘している。このため、もし主観的厚生の差が経年的に変化した場合、推計の仮定が崩れ、適切な推計値が得られない恐れがある。この実態を確認するためにも、子どもの有無による主観的厚生のタイムトレンドの変化を検証する重要性は高い。Herbst andIfcher (2016)による分析の結果、子持ちの人の主観的厚生の方が低いものの、子どもを持たない人の主観的厚生が低下傾向にあるため、子どもを持つ人と持たない人の主観的厚生の差が縮小したことがわかった。
Herbst and Ifcher (2016)の分析結果が示すように、子どもを持つ人と持たない人の主観的厚生のタイムトレンドは一定ではなく、変化している可能性がある。しかし、この実態はアメリカのデータを用いた Herbst and Ifcher (2016)でしか検証されておらず、他国の状況については分析例がない。また、子どもと主観的厚生の関係に関する研究は、そもそも欧米のデータを用いた研究が多く、アジア地域のデータを用いた研究は少ない。しかし、アジア地域では日本や韓国のように持続的な低出生率に直面する国が多く、子どもの主観的厚生2

への負の影響が相対的に大きくなっている可能性もあるため、その実態を検証する学術的・
政策的な意義は大きい。
そこで、本研究では Japanese General Social Survey(JGSS)を用い、2000 年から 2018 年
までの子どもを持つ人と持たない人の主観的厚生のタイムトレンドの変化を検証する。
JGSS は 2000 年から開始された日本の Repeated Cross Sectional Data であり、毎回の調査
で幸福度を 5 段階で計測している。この幸福度を利用し、子どもを持つ人と持たない人の幸福度の推移に変化があったのか、また、その結果として子どもの有無による幸福度の格差が拡大したのかを明らかにする。本研究は、筆者の知る限り、アジア地域のデータを用いて子どもの有無による主観的厚生のタイムトレンドの変化を検証した初の分析である。なお、
本研究では、婚外子の比率が非常に低く、子どもを出産するのが主に既婚者となっている日
本の状況を鑑み、有配偶者を分析対象とする1。
本研究では日本のデータを使用しているが、日本を分析対象とするのは次の 2 つの点から興味深い。1 点目は、育児を取り巻く環境の変化である。日本では 1990 年に合計特殊出
生率が 1.57 へと大きく低下し、それ以降、さまざまな少子化対策を実施してきた。中でも問題視されたのが働く女性の仕事と家庭の負担であり、その負担を緩和するためにも 1995
年に育児・介護休業法が施行された。育児休業の女性取得者は主に正社員であるといった課
題はあるものの、その取得率は上昇し続け、2018 年には 82.2%にまで至っている。また、保育園に入れない待機児童の解消を図るために、保育所の増設等の保育サービスの拡充も実施されてきた。これ以外にも、少子化対策基本法、次世代育成支援対策推進法(2003 年)
や子ども・子育て支援法(2010 年)が施行され、国・企業・地方公共団体が子育て支援を実施する環境が整備されてきている。このように、日本では育児を取り巻く環境が改善してきているため、子どもを持つ人々の主観的厚生が経年的に改善してきた可能性がある。2 点目
は、子どもへの価値観の変化である。日本では有配偶者に対して、国立社会保障・人口問題研究所が実施する『出生動向基本調査』で「結婚したら子どもを持つべきか」を各年にわたって調査している。この結果を見ると、1992 年では「どちらかといえば反対」、「まったく反対」の合計値が 9.6%であったが、2015 年には 28.9%にまで増加している。この結果は、既婚夫婦の中で必ずしも子どもを持つ必要がないという考えを持つ割合が増えてきたことを意味する。この傾向は、子どもを持たない人々の主観的厚生の改善に寄与した可能性がある。以上の 2 点が示すように、日本では子どもを持つ人と持たない人を取り巻く環境が改善されてきているため、子どもの有無による幸福度の差がどう変化したのかを先験的には予想できない。もし子育て環境の改善の影響が大きければ、子どもの有無による幸福度の差が縮小している可能性がある。これに対して、もし子どもを持たない人々の主観的厚生の改善の影響が大きかった場合、子どもの有無による幸福度の差が逆に拡大している可能性が

1

OECD. Stat(http://www.oecd.org/)の「Share of births outside of marriage (% of all births)」が示すように、日本の婚外子の比率は 1990 年から 2018 年まで 2.5%未満となっている。

3

ある。本研究では、子どもの有無による幸福度の差がどう変化したのかを Blanchflower and
Oswald (2004)、Stevenson and Wolfers (2009)、Herbst and Ifcher (2016)の推計方法を用いて検証する。
本研究の分析の結果、次の 3 点が明らかになった。1 点目は、有配偶女性の場合、全年齢
層では子どもの有無によって幸福度のタイムトレンドに変化は見られなかったが、50 歳以
下では子持ち有配偶女性の幸福度のタイムトレンドが相対的に低下していた。この背景には、子どものいない有配偶女性の幸福度の上昇が影響していた。有配偶男性の場合、いずれの年齢層でも子どもの有無によって幸福度のタイムトレンドに変化が見られなかった。2 点
目は、働く有配偶女性では子どもの有無によって幸福度のタイムトレンドに変化はなかったが、50 歳以下の非就業の子持ち有配偶女性の幸福度のタイムトレンドが相対的に低下していた。3 点目は、子どもの各種満足度への影響を検証した結果、有配偶男女の両方において、ほとんどの各種満足度のタイムトレンドが子どもの有無によって変化していなかった。
本稿の構成は次のとおりである。第 2 節では子どもと主観的厚生に関する先行研究を概観する。第 3 節では使用データについて説明し、第 4 節では推計手法について説明する。
第５節では分析結果について述べ、最後の第 6 節では本稿の結論と今後の研究課題について言及する。

2

先行研究
2.1

子どもの主観的厚生への影響に関する理論的、実証的研究

Hansen (2012)は、子どもの主観的厚生への影響にはプラスとマイナスの両方の効果があり、その相対的な大きさによって主観的厚生への影響が決定すると指摘している。子どもを持つことのプラスの効果として、人生における精神的な充足や幸福につながるといった点がある (Stanley et al. 2003; Toulemon 1996)。また、National Survey of Families andHouseholds (NSFH)や International Social Survey Programme (ISSP)といったクロスカン
トリーデータを用いた研究では、各国の 80-90％の回答者が「子供の成長を見ることが人生の大きな喜びである」といった質問に同意している (Halle 2002; ISSP 2002; KoropeckyjCox and Pendell 2007)。さらに、高齢期において、子どもが親への経済的、非経済的な面での支援を行い、孤立を防ぎ、社会の人々と交流を促進するためのリソースになるといったメ
リットもある(Huijts et al. 2013; Dykstra 2009; Motel-Klingebiel et al. 2003; Margolis andMyrskyla 2011)。
一方、子どもを持つことのマイナスの効果として、心理的負担や金銭的負担がある。子育
てにはさまざまな心配事や行動の自由の制限を伴い、心理的な負荷が大きい(Twenge et al.
2003)。この影響は特に子育てを担う女性において大きく、出産後の女性の主観的厚生低下の原因の１つになっていると考えられる。また、子どもの養育には食事、衣服、住居、教育4とさまざまな面における金銭的負担が大きく、消費や資産形成に負の影響をもたらす。これが主観的厚生を押し下げると考えられる(Stanca 2012)。これら以外でも、子育てには機会費用を伴う場合がある。女性において、出産を機に就業や就学を断念せざるを得ない場合があり、これが子どもを持つことの負担になると考えられる (Hansen 2012)。
子どもと主観的厚生に関する実証分析の結果を見ると、子どもを持つことによって主観的厚生が低下すると指摘する研究が多い(Alesina et al. 2004; Blanchflower and Clark 2021;
Clark 2006; Clark et al. 2008; Di Tella et al. 2003; Evenson and Simon 2005; Glenn and
McLanahan 1982; Grossbard and Mukhopadhyay 2013; Nomaguchi and Milkie 2003;
Margolis and Myrskylä 2011; Sato 2021; Stanca 2012)。これらの研究のうち、WVS、EuroBarometer Survey、US GSS といった Repeated Cross Sectional Data を用いた研究において、子どもの影響がマイナスであることを示す結果が多い。また、子どもの影響の異質性を検証した研究も数多く存在し、子どもの数が多くなるほど、主観的厚生への負の影響が大きくなることが明らかにされている(Alesina et al. 2004; Angeles 2009; Ball and Chernova
2008; Di Tella et al. 2003; Margolis and Myrskyla 2011; Shields and Wooden 2003; Stutzer
and Frey 2006)。また、子どもの年齢が思春期に差し掛かると親の主観的厚生への負の影響が強くなることが指摘されている。(Oswald and Powdthavee 2008; Savolainen et al. 2001)。
これら以外では近年、高齢の親に対する子どもの影響が検証されているが、使用する主観的厚生の指標や国によって結果が異なっている(Dykstra and Wagner 2007; Gibney et al. 2017;
Hank and Wanger 2013; Hansen et al. 2009; Neuberger and Preisner 2018)。例えば、オラ
ンダとドイツのデータを用いた Dykstra and Wagner (2007)は、両国において、生涯子どものいない女性と子持ちの女性では、生活満足度に差がないことを明らかにしている。これに対してノルウェーのデータを用いた Hansen et al. (2009)は、子どものいる女性の方が生涯
子どものいない女性よりも生活満足度や自尊心が高い傾向にあることを示した。
日本のデータを用いた研究を見ると、おおむね子どもの主観的厚生への負の影響を確認している(佐藤 2021a,b; 永井 2005; 山口 2007; Lee and Ono 2008; Sato 2021; Oshio et al.
2011 )。これらの研究のうち、永井(2005)、山口(2007)、Lee and Ono (2008)は、子どもの存在が夫婦関係満足度を低下させることを明らかにしている。また、佐藤(2021a)は子どもが生活満足度を低下させる原因を分析し、夫婦関係満足度の悪化と家計の経済状況の悪化
が主な原因だと指摘している。佐藤(2021b)は、子どもの存在が中高齢の親の生活満足度と世帯所得満足度を低下させることを明らかにしている。また、この論文では、子どもの存在が中高齢の親の世帯貯蓄額を低下させ、世帯負債額を増加させると指摘している。これ以外
では、Sato (2021)は妻の就業状態と子どもの有無別に幸福度を比較しており、子どものいない専業主婦の幸福度が最も高く、子持ちの働く妻の幸福度が最も低いことを明らかにした。

