第 10 章

高学歴男性の雇用と結婚行動

李青雅
古郡鞆子

第1節

はじめに

典型的な結婚理論には、稼ぎのいい夫と家事・育児が堪能な妻からなる家族モデルならではの経済的な合理性が背景にあるといえる。しかし、男性の経済力が結婚年齢に与える影響については2つの相反する理論仮説が存在する。
Becker(1973)やKeeley(1997)に従えば、経済力のある男性は潜在的な夫としての評価が高く、それゆえに早い段階での結婚が可能になるが、経済力の乏しい失業・非典型雇用男
性は未婚、晩婚の確率が高くなる。一方、Bergstrom and Bagnoli(1993)は、稼得能力のある男性は潜在的な夫としてより魅力的であるということには同調しながらも、その能力を身に付けるまでに時間がかかることが予想されるため、自分の稼得能力に自信のない男性
ほど無駄な努力をせず早い段階での結婚を望むとしている。これは視点をかえれば，所得が低かったり、雇用が不安定だったりしても、結婚が早くなる可能性はある、ということを示唆するものである。
果たして男性の所得や雇用形態は結婚行動にどのような影響を与えるのか。この問題の追究は少子化が懸念され、かつ、その主な原因は未婚・晩婚・非婚化にあるといわれる今日の日本においてはきわめて重要な政策的インプリケーションをもつ。家族を養えるだけの経済力がないがゆえに結婚を躊躇するのであれば、何らかの形での経済的な援助が少子化対策としては必要であろう。しかしながら、もし貧困の危機を乗り越えるために早めの結婚を選んだ者がいるとしたら、経済力のなさを理由に未婚・晩婚を選んだ者だけを援助するのは公平性に欠けるといわざるを得ない。また、理想の相手を求めたり、結婚より仕事や趣味を優先したりすることで結婚時期が遅れるとしたら、処方箋は違ってくるはずで
191

第3部

労働市場と消費者行動の諸相と問題解決への糸口ある。
本研究は、主に日本人男性の学歴・雇用形態と結婚年齢との関係を明らかにすることを目的にしている。結婚年齢の影響要因として、男性の経済力のみならず、潜在的妻に対する留保基準への妥協有無をも考慮する。分析にあたり、後述のような理由から高学歴・非典型雇用者に焦点をあてる。
以下では、最初に非典型雇用の実態と特徴を学歴別にみる。次いで、学歴や働き方が結婚の意思決定に与える影響をこれまでの理論と実証分析を通して考える。さらに、「就業構造基本調査」の集計データと「慶應義塾家計パネル」(以下KHPS)の個票データを用い、学歴・雇用形態別の未婚率を考察する。その上で、KHPSの回顧パネルを用いた分析により未婚・晩婚・非婚の要因を明らかにする。最後に、結論と残された問題を述べる。

第2節

高学歴と非典型雇用

1 非典型雇用の高学歴化
日本の若年の雇用情勢は、バブル崩壊以降厳しさを増してきた。学校を卒業しても、就職先が決まらず一時的にパート、アルバイトなどの臨時雇用につく者や期間の定めのある
契約社員、派遣社員の道に進む者などが増えてきた。これらの非典型雇用は低所得を伴うものが多く1、働いても貧困に陥るリスクは高い。社会保障の面でもしばしば不利になりがちなので2、年を老いても頼れる老後資金は限られたものとなっている。加えて、非典型就
労が非自発的である場合には落ち込みやすい、生活満足度が低い、自信が持てないなどのメンタル的な側面が指摘される3。
女性で、年齢が若く、最終学歴が低いとなれば非典型雇用になる確率は高まる4。一方、若年男性で高学歴となれば有業率が高い上、その 9 割以上は安定した職業につき、非典型
雇用や失業に陥る可能性は低くなる。例えば、15－34 歳までの男性の非典型雇用比率は高学歴で 1 割、低学歴で 2 割5となっている。失業率も、低学歴で 6.2％となっているのに対して、高学歴では 3.6%にとどまっている。人的資本がより蓄積された高学歴者がより良い
雇用環境に恵まれるというのは人的資本モデルに照らせば当然のことかもしれない。
しかしながら、非典型雇用や失業が低学歴の者に多いからといって、高学歴の不安定雇用は無視されてもいいというものではない。大学への進学率が上がれば高学歴の非典型雇
用者や失業者も必ず増えるからである。実際、非典型雇用者に占める大学・大学院卒の割合が 1992 年以降上昇傾向を見せていることから、非典型雇用の高学歴化が注目を集めるよ
うになっている6。これは増え続ける高学歴の労働供給に対し、需要が必ずしも追いついて1