2.2

主観的厚生の経年変化を検証した先行研究
5近年、主観的厚生のタイムトレンドを検証する研究が増加している。その嚆矢となる研究に Blanchflower and Oswald (2004)や Stevenson and Wolfers (2009)がある。これらの研究
では男女別の主観的厚生のタイムトレンドの変化を分析している。 Blanchflower and
Oswald (2004)は、US GSS と Eurobarometer British Survey を用い、アメリカとイギリスにおいて女性の方が男性よりも主観的厚生が高いものの、アメリカの女性の主観的厚生は減少トレンドにあることを示した。また、Stevenson and Wolfers (2009)は US GSS を使用し、アメリカでは 1970 年代以降、女性の主観的厚生が減少傾向にある反面、男性の主観的厚生があまり変化しなかったことを明らかにしている。さらに、この研究では、女性の主観的厚
生の減少傾向が他のヨーロッパ諸国でも観察されることを明らかにした。これ以外では、
Herbst (2011)がアメリカの 1985－2005 年の DDB Needham Life Style Survey を使用し、女性だけでなく男性でも生活満足度が低下したことを示した。日本の JGSS を用いた研究にMitsuyama and Shimizutani(2019)があり、日本では他の先進国と異なり、2000 年代後半に20-34 歳と 65 歳以上の女性で幸福度が上昇し、35-49 歳と 65 歳以上の男性で幸福度が低下したことを明らかにした。また、佐藤(2022)は日本の『くらしの好みと満足度についてアン
ケート(JHPS-CPS)』を用い、2003 年から 2018 年の間で女性の幸福度は分析期間中で大きな変化を経験していなかったが、男性の幸福度は低下傾向にあったため、女性の相対的な幸福度が改善したことを指摘している。
これら以外では、Herbst and Ifcher(2016)や Ifcher and Zarghamee(2014)がある。Herbst
and Ifcher(2016)は本研究と同じ問題意識をもっており、US GSS と DDB Lifestyle Survey
を用い、子どもの有無別の幸福度のタイムトレンドの変化を検証している。この分析の結果、子持ちの人々の主観的厚生に変化はないものの、子どもがいない人々の主観的厚生が低下したため、子持ちの人々の主観的厚生が相対的に改善したことがわかった。Herbst andIfcher(2016)はこの原因について、子どもを持つことがコミュニティとのつながりや政治への関心、友人との交友を維持し、主観的厚生の向上につながる可能性があると示唆している。
Ifcher and Zarghamee(2014)は GSS を用いて、シングルマザーの幸福度のトレンドの変化を検証し、シングルマザーの幸福度は他の女性よりも低いが、その差が縮小傾向にあること示した。これら以外にも仕事満足度の推移について検証した研究として Sousa-Poza andSousa-Poza (2003)と Green et al. (2018)がある。

3

データ
本研究で使用する JGSS は、2000 年から調査を開始した Repeated Cross Sectional Dataである。JGSS は満 20～89 歳の男女を層化２段抽出法により全国から抽出し、面接法と留置法を組み合わせて調査を行っている。今回の分析で使用するのは、2000 年、2001 年、2002 年、2003 年、2005 年、2006 年、2008 年、2010 年、2012 年、2015 年、2017 年、2018
年の 12 時点のデータである。JGSS は 2016 年にも調査を行っているが、2016 年調査は通6常の JGSS と対象年齢、抽出方法、抽出間隔が異なるため、分析対象から除外している2。
JGSS は、回答者の職業、世帯構成等の基本属性、日常的な行動や基本的な生活意識、政治意識などに関して調査を行っている。調査項目の中には幸福度や各種満足度があり、これらを被説明変数として使用する。
今回の分析対象は、有配偶の男女である。日本の場合、他の先進国と異なり、婚外子の比率が低く、1990 年から 2018 年まで 2.5%未満となっている3。この値は日本では結婚と出産が強く結びついていることを意味する。
また、
日本では離婚率が 2004 年以降低下しており、2010 年以降だと人口対千人で 2 を下回っている。これらの点を考慮すると、日本では子どもがいるのは主に有配偶世帯だと考えられるため、分析対象を有配偶の男女に限定した。使用する各変数に欠損値のないサンプルに限定した結果、男性のサンプルサイズは 8,078 で女性のサンプルサイズは 8,331 であった。

4

推計手法
4.1

推計モデル

本研究では 2000 年から 2018 年までの子どもの有無別の幸福度のトレンドの変化を分析する。このために次の 2 つの推計を行う。1 つ目は、以下の式を Pooled OLS、Pooled Ordered
Probit Model または Pooled Probit Model によって推計し、子どもの主観的厚生への影響を検証する。

𝐻𝑖𝑡 = 𝛼0 + 𝛼1 𝑃𝑎𝑟𝑒𝑛𝑡𝑖𝑡 + 𝑋𝑖𝑡 𝛿 + 𝜀𝑖𝑡(1)(1)式のうち、𝑖は個人、𝑡は時点を示している。被説明変数の𝐻𝑖𝑡 は幸福度である。幸福度の計測には「あなたは、現在幸せですか。
」といった質問を用いており、回答は「5=不幸せ」
から「1=幸せ」の 5 段階となっている。推計では幸福度の値を反転させ、値が大きいほど幸福度が高くなるよう定義している。分析では幸福度が 4 以上で 1、それ以外で 0 となるダ
ミー変数と幸福度が 2 以下で 1、それ以外で 0 となるダミー変数も併せて使用する。
𝑃𝑎𝑟𝑒𝑛𝑡𝑖𝑡 は子どもありダミーであり、(1)式の推計で最も注目する変数である。子どもあり
ダミーの係数は子どもの有無による幸福度の差を示しており、係数が正であれば子どもがいる有配偶者ほど幸福度が高いことを意味し、係数が負であれば子どもがいる有配偶者ほど幸福度が低いことを意味している。𝑋𝑖𝑡 は個人属性を示し、年齢、年齢の二乗項、主観的健2

2016 年の JGSS 調査は、満 25 歳以上 49 歳以下の男女を調査対象とし、2015 年調査と同一の母集団のうち、一部年齢層を対象としたオーバーサンプリング調査となっている。
3

OECD Family Database(https://www.oecd.org/els/family/database.htm)

7

康度、学歴、世帯所得ダミー4、就業ダミー、年次ダミーを含む。𝜀𝑖𝑡 は誤差項である。
(1)式は Pooled OLS、Pooled Ordered Probit Model または Pooled Probit Model によって推計され、不均一分散に対して頑健な標準誤差を使用する。なお、Stanca (2012)やBlanchflower and Clark (2021)の推計結果が示すように、男女によって子どもの影響が異なる可能性があるため、男女別に推計を実施する。また、子育て期と子育てが完了した時期では子どもの及ぼす影響が異なると考えられるため、分析対象を 50 歳前後で分割した推計も行う。
2 つ目の推計では、Blanchflower and Oswald (2004)、Stevenson and Wolfers (2009)、
Herbst and Ifcher(2016)の手法を用いて、以下の式を推計する。
𝐻𝑖𝑡 = 𝛽0 + 𝛽1 𝑃𝑎𝑟𝑒𝑛𝑡𝑖𝑡 + 𝛽2 (𝑃𝑎𝑟𝑒𝑛𝑡𝑖𝑡 × 𝑇𝑟𝑒𝑛𝑑𝑡 ) + 𝛽3 (𝑁𝑜𝑛𝑝𝑎𝑟𝑒𝑛𝑡𝑖𝑡 × 𝑇𝑟𝑒𝑛𝑑𝑡 ) + 𝑋𝑖𝑡 𝛾 + 𝜀𝑖𝑡(2)(2)式のうち、𝐻𝑖𝑡 は幸福度、𝑃𝑎𝑟𝑒𝑛𝑡𝑖𝑡 は子どもありダミー、そして、𝑋𝑖𝑡 は個人属性であり、(1)式と同じ変数を使用する。𝑁𝑜𝑛𝑝𝑎𝑟𝑒𝑛𝑡𝑖𝑡 は子どもなしダミーであり、𝑇𝑟𝑒𝑛𝑑𝑡 はタイムトレ
ンド項を示している。タイムトレンド項は 2000 年を基準とした(𝑌𝑒𝑎𝑟 − 2000)/100で算出する。𝜀𝑖𝑡 は誤差項である。なお、(2)式も男女別、年齢別に推計する。
(2)式において最も注目するのは、子どもありダミーとタイムトレンド項の交差項の係数
𝛽2 と子どもなしダミーとタイムトレンド項の交差項の係数𝛽3 である。これらの係数が有意に正の符号を示した場合、幸福度が上昇傾向にあることを示す。逆に、これらの係数が有意に負の符号を示した場合、幸福度が減少傾向にあることを意味する。推計では、子どもあり
ダミーとタイムトレンド項の交差項と子どもなしダミーとタイムトレンド項の交差項の差分の統計的な有意差についても確認し、幸福度の差の変化を検証する。

4.2

使用データの特徴

表 1 は有配偶男性と有配偶女性の子どもの有無別の基本統計量を示している。男女とも
おおむね傾向は同じであり、子どもがいる場合の平均年齢が高く、中高卒の割合が高くなっていた。また、子どもがいる場合、世帯年収の 450 万以上 1000 万未満の割合と就業率が低くなっていた。
図 1 は子どもの有無別に幸福度の平均値を比較している。男女とも子どもがいない場合の幸福度が高くなっており、平均値の差は 1%水準で統計的に有意であった。この結果は、先行研究と同じく、子どもを持つ男女ほど幸福度が低いことを示している。図 2 と図 3 は
4

世帯所得ダミーとして、「450 万円未満」、「450 万以上 1000 万未満」、
「1000 万以上」、「不詳」の 4 つを変数として使用する。世帯所得では欠損値が多かったため、サンプルを確保するためにも「不詳」を変数として使用している。

8

子どもの有無別の幸福度の平均値の経年変化を示している5。なお、図 2 と図 3 には線形の近似曲線がそれぞれ追加されている。図 2 の有配偶女性の値を見ると、2003 年と 2017 年
以外で、子どもがいない場合の幸福度の方が高くなっていた。また、近似曲線の差が緩やかに拡大する傾向を示していた。次に図 3 の有配偶男性の値を見ると、2003 年、2005 年、2006 年、2018 年以外で子どもがいない場合の幸福度の方が高くなっていた。また、近似曲線の差が徐々に縮小する傾向を示していた。これらの結果から、男性よりも女性の方で子どもの有無による幸福度の差が明確であり、女性において子どもの有無による幸福度の差が拡大している可能性がある。
表 1 基本統計量
有配偶女性
子どもあり
変数

有配偶男性

子どもなし

子どもあり

子どもなし

平均値 標準偏差 平均値 標準偏差

平均値 標準偏差 平均値 標準偏差

幸福度

3.977

0.913

4.112

0.867

3.942

0.884

4.028

0.885

子どもあり

1.000

0.000

0.000

0.000

1.000

0.000

0.000

0.000

年齢

53.267

14.17244.461

14.52957.05414.39646.23815.278

健康状態

3.624

1.119

3.665

1.113

3.506

1.117

3.506

1.126

中高卒

0.718

0.450

0.570

0.495

0.662

0.473

0.530

0.499

専門・短大卒

0.219

0.414

0.287

0.453

0.162

0.368

0.192

0.395

大卒以上

0.064

0.244

0.143

0.351

0.176

0.381

0.278

0.448

450万円未満

0.285

0.451

0.291

0.455

0.317

0.465

0.319

0.466

450万以上1000万未満

0.392

0.488

0.438

0.497

0.425

0.494

0.486

0.500

1000万以上

0.128

0.334

0.137

0.344

0.135

0.341

0.099

0.299

不詳

0.195

0.397

0.134

0.341

0.124

0.329

0.096

0.295

0.500

0.595

0.491

0.722

0.448

0.825

学歴

世帯年収

就業

0.506
サンプルサイズ

7,696

635

7,444

0.380
634

注：分析対象は有配偶の男女である。
出典：JGSS(2000 年―2018 年)から筆者作成。

5

図 1～3 までは子どもの有無による有配偶男女の幸福度の違いを見ているが、配偶状態による幸福度の違いについて Appendix A を参照されたい。

9

図 1 子どもの有無別の幸福度の平均値
4.15(幸福度の平均値)

4.11

子どもあり

子どもなし

4.10

4.05

4.03

4.00

3.98
3.94

3.95
3.90
3.85

有配偶女性

有配偶男性

注：分析対象は有配偶の男女である。
出典：JGSS(2000 年―2018 年)から筆者作成。

図 2 子どもの有無別の幸福度の推移（有配偶女性）
4.40

（幸福度）

4.20

4.00

3.80

3.60
2000

2001

2002

2003

2005

2006

2008

2010

2012

子どもあり

子どもなし

線形 (子どもあり)線形 (子どもなし)

注：分析対象は有配偶の男女である。図には近似曲線が追加してある。
出典：JGSS(2000 年―2018 年)から筆者作成。

10

2015

2017

2018

図 3 子どもの有無別の幸福度の推移（有配偶男性）
4.40

(幸福度)

4.20

4.00

3.80

3.60

3.40
2000

2001

2002

子どもあり

2003

2005

2006

子どもなし

2008

2010

2012

線形 (子どもあり)

2015

2017

2018

線形 (子どもなし)

注：分析対象は有配偶の男女である。図には近似曲線が追加してある。
出典：JGSS(2000 年―2018 年)から筆者作成。

5

推計結果
5.1

基本分析：子どもが幸福度に及ぼす影響とその変化

表 2 は有配偶女性と有配偶男性の子どもと幸福度の関係に関する推計結果を示している。
Panel A は有配偶女性、Panel B は有配偶男性の結果を示しており、(1)～(3)列目は OLS による推計結果、(4)～(6)列目は Ordered Probit Model による推計結果を示している。また、(7)～(9)列目は幸福度が 4 以上で 1 となるダミー変数を被説明変数に使用した Probit Modelの推計結果である。(10)～(12)列目は幸福度が 2 以下で 1 となるダミー変数を被説明変数に使用した Probit Model の推計結果となっている。
表 2 の Panel (A)の有配偶女性の結果を見ると、(1)～(3)列目の OLS では、全年齢及び50 歳以下で有意な負の値を示していた。これは女性全体や 50 歳以下の女性において、子どもがいる場合ほど、幸福度が低下することを意味する。同じ結果は(4)～(6)列目の Ordered
Probit Model でも確認されている。次に(7)～(9)列目の高い幸福度を持つ場合の Probit
Model の結果を見ると、男女ともすべての係数が有意ではなかった。この結果は、子どもの有無は高い幸福度を持つ確率に影響していないことを意味する。最後の(10)～(12)列目の低い幸福度を持つ場合の Probit Model の結果を見ると、女性の全年齢及び 50 歳以下で有意な正の値を示していた。これは女性全体や 50 歳以下の女性において、子どもがいる場合ほど、低い幸福度を持つ確率が高くなることを意味する。次に Panel (B)の有配偶男性の結果
11