酒井・岩松(2005)によれば、学卒直後に非典型雇用を経験した者は典型雇用者に比べて、男性では 26.3%、
女性では 33.2%も所得が低く低い。
2
非典型雇用者の社会保障については古郡(2007)を参照されたい。
3太郎丸(2009)。
4
小杉（2001）。
5
総務省統計局の「平成 19 年就業構造基本調査」のデータをもとに算出している。
6
厚生労働省『平成 21 年版労働経済白書』、179 ページ。

192

第 10 章高学歴男性の雇用と結婚行動いないことを示唆する。厚生労働省の「平成 19 年就業構造基本調査」によると、20－34
歳までの若年男性のうち 152.4 万人が非典型雇用に従事しているが、そのうち、35.3 万人
は高学歴の者が占めている。若年男性のおおよそ 4 人に 1 人は大学を卒業しているという計算になる。
今は高学歴だけで安定した職が保証される時代ではない。高学歴といえども非銘柄大学の卒業者やスキルのない者は不安定な職につく可能性が高く、家計が苦しくなる。マクロ的な雇用悪化はこのような状況をさらに顕在化させるものである。一方、銘柄大学の出身の場合やより企業に合致した専門知識、資格を備えていれば就職に有利に働く7。

2 就業意欲にみる学歴の差
高学歴の者は仕事に意欲的で、一時的に非典型雇用や失業に陥っても積極的な求職活動と効率的な情報収集で典型雇用に転じる可能性が高い。表 10-1 は、就業意欲が低学歴と高学歴とでどう異なっているのかを示したものである。就業意欲の高さは、追加就業の有無
や就業希望、求職活動の有無で評価される。仕事があるにもかかわらずさらに追加就業を希望している者は就業意欲が高いといえよう。その次に高いのは、仕事はないが就業意欲はあり、かつ、求職活動を行っている者である。一方、働く意思はあるものの求職活動は行っていない者や働く意思すらない者は当然ながら就業意欲が低いか、まったくないといえよう。
これらの 4 つの種類を低学歴と場合と高学歴の場合とで比べてみる。なお、両者を比較可能なものにするために絶対値ではなく、それぞれの種類に属している者の無業者と非典型雇用者全体に占める割合を求めている。仕事をしているにもかかわらずさらに追加就業を希望している者は低学歴で 22.3%となっているのに対して、高学歴ではその約 2 倍の45.9%となっている。統計制約上、追加就業の希望者は非典型雇用者のみならず全有業者が対象となっている。そのため若干の誤差は存在するが、典型雇用者が追加就業を希望する

表 10-1

学歴別の就業意欲の高さ
低学歴

無業者＋非典型雇用者(人)高学歴

1560.3551.5

うち,有業で追加就業希望(%)

22.3

45.9

うち,無業で就業希望あり、求職活動あり(%)

19.1

23.9

うち,無業で就業希望あり、求職活動なし(%)

9.2

6.9

うち,無業で就業希望なし、求職活動なし(%)

11.8

4.8

注 1：15-34 歳までの男性有業者で卒業した者に限定している。
学歴では高校卒以下を低学歴、大学卒以上を高学歴としている。
資料出所：総務省統計局『平成 19 年就業構造基本調査』。

7

酒井・岩松(2005)によれば、職業を営むに必要となる資格や専門知識をより持った理系出身の場合文系に比べて非典型雇用者の割合が低い。

193

第3部

労働市場と消費者行動の諸相と問題解決への糸口

者は比較的少ないと考えられるのでラフなスケッチを描くには十分であろう。仕事はない
が、求職活動中の者の割合は高学歴の場合 23.9％と低学歴のそれより 4 ポイントほど高い。
一方、無職で就業は希望しているが求職活動は行っていない者、就業意欲のまったくない者は低学歴のほうがそれぞれ 2 ポイントと 7 ポイント高い。