を見ると、すべての係数が有意ではなかった。これは子どもの有無が男性の幸福度に影響を及ぼしていないことを意味する。以上の結果をまとめると、子どもの存在によって幸福度が低下したのは主に女性であり、背景には性別役割分業によって女性に育児負担が偏る現状が影響していると考えられる。
表 2 子どもの幸福度への影響
(1)
被説明変数
全年齢

(2)
幸福度

(3)

50歳以下 51歳以上

(4)
全年齢

(5)
幸福度

(6)

50歳以下 51歳以上

(7)
(8)
(9)
幸福度が5or4=1,それ以外=0

(10)
(11)
(12)
幸福度が1or2=1,それ以外=0

全年齢

50歳以下 51歳以上

全年齢

50歳以下 51歳以上

Panel A：有配偶女性
子どもありダミー-0.094*** -0.132***-0.010-0.126*** -0.186***-0.008-0.028-0.035-0.0070.026***

0.037***

0.010(0.034)(0.063)(0.046)(0.058)(0.078)(0.019)(0.023)(0.033)(0.010)(0.013)(0.015)(0.041)

推計手法

OLS

OLS

OLS

Oprobit

Oprobit

Oprobit

ProbitProbitProbitProbitProbitProbitサンプルサイズ

8,331

3,719

4,612

8,331

3,719

4,612

8,331

3,719

4,612

8,331

3,719

4,612

Panel B：有配偶男性
子どもありダミー-0.048-0.051-0.051-0.066-0.072-0.068-0.029-0.024-0.034-0.0000.004-0.005(0.035)(0.045)(0.057)(0.048)(0.063)(0.074)(0.019)(0.024)(0.030)(0.008)(0.010)(0.012)

推計手法

OLS

OLS

OLS

Oprobit

Oprobit

Oprobit

ProbitProbitProbitProbitProbitProbitサンプルサイズ

8,078

2,825

5,253

8,078

2,825

5,253

8,078

2,825

5,253

8,078

2,825

5,253

注：括弧内の値は不均一分散に対して頑健な標準誤差を示す。***は 1%水準、**は 5%水準、*は 10%水準で有意であることを示す。推計では説明変数として年齢、年齢の二乗項、主観的健康度、学歴、世帯年収ダ
ミー、就業ダミー、年次ダミーを使用している。分析対象は有配偶の男女である。
出典：JGSS(2000 年―2018 年)から筆者作成。

表 3 は、有配偶女性における子どもの幸福度への影響の変化を検証した結果である。表中の(1)列目は子どもがいる場合のタイムトレンドの係数を示し、(2)列目は子どもがいない
場合のタイムトレンドの係数を示す。(3)列目は、(1)列目と(2)列目の係数の差を示しており、この値が正に有意であれば、子どもがいる場合の幸福度が相対的に向上したことを意味
し、逆にこの値が負であれば、子どもがいる場合の幸福度が相対的に低下したことを意味する。
まず、Panel A の全年齢層の結果を見ると、(1)列目の子どもがいる場合の係数が OLS、
Ordered Probit Model で負に、そして低い幸福度の Probit Model で正に有意な値を示していた。これらの結果は、子どもを持つ有配偶女性の幸福度が経年的に低下したことを意味する。次に(2)列目の子どもがいない場合の係数を見ると、いずれも有意ではなく、タイムト
レンドに変化がなかったことを示していた。(3)列目のタイムトレンドの係数の差分の結果を見ると、いずれの係数も有意ではなかった。この結果は、子持ち女性と子どものいない女
性の幸福度の差に変化が生じていないことを意味する。
次に Panel (B)の 50 歳以下の結果を見ると、(1)列目の子どもがいる場合の係数はいずれも有意ではなく、タイムトレンドに変化がないことを示していた。次に(2)列目の係数を見12ると、OLS、Ordered Probit Model で正に、そして低い幸福度の Probit Model で負に有意な値を示していた。これらの結果は、子どものいない有配偶女性の幸福度が経年的に向上したことを意味する。(3)列目の係数を見ると、OLS、Ordered Probit Model で負に、そして低い幸福度の Probit Model で正に有意な値を示しており、いずれも子どものいる有配偶女
性の幸福度が相対的に低下したことを示していた。子持ち女性と子どものいない女性の幸福度の差は拡大しており、その原因には子どものいない女性の幸福度の改善が影響していると考えられる6。
最後に Panel (C)の 51 歳以上の結果を見ると、(1)列目の子どもがいる場合の係数は OLS、
Ordered Probit Model で負に、そして低い幸福度の Probit Model で正に有意な値を示していた。これらの結果は、子どもを持つ有配偶女性の幸福度が経年的に低下したことを意味する。(2)列目の子どもがいない場合の係数を見ると、低い幸福度の Probit Model で正に有意であり、子どものいない有配偶女性の幸福度が経年的に低下することを示していた。(3)列目の係数を見ると、いずれも有意ではなく、子持ち女性と子どものいない女性の幸福度の差に変化が生じていないことを示していた。
表 4 は、有配偶男性における子どもの幸福度への影響の変化を検証した結果である。まず、Panel A の全年齢層の結果を見ると、(1)列目の子どもがいる場合の係数はいずれも有意ではなく、タイムトレンドに変化がないことを示していた。次に(2)列目の子どもがいない場合の係数を見ると、OLS、Ordered Probit Model で負に有意な値を示していた。これらの結果は、子どもを持たない有配偶男性の幸福度が経年的に低下したことを意味する。最後に(3)列目のタイムトレンドの係数の差分の結果を見ると、いずれの係数も有意ではなかった。この結果は、子持ち男性と子どものいない男性の幸福度の差に変化が生じていないことを意味する。
次に Panel B の 50 歳以下の結果を見ると、(1)～(3)列目のタイムトレンドの係数で有意となる係数がほとんどなかった。これは、男性の幸福度のタイムトレンドがあまり変化していないことを示している。唯一有意な値となったのが(2)列目の低い幸福度の有無に関する
Probit Model の係数であり、男性の幸福度が経年的に悪化したことを意味している。
次に Panel C の 51 歳以上の結果を見ると、(1)～(3)列目のタイムトレンドの係数はすべて有意ではなかった。この結果は、51 歳以上の有配偶男性の幸福度のタイムトレンドが変化していなかったことを意味する。
以上の分析結果を整理すると、次の 2 点にまとめることができる。1 点目は、女性の場合、50 歳以下で子持ち有配偶女性の幸福度が相対的に悪化していた。この背景には、子どものいない有配偶女性の幸福度の向上が影響していた。2 点目は、男性の場合、ほとんどの年齢層において、子どもの有無によって幸福度のタイムトレンドに変化が見られなかった。
6

国立社会保障・人口問題研究所の『出生動向基本調査』によれば、妻が 45～49 歳の夫婦の子ども 0 人の割合は 3.5%(1977 年)、3.6%(1982 年)、3.1%(1987 年)、3.8%(1992 年)、3.3%(1997 年)、4.2%(2002年)、5.7%(2005 年)、7.5%(2010 年)、9.9%(2015 年)、9.9%(2021 年)と徐々に増えている。

13

表 3 子どもの有無別の有配偶女性の幸福度のタイムトレンドの変化
(1)

(2)

(3)

係数

子どもあり

子どもなし

(1)と(2)の差

幸福度

タイムトレンド-0.432**0.457-0.889(0.176)(0.537)(0.558)

幸福度

タイムトレンド-0.595***0.584-1.179(0.226)(0.725)(0.752)

幸福度が5or4=1,それ以外=0

タイムトレンド-0.1071.272-1.379(0.281)(0.990)(1.023)

幸福度が1or2=1,それ以外=0

タイムトレンド

1.139**-1.9383.077(0.454)(2.175)(2.216)-0.0041.160*-1.165*(0.268)(0.646)(0.683)

被説明変数

推計手法 サンプルサイズ

Panel A 全年齢
OLS

8,331

Oprobit

8,331

Probit8,331

Probit

8,331

OLS

3,719

Oprobit

3,719

Probit3,719

Probit

3,719

OLS

4,612

Oprobit

4,612

Probit4,612

Probit4,612

Panel B 50歳以下
幸福度
幸福度

タイムトレンド
タイムトレンド

幸福度が5or4=1,それ以外=0

タイムトレンド

幸福度が1or2=1,それ以外=0

タイムトレンド-0.0101.604*-1.614*(0.360)(0.932)(0.980)

0.138

1.575

-1.437(0.451)(1.288)(1.348)

1.159-17.489***

18.648***(0.712)(6.390)(6.417)

Panel C 51歳以上
幸福度

タイムトレンド-0.703***-0.7220.019(0.234)(0.950)(0.975)

幸福度

タイムトレンド-0.930***-0.9460.016(0.292)(1.188)(1.218)

幸福度が5or4=1,それ以外=0
幸福度が1or2=1,それ以外=0

タイムトレンド
タイムトレンド-0.2130.700-0.913(0.361)(1.598)(1.634)1.054*

4.005*-2.950(0.600)(2.428)(2.491)

注：括弧内の値は不均一分散に対して頑健な標準誤差を示す。***は 1%水準、**は 5%水準、*は 10%水準で有意であることを示す。推計では説明変数として年齢、年齢の二乗項、主観的健康度、学歴、世帯年収ダ
ミー、就業ダミーを使用している。分析対象は有配偶の女性である。
出典：JGSS(2000 年―2018 年)から筆者作成。

14

表 4 子どもの有無別の有配偶男性の幸福度のタイムトレンドの変化
被説明変数

係数

(1)

(2)

(3)

子どもあり

子どもなし

(1)と(2)の差推計手法

サンプルサイズ

OLS

8,078

Oprobit

8,078

Probit8,078

Probit

8,078

OLS

2,825

Oprobit

2,825

Probit2,825

Probit

2,825

OLS

5,253

Oprobit

5,253

Probit5,253

Probit5,253

Panel A 全年齢
幸福度

タイムトレンド

幸福度

タイムトレンド

幸福度が5or4=1,それ以外=0
幸福度が1or2=1,それ以外=0
Panel B

タイムトレンド
タイムトレンド-1.171*0.957(0.598)(0.613)-0.311-1.630**1.319(0.242)(0.795)(0.816)-0.134-0.9310.797(0.299)(0.979)(1.010)

0.400

1.960

-1.560(0.533)(1.716)(1.763)

50歳以下

幸福度

タイムトレンド

幸福度

タイムトレンド

幸福度が5or4=1,それ以外=0

タイムトレンド

幸福度が1or2=1,それ以外=0

タイムトレンド

Panel C

-0.214(0.183)-0.258-1.216

0.959(0.323)(0.793)(0.822)-0.312-1.7571.444(0.434)(1.091)(1.133)-0.374-0.8450.471(0.543)(1.312)(1.379)1.388

4.116*-2.728(0.959)(2.486)(2.602)-0.207-0.9840.777(0.223)(0.917)(0.934)-0.319-1.2940.976(0.292)(1.159)(1.183)-0.087-0.9610.874(0.358)(1.475)(1.508)-0.011-0.5730.562(0.640)(2.407)(2.454)

51歳以上

幸福度

タイムトレンド

幸福度

タイムトレンド

幸福度が5or4=1,それ以外=0

タイムトレンド

幸福度が1or2=1,それ以外=0

タイムトレンド

注：括弧内の値は不均一分散に対して頑健な標準誤差を示す。***は 1%水準、**は 5%水準、*は 10%水準で有意であることを示す。推計では説明変数として年齢、年齢の二乗項、主観的健康度、学歴、世帯年収ダ
ミー、就業ダミーを使用している。分析対象は有配偶の女性である。
出典：JGSS(2000 年―2018 年)から筆者作成。

5.2

就業状態の属性別分析

表 5 は有配偶の男女を年齢と就業状態で分割し、幸福度のタイムトレンドの変化を検証した結果である7。まず、Panel A の働く有配偶女性の結果を見ると、(1)列目、(2)列目、(3)列目のいずれでも有意な値となっていなかった。これは働く有配偶女性において子どもを持つ場合と持たない場合で幸福度の差に変化が生じなかったことを示している。
次に Panel B の非就業の有配偶女性の結果を見ると、(1)列目では全年齢層と 51 歳以上
でタイムトレンドが負に有意な値となっていた。これは子持ちの非就業女性の場合、全年齢

7

有配偶男女の就業状態別の幸福度の推移は、Appendix B に掲載してある。

15

層と 51 歳以上で幸福度が経年的に低下したことを意味する。次に(2)列目を見ると、50 歳
以下で正に有意な係数を示していた。これは、50 歳以下の子どものいない非就業女性の幸
福度が経年的に向上したことを意味する。最後に(3)列目を見ると、50 歳以下のみで負に有意な値となっていた。これは、50 歳以下の非就業の場合、子持ちの女性の幸福度が子どものいない女性の幸福度よりも相対的に低下したことを示している。以上の結果から、年齢と就業状態で分割した場合、少なくとも幸福度のタイムトレンドが向上したという傾向は確認できず、むしろ 50 歳以下の非就業の子持ち女性で幸福度が相対的に低下したことが確認できた。
表 5 就業状態別の子どもの有無による幸福度のタイムトレンドの変化

被説明変数

係数

(1)

(2)

(3)

子どもあり

子どもなし

(1)と(2)の差推計手法

サンプルサイズ

OLS

4,275

OLS

2,361

OLS

1,914

OLS

4,056

OLS

1,358

OLS

2,698

OLS

5,897

Panel A 有配偶女性・就業者
幸福度
幸福度
幸福度
Panel B
幸福度
幸福度
幸福度
Panel C
幸福度
幸福度
幸福度
Panel D
幸福度

タイムトレンド(全年齢)
タイムトレンド(50歳以下)
タイムトレンド(51歳以上)-0.1680.292-0.460(0.237)(0.687)(0.716)-0.1850.246-0.432(0.331)(0.782)(0.828)-0.1600.224-0.384(0.340)(1.484)(1.517)

有配偶女性・非就業者
タイムトレンド(全年齢)
タイムトレンド(50歳以下)
タイムトレンド(51歳以上)-0.713***0.666-1.379(0.263)(0.867)(0.898)0.345

3.120***-2.775**(0.460)(1.112)(1.178)-1.088***-1.4440.356(0.320)(1.221)(1.256)

有配偶男性・就業者
タイムトレンド(全年齢)-0.075-0.8440.769(0.212)(0.664)(0.682)

タイムトレンド(50歳以下)-0.290-1.169

0.878

OLS

2,787

タイムトレンド(51歳以上)(0.324)0.075(0.798)-0.144(0.828)
0.218

OLS

3,110

(0.282)(1.235)(1.255)-0.532-2.237*

1.705

OLS

2,181

(0.359)(1.317)(1.349)

OLS

2,143

有配偶男性・非就業者
タイムトレンド(全年齢)

幸福度

タイムトレンド(50歳以下)

幸福度

タイムトレンド(51歳以上)-0.582-2.1891.607(0.359)(1.339)(1.372)

注：括弧内の値は不均一分散に対して頑健な標準誤差を示す。***は 1%水準、**は 5%水準、*は 10%水準で有意であることを示す。推計では説明変数として年齢、年齢の二乗項、主観的健康度、学歴、世帯年収ダ
ミー、就業ダミーを使用している。分析対象は有配偶の男女である。
出典：JGSS(2000 年―2018 年)から筆者作成。

16

次に Panel C の働く有配偶男性の結果を見ると、(1)列目、(2)列目、(3)列目のいずれでも有意な値となっていなかった。これは働く有配偶男性において子どもを持つ場合と持たない場合で幸福度の差に変化が生じなかったことを示している。Panel D は非就業の有配偶男性の結果を示しているが、50 歳以下ではほとんどの男性が就業し、サンプルサイズが小さいため、分析対象から除外している。Panel D において、ほとんどのタイムトレンドの係数は有意ではなく、非就業の有配偶男性の幸福度が経年的に変化していなかった。唯一、(2)列目の全年齢層のタイムトレンドが負に有意となっており、子どものいない男性の幸福度
が経年的に低下する傾向を示していた。以上の結果から、女性と比較して男性の場合、就業状態によって幸福度のタイムトレンドにほとんど変化が生じていないと言える。