第3節

学歴・雇用形態にみる結婚の意思決定

1 分析の枠組み
本節では男性の結婚行動を考える上で必要な理論的枠組みを提示すると共に関連した実証研究を概観する。
結婚理論8は「外で働く夫と専業主婦」からなる家族モデルが前提になっている。稼ぎのいい夫は労働市場での仕事に特化し、家事が堪能な妻は働いても低い所得しか得られないので家事、育児に専念するという道を選び、その結果、夫婦ともに効率よく独身のときより高い便益が得られる9。このような市場特化のメリットは所得の高い男性ほど大きく、よって、結婚意欲も所得の高い男性ほど高くなる。所得や資産の高い男性は女性にとっても結婚のメリットを大きくするため、潜在的夫としての評価は高くなる。当然ながら、より多くの結婚オファーをもらうことができ、より魅力のある女性と早い段階での結婚が可能になる。
一方、経済力の乏しい男性の場合、結婚の便益が少ないと見られるため、思いどおりの結婚ができず、晩婚や非婚になりやすいといわれる。男性は家計の担い手としての役割が求められ、夫の価値はよくも悪くも、性格や人柄、容姿・容貌など金銭的に評価が困難な部分を除けば、どのような会社で活躍してどれだけ高い経済力を持っているのかで評価される部分が大きい。したがって、非典型雇用・無職男性は結婚市場で不利な立場におかれ、
晩婚あるいは非婚になりやすい。
多くの先行研究は所得、雇用形態と結婚行動に密接な関係があることを明らかにしている。Keeley（1977) は 1976 年のアメリカのクロスセクションデータを用いて、男性は賃金が高いほど女性は賃金が低いほど結婚年齢が早くなることを確認した。一方、十分な所得を持つ若者が減ったり、失業率が上がったり、短時間労働者が増えたりすると婚姻率は下がる（Wood、1995、Wilson、1987、太田、2007）。酒井・樋口(2005)は学卒 1 年後の非典型雇用が結婚年齢そして出産年齢を高めることを確認し、よって、非典型雇用の増加は少子化の一因であると指摘した。
『厚生労働白書』(2009)は、職業的自立に困難を抱えている非典型雇用者が結婚や家族形成の力も弱まったことで、20 代後半以降層の単独世帯の割合を押し上げていると指摘している。

8

経済理論については、Becker (1973、1974) 、Keeley (1977)、Montgomery、 M. and J. trussell、 (1986)
を参照されたい。
9
結婚後家庭に入り、子育てや家事に専念する女性の場合、高い所得は結婚による機会費用を高めるので結婚の意思決定が遅くなる．ただし、結婚理論が前提にしている「夫は外、妻は家」という家庭内分業説
は、女性の積極的な社会進出と男女間賃金格差の縮小などにより新たな議論を残している。

194

第 10 章高学歴男性の雇用と結婚行動

しかしながら、男性の結婚年齢は経済力のみに依存するものではない。潜在的に妻に対する高い留保基準も未婚・晩婚をもたらす要因の 1 つといえよう。例えば、より魅力のある相手との結婚を望むほど未婚期間は長くなる。一方、結婚意欲が高いだけに高望みしな
ければ結婚は早くなる。2 人が一緒になれば規模の経済が働き、洗濯機や冷蔵庫、住居な
ど財・サービスの共有で、生活の諸費用が安くてすむ。時間の効率的な配分で独身の場合より高い便益が期待できる。結婚して家族を持つことでこのようなメリットを享受でき、かつ、貧困からの脱出が可能になるとすれば早く結婚することを考えるであろう10。逆に、一人でも経済的に不自由なく、日常生活に困らなければ、結婚のメリットは必ずしも独身のそれより大きいとはいえず、よって、結婚願望は弱まる。
要するに、男性は所得が低かったり、非典型雇用についたりすると結婚のオファーをもらう確率は下がる。しかしながら、経済力の乏しい男性でも潜在的妻への留保基準が十分低ければ早い結婚は夢ではない。問題は、相手選びに際し、現実を受け止めて理想の留保
基準をどこまで妥協するかにある。