5.3

幸福度以外の満足度指標を用いた追加分析

表 6 は被説明変数に各種の満足度の指標を用いた OLS による分析結果である。(1)～(3)列目は配偶者との関係に関する満足度、(4)～(6)列目は家計状態に関する満足度、(7)～(9)列目は家庭生活に関する満足度、(10)～(12)列目は余暇利用に関する満足度、そして、(13)～(15)列目は友人関係に関する満足度をそれぞれ被説明変数に使用している8。まず、(1)～(3)列目を見ると、Panel A の有配偶女性と Panel B の有配偶男性の両方で、全年齢と 50 歳
以下の配偶者への満足度が低下していた。次に(4)～(6)列目を見ると、51 歳以上の女性以
外のすべての係数が負に有意であり、子どもによって家計状態への満足度が悪化することを示していた。なお、男女とも 50 歳以下で係数がやや大きくなっていたため、子育て期における経済的な負担が大きいことを示すと考えられる。(7)～(9)列目を見ると、女性のみが負に有意な値を示していた。この結果は、日本では子育ての負担が女性に偏っているため、
主に女性の家庭生活の満足度が低下したことを示すと考えられる。(10)～(12)列目を見ると、
男女とも全年齢と 50 歳以下で余暇利用への満足度が悪化していた。

8

各満足度指標の平均値については、子どもの有無別に Appendix C に掲載してある。

17

表 6 子どもの各種生活満足度への影響
(1)
被説明変数

(2)

(3)

生活満足度：配偶者との関係
全年齢

50歳以下 51歳以上

(4)

(5)

(6)

(7)

生活満足度：家計状態
全年齢

50歳以下 51歳以上

(8)

(9)

生活満足度：家庭生活
全年齢

50歳以下 51歳以上

(10)

(11)

(12)

生活満足度：余暇利用
全年齢

50歳以下 51歳以上

(13)

(14)

(15)

生活満足度：友人関係
全年齢

50歳以下 51歳以上

Panel A：有配偶女性
子どもありダミー-0.350*** -0.467***-0.110-0.254*** -0.322***-0.080-0.196*** -0.224*** -0.132** -0.167*** -0.232***-0.009

0.011

0.033

-0.010(0.044)(0.052)(0.078)(0.040)(0.048)(0.071)(0.037)(0.047)(0.061)(0.038)(0.047)(0.064)(0.037)(0.046)(0.060)

推計手法

OLS

OLS

OLS

OLS

OLS

OLS

OLS

OLS

OLS

OLS

OLS

OLS

OLS

OLS

OLS

サンプルサイズ

6,776

2,968

3,808

9,568

4,256

5,312

9,559

4,250

5,309

9,534

4,252

5,282

9,561

4,258

5,303

Panel B：有配偶男性
子どもありダミー-0.223*** -0.324***-0.068-0.210*** -0.241*** -0.155**-0.040-0.0730.001-0.105*** -0.114**-0.092-0.091*** -0.091**-0.075(0.041)(0.052)(0.064)(0.040)(0.055)(0.060)(0.035)(0.045)(0.056)(0.037)(0.048)(0.060)(0.035)(0.044)(0.056)

推計手法

OLS

OLS

OLS

OLS

OLS

OLS

OLS

OLS

OLS

OLS

OLS

OLS

OLS

OLS

OLS

サンプルサイズ

6,498

2,206

4,292

9,148

3,178

5,970

9,155

3,178

5,977

9,142

3,180

5,962

9,152

3,184

5,968

注：括弧内の値は不均一分散に対して頑健な標準誤差を示す。***は 1%水準、**は 5%水準、*は 10%水準で有意であることを示す。推計では説明変数として年齢、年齢の二乗項、主観的健康度、学歴、世帯年収ダミー、就業ダミー、年次ダミーを使用している。分析対象は有配偶の男女である。
出典：JGSS(2000 年―2018 年)から筆者作成。

18

最後に、(13)～(15)列目を見ると、女性の係数はいずれも有意ではなかったが、男性の全
年齢と 50 歳以下の係数が負に有意となっていた。この結果は、子どもの存在が女性の友人関係の満足度には影響しないが、男性の友人関係の満足度を低下させることを意味する。子どもの存在が男性の交友関係に何らかの制約を加え、満足度を低下させている可能性がある。
以上の結果を整理すると、男女とも子どもを持つことによって、配偶者との関係、家計状
態、余暇利用に関する満足度が低下することがわかった。女性の場合、家庭生活に関する満足度も悪化し、男性では友人関係の満足度も悪化する傾向にあった。幸福度と同じく、各種満足度指標も子どもを持つことで低下すると言える。
表 7 と表 8 は、子どもの有無別の各種満足度指標のタイムトレンドの変化を計測した結果である。まず、表 7 の有配偶女性の推計結果から見ていく。Panel A の配偶者との関係に関する結果を見ると、(1)列目、(2)列目、(3)列目のほとんどの係数が有意となっていなかった。この結果は、配偶者との関係に関する満足度が子どもの有無によって経年的にほぼ変化していないことを示す。
次に Panel B の家計状態に関する結果を見ると、(1)列目の子どもありのすべての係数が正に有意であった。この結果は、子持ち女性の家計状態の満足度が経年的に向上したことを示している。(2)列目の結果を見ると、全年齢層と 50 歳以下の係数が正に有意となっていた。この結果は、全年齢層と 50 歳以下の子どもがいない女性の家計状態に関する満足度が向上したことを意味する。最後の(3)列目の結果を見ると、いずれの係数も有意な値ではな
かった。これは、子どもの有無によってタイムトレンドの変化に差が生じていないことを示す。家計状態に関する満足度は、子持ち女性と子どものいない女性の両方で改善していたが、統計的に有意な差が生じるほどではなかった。
次に Panel C の家庭生活に関する結果を見ると、(1)列目の子どもありのすべての係数が正に有意であった。この結果は、子持ち女性の家庭生活の満足度が経年的に向上したことを示している。(2)列目の結果を見ると、50 歳以下の係数が正に有意となっており、50 歳以下の子どものいない女性の家庭生活の満足度が向上していた。(3)列目の結果を見ると、いずれの係数も有意な値ではなかった。これは、子どもの有無によって家庭生活の満足度のタイ
ムトレンドの変化に差が生じていないことを意味する。
次に Panel D の余暇時間に関する結果を見ると、(1)列目の子どもありのすべての係数が正に有意であり、子持ち女性の余暇時間の満足度が経年的に向上していた。(2)列目では 50
歳以下の係数が正に有意となっており、50 歳以下の子どものいない女性でも余暇時間の満
足度が改善していた。しかし、(3)列目の係数はいずれも有意ではなく、子どもの有無によって余暇時間の満足度の差に変化が生じていなかった。
最後に Panel E の友人関係に関する結果を見ると、(1)列目と(2)列目の両方で 50 歳以下の係数が正に有意となっていた。この結果は、子どもの有無に関わらず、50 歳以下で友人関係の満足度が向上したことを意味する。これに対して(3)列目の係数はいずれも有意では
19

なく、子どもの有無によって友人関係の満足度の差に変化が生じていなかった。
表 7 子どもの有無別の有配偶女性の各種生活満足度のタイムトレンドの変化
被説明変数

(1)

(2)

(3)

係数

子どもあり

子どもなし

(1)と(2)の差推計手法

サンプルサイズ

タイムトレンド-0.492*0.556-1.048OLS

6,776(0.282)(0.829)(0.871)
OLS

2,968

OLS

3,808

OLS

9,568

OLS

4,256

OLS

5,312

OLS

9,559

OLS

4,250

OLS

5,309

OLS

9,534

OLS

4,252

OLS

5,282

OLS

9,561

OLS

4,258

OLS

5,303

Panel A 生活満足度：配偶者との関係
生活満足度：配偶者との関係(全年齢)
生活満足度：配偶者との関係(50歳以下)
生活満足度：配偶者との関係(51歳以上)
Panel B

生活満足度：家計状態(50歳以下)
生活満足度：家計状態(51歳以上)

生活満足度：家庭生活(50歳以下)
生活満足度：家庭生活(51歳以上)-1.251(1.005)-0.3510.760-1.111(0.368)(1.590)(1.628)

タイムトレンド

1.509***

1.483**

0.026(0.209)(0.683)(0.708)

タイムトレンド

1.992***

2.706***-0.714(0.335)(0.803)(0.851)

タイムトレンド

1.271***-0.1221.392(0.268)(1.222)(1.246)

タイムトレンド
タイムトレンド
タイムトレンド

0.738***

0.806-0.068(0.191)(0.628)(0.651)

1.022***

1.734**-0.712(0.297)(0.751)(0.791)0.580**-0.902

1.482(0.250)(1.095)(1.121)

生活満足度：余暇利用

生活満足度：余暇利用(全年齢)
生活満足度：余暇利用(50歳以下)
生活満足度：余暇利用(51歳以上)
Panel E

0.745
(0.917)

生活満足度：家庭生活

生活満足度：家庭生活(全年齢)

Panel D

タイムトレンド-0.506(0.439)

生活満足度：家計状態

生活満足度：家計状態(全年齢)

Panel C

タイムトレンド

タイムトレンド
タイムトレンド
タイムトレンド

0.982***

0.771

0.210

(0.198)(0.635)(0.659)1.710***

1.826**-0.117(0.310)(0.756)(0.801)

0.531**-0.7891.320(0.258)(1.094)(1.121)

生活満足度：友人関係

生活満足度：余暇利用(全年齢)
生活満足度：余暇利用(50歳以下)
生活満足度：余暇利用(51歳以上)

タイムトレンド
タイムトレンド
タイムトレンド

0.287

0.976

-0.688(0.188)(0.628)(0.650)0.747***

1.757**-1.010(0.289)(0.777)(0.813)-0.001-0.3480.347(0.248)(1.071)(1.096)

注：括弧内の値は不均一分散に対して頑健な標準誤差を示す。***は 1%水準、**は 5%水準、*は 10%水準で有意であることを示す。推計では説明変数として年齢、年齢の二乗項、主観的健康度、学歴、世帯年収ダ
ミー、就業ダミーを使用している。分析対象は有配偶の女性である。
出典：JGSS(2000 年―2018 年)から筆者作成。

続いて、表 8 の有配偶男性の推計結果を見ていく。Panel A の配偶者との関係に関する結果を見ると、(1)～(3)列目のすべての係数で有意ではなかった。この結果は、男性の配偶者との関係に関する満足度が変化していないことを意味する。
次に Panel B の家計状態に関する結果を見ると、(1)列目の子どもありの場合のすべての20

係数が正に有意となっていた。この結果は、年齢階層に関係なく、子持ち男性の家計状態に関する満足度が向上したことを意味する。(2)列目の結果を見ると、いずれの係数も有意ではなく、子どもがいない男性の家計状態に関する満足度が変化していないことを示していた。最後に(3)列目の結果を見ると、全年齢層と 50 歳以下でタイムトレンドの係数が正に有意であった。この結果は、全年齢層と 50 歳以下で、子持ち男性の家計状態に関する満足度が相対的に向上したことを意味する。
次に Panel C の家庭生活に関する結果を見ると、(1)列目の子どもありのすべての係数が正に有意であった。この結果は、子持ち男性の家庭生活の満足度が経年的に向上したことを示している。これに対して(2)列目のすべての係数は有意ではなく、子どものいない男性の家庭生活の満足度が変化していなかった。また、(3)列目の結果を見ると、いずれの係数も有意な値ではなく、子どもの有無によってタイムトレンドの変化に差が生じていないことを示していた。これらの結果から、家庭生活に関する満足度は子持ち男性で改善しているが、子どものいない男性との差に変化が生じるほどではないと考えられる。
次に Panel D の余暇時間に関する結果を見ると、(1)列目の子どもありのすべての係数が正に有意であり、子持ち男性の余暇時間の満足度が経年的に向上していた。しかし、(2)列目と(3)列目のすべての係数は有意ではなかった。これらの結果から、余暇時間に関する満足度は子持ち男性で改善しているが、子どものいない男性との差に変化が生じるほどではないと考えられる。最後に Panel E の友人関係に関する結果を見ると、いずれの係数も有意ではなかった。この結果は、友人関係の満足度が子どもの有無に関わらず経年的に変化していないことを示している。
以上の表 7 と表 8 の推計結果から、男女の各種生活満足度について次の変化があった。
まず、配偶者との関係に関する満足度は、男女ともほぼ変化していなかった。これに対して、家計状態については男女とも子どもがいる場合の満足度が改善していた。また、家庭生活や余暇時間の満足度についても男女ともに改善していたが、子どものいない男女との満足度の差が縮小するほどの規模ではなかった。友人関係の満足度については、男女とも多くの場合で変化は見られなかった。これらの結果から、多くの満足度指標において、子どもの有無による満足度のタイムトレンドの差が統計的に有意に変化した場合はあまりないと言える。

21

表 8 子どもの有無別の有配偶男性の各種生活満足度のタイムトレンドの変化
被説明変数

(1)

(2)

(3)

係数

子どもあり

子どもなし

(1)と(2)の差推計手法

サンプルサイズ

タイムトレンド-0.1940.078-0.272

OLS

6,498(0.267)(0.783)(0.823)
OLS

2,206

OLS

4,292

OLS

9,148

OLS

3,178

OLS

5,970

OLS

9,155

OLS

3,178

OLS

5,977

OLS

9,142

OLS

3,180

OLS

5,962

OLS

9,152

OLS

3,184

OLS

5,968

Panel A 生活満足度：配偶者との関係
生活満足度：配偶者との関係(全年齢)
生活満足度：配偶者との関係(50歳以下)
生活満足度：配偶者との関係(51歳以上)
Panel B

生活満足度：家計状態(50歳以下)
生活満足度：家計状態(51歳以上)

生活満足度：家庭生活(50歳以下)
生活満足度：家庭生活(51歳以上)-0.411(1.087)

0.078

0.267

-0.189(0.321)(1.242)(1.284)

タイムトレンド

1.469***

0.216

1.252*(0.211)(0.696)(0.715)

タイムトレンド

1.401***-0.7442.145**(0.384)(0.936)(0.976)

タイムトレンド

1.489***

1.640-0.150(0.253)(1.045)(1.066)

タイムトレンド
タイムトレンド
タイムトレンド

1.346***

0.534

0.812

(0.195)(0.583)(0.604)0.787**-0.1380.924(0.340)(0.761)(0.809)1.598***

1.382

0.216

(0.237)(0.922)(0.943)

生活満足度：余暇利用

生活満足度：余暇利用(全年齢)
生活満足度：余暇利用(50歳以下)
生活満足度：余暇利用(51歳以上)
Panel E

-0.188(0.996)

生活満足度：家庭生活

生活満足度：家庭生活(全年齢)

Panel D

タイムトレンド-0.599(0.480)

生活満足度：家計状態

生活満足度：家計状態(全年齢)

Panel C

タイムトレンド

タイムトレンド
タイムトレンド
タイムトレンド

0.870***

0.979-0.110(0.201)(0.623)(0.644)

1.171***

0.691

0.480

(0.346)(0.828)(0.870)0.737***

1.435-0.698(0.247)(0.962)(0.984)

生活満足度：友人関係

生活満足度：余暇利用(全年齢)
生活満足度：余暇利用(50歳以下)
生活満足度：余暇利用(51歳以上)

タイムトレンド
タイムトレンド
タイムトレンド

0.162-0.4230.585(0.191)(0.595)(0.615)0.328-0.8681.196(0.331)(0.773)(0.813)

0.101

0.448

-0.347(0.234)(0.939)(0.960)

注：括弧内の値は不均一分散に対して頑健な標準誤差を示す。***は 1%水準、**は 5%水準、*は 10%水準で有意であることを示す。推計では説明変数として年齢、年齢の二乗項、主観的健康度、学歴、世帯年収ダ
ミー、就業ダミーを使用している。分析対象は有配偶の男性である。
出典：JGSS(2000 年―2018 年)から筆者作成。

6

結論
これまで数多くの研究が子どもと主観的厚生の関係を検証し、おおむね子どものいる人ほど主観的厚生が低下することを明らかにしてきた。しかし、これらの先行研究の多くが欧米のデータを使用しており、アジア地域のデータを使用した研究は限られている。また、子どもの影響の経年的な変化については、
アメリカのデータを用いた Herbst and Ifcher (2016)22