2 高学歴・非典型雇用と結婚
ここで高学歴の非典型雇用者の結婚行動について考えてみよう。まず、第 1 に、非典型雇用であるがゆえに所得が低いとしたら、彼らは潜在的夫として魅力に欠けるため結婚のオファーが少なくなる。第 2 に、高学歴であるがゆえに妻への留保基準が高いかもしれな
い。いわゆる同類婚に代表されるように、自分と価値観を共有できる高学歴女性や容姿・容貌の良い女性との付き合いを望むかもしれない。そのような女性と出会うまでは結婚を考えない。一方、つりあえる相手として見られるよう自分自身を磨き、日々努力する可能性が高い。低学歴の者に比べて高い就労・求職意欲はそれを裏付けている。以上の内容を勘案すると、高学歴の非典型雇用者は未婚・晩婚・非婚になる可能性が高い。雇用形態によって男女の出会いの場が分断され、周りに望みどおりの相手がいないとしたら未婚状態が続く可能性はさらに高まる。
高学歴の非典型雇用者は経済力以外の非金銭的な面でも夫としての評価が低いかもしれない。女性は生涯を共にするパートナーに対して、経済力以外にも性格や容貌・容姿、コミュニケーション能力などを加えて総合的に評価を行う。身長が高く、容姿・容貌の良い
男性は潜在的夫として好まれる。人一倍の思いやり、ユーモア、コミュニケーション能力を備えればなおさら評価は高い。
しかしながら、これらの基準はいずれも評価が難しい上、

10

Zhang(1995)と Bergstrom and Schoeni（1996）は、それぞれ台湾とアメリカのデータを用いた分析により、低所得でも早い結婚が可能になることを確認した。これらの研究は、未婚・晩婚になりやすいのは
高所得者のほうで、低所得者は逆に結婚が早くなる、という Bergstrom and Bagnoli(1993)の仮説を立証しようとしたものである。その結果、前者では共働き世帯において、後者では 20 代までの男性において同仮説が立証された。一方、専業主婦世帯や 30 歳を超えてから結婚した場合には同仮説はあてはまらない。日本では、橘木・木村(2008)が 1997 年の「出生動向基本調査」の個票データを用いて分析を行ったが、その結果は同仮説を裏付けるものではなかった。なお、同研究は典型雇用の既婚男性サンプルのみを使っており、非典型雇用サンプルや未婚サンプルは分析から除かれている。

195

第3部

労働市場と消費者行動の諸相と問題解決への糸口入手できるデータも限られている。そこで女性の夫選びと似通った評価基準をもつ企業の人事採用をひとつのシグナルとして考える。企業にとって男性は利潤を上げるための生産要素であるが、女性と同じく男性の学歴、仕事能力、人柄、外見などを重視する。高学歴でありながら非典型雇用になった場合、学歴以外の部分で企業にネガティブに評価されている可能性が高く、よって、女性からの同様の評価が下されるかもしれない。

第4節

未婚・晩婚の実態

1 学歴・雇用形態別の未婚率
本節では、まず、総務省統計局の「就業構造基本調査」を用いて、学歴・雇用形態別の未婚率を比べる。年齢が上に行くほど未婚の者は減ってくるが、図10-1からわかるように、その減少幅は学歴・雇用形態によって異なる。総じて非典型雇用の場合、典型雇用に比べて未婚率の低下が緩やかになる。30代前半までは高学歴の非典型雇用者の未婚率が最も高くなっている。それが30代後半になると低学歴の非典型雇用者を上回る勢いで結婚する者が増えている。
一方、典型雇用者についてみると、高学歴の者の未婚率は20代では低学歴のそれより高いが、30代を超えると結婚する者が増え、30代後半からは未婚者が最も少なくなっている。
しかしながら、この図は時代や世代の違いを考慮したものではない。例えば、30代後半で未婚率の低下幅が大きくなった理由として、年齢以外にもバブル経済の前後異なる時代背景が影響している可能性が考えられる。また、ここでの雇用形態は調査時点で回答者がどのような仕事をしていたかを表すもので、結婚当時にはそれと異なった雇用形態についていた可能性を否めない。

図 10-1 男性の学歴・雇用形態別未婚率100%

高学歴 非典型80
高学歴 典型60

低学歴 非典型40

低学歴 典型

20
0
15-19

20-24

25-29

30-34

35-39

40-44

45-49

50-54

55-59 歳

資料出所：総務省統計局「平成 19 年就業構造基本調査」。
注：非典型雇用者とは、雇用者のうち起業者と典型の職員・従業員を除いた者である。

196

第 10 章高学歴男性の雇用と結婚行動

そこで、KHPS の再集計により、若いとき（学卒 1 年後）の雇用形態と学歴別に未婚率をみたのが図 10-2 と図 10-3 である。図 10-2 は全サンプルについて、図 10-3 は 1992 年以降の学卒者に限定してみる。
図 10-21.00