のみでしか分析されておらず、他の地域の実態については明らかにされていない。そこで、本研究では Japanese General Social Survey(JGSS)を用い、2000 年から 2018 年までの子どもを持つ人と持たない人の主観的厚生のタイムトレンドの変化を検証した。本研究の分析の結果、次の 3 点が明らかになった。1 点目は、有配偶女性の場合、全年齢層では子どもの有無による幸福度のタイムトレンドの差に変化は見られなかったが、50 歳以下では子持ち
有配偶女性の幸福度のタイムトレンドが相対的に低下していた。この背景には、子どものいない有配偶女性の幸福度の上昇が影響していた。有配偶男性の場合、いずれの年齢層でも子どもの有無によって幸福度のタイムトレンドの差に変化が見られなかった。2 点目は、働く有配偶女性では子どもの有無によって幸福度のタイムトレンドに変化はなかったが、50 歳
以下の非就業の子持ち有配偶女性の幸福度のタイムトレンドが相対的に低下していた。3 点
目は、子どもの各種満足度への影響を検証した結果、有配偶男女の両方において、ほとんどの各種満足度のタイムトレンドの差が子どもの有無によって変化していなかった。
本研究の分析の結果、子どものいる人ほど幸福度や各種満足度指標が低下することが明らかになったが、この結果は欧米のデータを用いた先行研究と整合的である。また、表 2 の結果から男性よりも女性の方が子どもによる幸福度への負の影響が大きかったが、この傾向は Stanca (2012)と一致している。さらに、表 2 の結果で 51 歳以上の高齢女性の幸福度
が子どもの有無によって影響を受けないという結果は、オランダとドイツのデータを用いた Dykstra and Wagner (2007)と整合的である。
本研究の結果と Herbst and Ifcher (2016)を比較すると、興味深い違いがある。Herbst andIfcher (2016)は、子持ち女性の幸福度が相対的に改善しており、この背景には、子どものいない女性の幸福度の低下が影響していたと指摘している。これに対して、本研究では 50 歳
以下の子持ち有配偶女性の幸福度が相対的に悪化しており、この原因として、子どものいな
い女性の幸福度の向上が影響していた。このように、日米で子持ち女性の幸福度の経年的変化に違いが生じている。Herbst and Ifcher (2016)では、アメリカの女性の幸福度が全体的に低下している中で（Stevenson and Wolfers 2009）、子どものいる人々の幸福度が低下しないのは、子どもを持つことがコミュニティとのつながりや政治への関心、友人との交友を維持
し、主観的厚生の向上につながるためではないかと指摘している。本研究の日本の場合、子どものいない有配偶女性の幸福度が向上しているが、この背景には「結婚したら子どもを持つべき」という考えを持つ人の割合が低下し9、子どものいない生活を送ることの社会的なストレスの減少が寄与した可能性がある。
本研究の分析の結果、子持ち有配偶女性の幸福度は、少なくとも経年的な改善を経験しておらず、50 歳以下に関しては幸福度が相対的に悪化していた。この結果は、これまで行っ

9

国立社会保障・人口問題研究所が実施する『出生動向基本調査』によれば、有配偶者のうち、「結婚したら子どもを持つべきか」という問に対して「どちらかといえば反対」、「まったく反対」と回答する割合
が 9.6%(1992 年)、18.0%(1997 年)、22.4%(2002 年)、20.9%(2005 年)、24.3%(2010 年)、28.9%(2015年)と徐々に増加していた。

23

てきた子育て支援に関する一連の政策が子持ち有配偶女性の幸福度を改善するほどの影響を持っていなかったことを示唆する。これは、子育て支援に関する政策がまだ十分ではない
可能性があることを示しており、政策による子育て環境の整備を一層推し進める必要がある。
最後に、本研究に残る課題について述べておきたい。Herbst and Ifcher (2016)と比較すると、本研究の分析期間は短く、サンプルサイズも小さいと言える。この点はデータの課題であり、対処は難しいものの、今後のデータの蓄積を待ち、再度本研究と同じ分析を行っていきたい。また、本研究はアジア地域のデータを使用した分析であるという利点があるものの、分析対象が日本のみに限られており、他のアジア諸国の実態については分析できていない。
韓国や台湾は日本と同じく低出生率に直面しており、子どもと主観的厚生の関係が経年的にどのように変化したのかという点は政策的・学術的にも興味深い点となっているため、今後の分析が望まれる。

24

Appendix A 配偶状態別の各種幸福度の値(A 1)配偶状態別の幸福度の平均値
4.20

4.00

(幸福度の平均値)
3.99

3.94
3.77

3.80

3.60

3.40

3.30

3.20

3.00
既婚女性

未婚女性

既婚男性

未婚男性

出典：JGSS(2000 年―2018 年)から筆者作成。

(A 2)年次別の配偶状態別の幸福度の平均値

4.20(幸福度の平均値)

4.00

3.80

3.60

3.40

3.20

既婚女性

未婚女性

2001

2003

既婚男性

未婚男性

3.00
2000

2002

2005

2006

出典：JGSS(2000 年―2018 年)から筆者作成。

25

2008

2010

2012

2015

2017

2018

(A 3)年齢別の配偶状態別の幸福度の平均値
4.40(幸福度の平均値)

4.20
4.00
3.80
3.60

3.40
3.20

3.00

既婚女性

未婚女性

既婚男性

未婚男性

50- 54
歳

60- 64
歳

2.80
29
歳以下

30- 34
歳

35- 39
歳

40- 44
歳

45- 49歳

55- 59
歳

65- 69
歳

70- 74
歳

75
歳以上

2017

2018

出典：JGSS(2000 年―2018 年)から筆者作成。

(A 4)年次別の配偶状態別の幸福度のジニ係数
0.190(幸福度のジニ係数)

0.180

0.170
0.160
0.150

0.140
0.130
0.120

0.110
既婚女性

未婚女性

既婚男性

未婚男性

2001

2003

2006

2010

0.100
2000

2002

2005

出典：JGSS(2000 年―2018 年)から筆者作成。

26

2008

2012

2015

Appendix B 有配偶男女の就業状態別の幸福度の推移(B 1)就業する有配偶女性(全年齢層)
4.50

4.40

子持ち既婚女性

子どものいない既婚女性

線形 (子持ち既婚女性)

線形 (子どものいない既婚女性)(幸福度の平均値)

4.30

4.20

4.10

4.00

3.90

3.80

3.70
2000

2001

2002

2003

2005

2006

2008

2010

2012

2015

2017

2018

注：図中にはトレンドを確認するためにも線形の近似曲線がそれぞれ追加されている。なお、Appendix Bの他の図も同様である。
出典：JGSS(2000 年―2018 年)から筆者作成。

(B 2)非就業の有配偶女性(全年齢層)
4.60

4.40

子持ち既婚女性

子どものいない既婚女性

線形 (子持ち既婚女性)

線形 (子どものいない既婚女性)(幸福度の平均値)

4.20

4.00

3.80

3.60

3.40

3.20

3.00
2000

2001

2002

2003

2005

2006

出典：JGSS(2000 年―2018 年)から筆者作成。

27

2008

2010

2012

2015

2017

2018

(B 3)就業する有配偶男性(全年齢層)
4.50(幸福度の平均値)

4.40

子持ち既婚男性

子どものいない既婚男性

線形 (子持ち既婚男性)

線形 (子どものいない既婚男性)

4.30

4.20

4.10

4.00

3.90

3.80

3.70
2000

2001

2002

2003

2005

2006

2008

2010

2012

2015

2017

2018

出典：JGSS(2000 年―2018 年)から筆者作成。

(B 4)非就業の有配偶男性(全年齢層)

4.60

4.40

子持ち既婚男性

子どものいない既婚男性

線形 (子持ち既婚男性)

線形 (子どものいない既婚男性)(幸福度の平均値)

4.20

4.00

3.80

3.60

3.40

3.20

3.00
2000

2001

2002

2003

2005

2006

出典：JGSS(2000 年―2018 年)から筆者作成。

28

2008

2010

2012

2015

2017

2018

Appendix C 子どもの有無別の各種満足度指標の平均値
有配偶女性

有配偶男性

子どもあり 子どもなし 平均値の差 子どもあり 子どもなし 平均値の差
生活満足度：配偶者との関係

3.81

4.13

-0.32***

4.04

4.26

生活満足度：家計状態

3.09

3.24

-0.16***

3.10

3.15

-0.05

生活満足度：家庭生活

3.67

3.85

-0.18***

3.81

3.89

-0.08**

生活満足度：余暇利用

3.41

3.53

-0.12***

3.47

3.52

-0.05

生活満足度：友人関係

3.77

3.74

0.03

3.57

3.63

-0.06*-0.22***

注： ***は 1%水準、**は 5%水準、*は 10%水準で有意であることを示す。分析対象は有配偶の男女である。
出典：JGSS(2000 年―2018 年)から筆者作成。

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