学歴・雇用形態別の未婚率

Kaplan-Meier survival estimates

0.75

0.50

0.25

0.00
18 20 22 24 26 28 30 32 34 36 38 40

歳
低学歴・非典型
高学歴・非典型

低学歴・典型
高学歴・典型

資料出所：KHPS（2004 年、2007 年新規）の回顧パネルにより作成。

図 10-31.00

学歴・雇用形態別の未婚率(1992 年以降の学卒者)

Kaplan-Meier survival estimates

0.75

0.50

0.25

0.00
18 20 22 24 26 28 30 32 34 36 38 40

歳
低学歴・非典型
高学歴・非典型

低学歴・典型
高学歴・典型

資料出所：KHPS（2004 年，2007 年新規）の回顧パネルより作成．

197

第3部

労働市場と消費者行動の諸相と問題解決への糸口

まず図 10-2 をみると、高学歴の非典型雇用者は未婚率の低下が最も緩やかであることがわかる。同じ高学歴でも典型雇用の場合には結婚年齢のスタート時点は遅れるが、30 代に入ってからは、低学歴の非典型雇用者を追い越し、次第に未婚率の最も低い低学歴の典型
雇用に近づいていく。一方、低学歴の非典型雇用経験者は早い段階で結婚を決める者と晩婚・非婚になる者に二分される。このような二分状況は高学歴・非典型雇用者の未婚・晩婚の傾向とともに 1992 年以降の学卒者により顕著にあらわれる。なお、KHPS の非典型雇用には一時的に失業に陥っている者も混在していることに留意する必要がある。
以上の考察から、高学歴の非典型雇用者は未婚・晩婚の可能性が高いことが推察される。
結婚時期の遅れは一部の低学歴の非典型雇用者にもみられる。しかし、低学歴の者のなかには非典型雇用であるにもかかわらず結婚が早い者も少なからず存在している。1992 年以降の学卒者にこのような者が多いということは、経済的に苦しい時期ほど貧困を乗り越えようと早い結婚を選ぶ者が多くなることを示唆するものである。

2 非典型雇用からの離脱有無と未婚率
非典型雇用が未婚・晩婚の確率を押し上げるとすれば、非典型雇用から典型雇用への脱出はそれと逆の効果を持つはずである。表 10-2 は典型雇用への脱出有無とその 1 年後の既婚率の変化を見たものである。それでみると、高学歴の者の既婚率は非典型雇用からの脱出を果たせなかった場合 4.1％と低いのに対して、典型雇用への脱出を果たした場合には
17.0％と 4 倍以上上昇している。その差は非典型雇用や失業からの脱出がいかに結婚を促すかということを示唆するものである。一方、低学歴の場合、典型雇用への脱出を果たしても既婚率の上昇はわずかとなっている。雇用改善による既婚率の上昇は高学歴の者により強くあらわれるといえよう。

表 10-2

典型雇用への脱出有無と既婚率の相関関係

不安定な雇用のまま不安定な雇用から安定
した雇用へ

差

高学歴

4.1

17.0

12.9

低学歴

4.3

4.8

0.5

差分の差

-

-

12.4

注：既婚率は 30 歳以上男性の 40 歳までの履歴をもとに算出した。
資料出所：KHPS（2004 年、2007 年新規）の回顧パネルより作成．

第5節

実証分析

本節ではKHPSの2004年の回顧パネルと2007年に新たに追加したサンプルの回顧パネルを用い、結婚年齢のサバイバル分析と非典型雇用から脱出したことが結婚に与える影響の分析を行う。なお、学卒時点ですでに結婚しているサンプルは分析から除く。
198

第 10 章高学歴男性の雇用と結婚行動

1 データの属性
表10-3は学卒1年後の学歴・雇用形態別の基本統計量を示したものである。まず、調査時
点での平均年齢は典型雇用の経験者より非典型雇用経験者のほうが低い。非典型雇用や失業は若年に多く、かつ、バブル崩壊後に雇用悪化が顕著に現れたことが影響しているものと思われる。父親の学歴が高いほど本人の学歴も高く、両者には強い正の相関があるように見える。例えば、高学歴の者の父親は約7割が高校卒以上であるのに対して、低学歴者の父親の約6割が中学卒となっている。父親の学歴が子供の頃の家庭の豊かさを表すのであれ
ば、これは経済的に恵まれた環境で育った者は高等教育を受ける可能性が高いことを意味する。調査時点での居住地域を三大都市圏とそうでない地域に分けてみると、高学歴の5割前後、低学歴の3-4割が三大都市圏に住んでいる。有配偶率は典型雇用経験者で高く、非典型雇用経験者で低くなっている。同じ非典型雇用経験者でも高学歴のほうがより低くなっている。結婚年齢は高学歴の非典型雇用経験者で29.5歳と最も高く、低学歴の非典型雇用経験者で26.3歳と最も低くなっている。
表 10-3

基本統計量（60 歳未満）
不安定雇用

平均年齢

父親の学歴

三大都市圏
有配偶者

結婚年齢

安定雇用

不安定雇用

安定雇用

（人）

157

1,042

85

794

平均

44.7

48.9

41.1

45.8

標準偏差

14.7

12.7

11.7

12.2

中学卒

58.6

66.1

28.6

33.5

高校卒

31.3

26.5

40.0

34.7

専門・短大・高専卒

2.3

3.0

8.6

7.7

大学卒以上

7.8

4.5

22.9

24.1

(人）

55

412

41

442

(%)

35.0

39.5

48.2

55.7

（人）

107

832

39

627

（%）

68.2

79.9

45.9

79.0

平均

26.3

26.8

29.5

28.3

標準偏差

4.5

4.3

6.1

4.1

（人）

115

873

44

643

2 学歴・雇用形態が結婚年齢に与える影響の分析
結婚年齢の要因分析をするにあたり、すでに結婚した者だけを対象にするとサンプルに偏りが生じる。サバイバル分析11では、学卒時からのリスク期間中に結婚というイベントを経験していない未婚サンプルをも含むことができるのでこのようなサンプルセレクショ
ンバイアスを回避できるという点ですぐれている。
本稿ではサバイバル分析のうち、ベースライン・ハザードを直接的に求めないコックス
比例ハザード・モデルを用い、学歴・雇用形態が結婚というイベントの発生に与える影響

11

詳しくは山口(2001－2002)を参照されたい。

199

第3部

労働市場と消費者行動の諸相と問題解決への糸口を分析する。分析にあたり、学卒時にすでに結婚したサンプルの排除に加え、40 歳になってもまだ未婚中のサンプルも排除している。説明変数には、学歴ダミー(高学歴 1、低学歴0)、非典型雇用ダミー(学卒 1 年後に非典型雇用または失業経験がある場合 1、典型雇用の場合 0)、学歴と非典型雇用の交差項ダミー、学卒年齢、三大都市圏ダミー(調査時点で三大都市圏に住んでいる場合 1、
その他地域に住んでいる場合 0)、父親の最終学歴(中学卒 1、高校卒 2、専門・短大・高専卒 3、大学卒以上 4)、調査時点での本人の年齢を考える。これらの説明変数は係数が正ならば結婚する確率が高く、逆に、負ならば未婚状態からの離脱に時間がかかることを示す。
学歴が高いほど人的資本がより蓄積され、将来的に高い収入が期待されるのであれば正の符号が期待される。一方、Bergstrom and Bagnoli 仮説に照らして考えるならばマイナスの符号が期待される。大学に進学し高等教育を受ける 4、5 年間は結婚を遅らせる効果を持つので、学卒年齢には負の符号が期待される。学卒年齢を変数に加えることで学歴のう
ち、教育期間の延長によるマイナスの影響をコントロールし、人的資本の蓄積の影響だけを見ることができる。
学卒直後に非典型雇用に陥った場合、Becker(1973)や Keeley(1997)に従うならば結婚が遅くなるが、逆に、Bergstrom and Bagnoli(1993)や Bergstrom and Schoeni(1996)に従う
ならば結婚が早まることも考えられる。よって、結論は推定結果にゆだねるしかない。
一方、高学歴と非典型雇用の交差項ダミーは前述のような理由でマイナスの符号が期待される。人口が集中した地域に住んでいると、選べる相手が増え、かつ、結婚オファーをもらう確率も高くなるが、地方は物価が安く育児環境が良いので出産、育児を前提にした結婚に向いている。三大都市圏ダミーの符号は二つの相反する影響の大きさで決まる。
親の経済力が結婚に与える影響を見るために代理変数として父親の学歴ダミーを用いた。
父親は学歴が高いほど経済力も高いので、結婚年齢が低くなる可能性が高い。年が上に行くほど結婚の確率が高いので、本人の年齢は有意でプラスになることが期待される。
表 10-4 は推定結果を示している。
大学を卒業しても不安定な雇用にしかつけなかった場合結婚年齢に与える負の影響は 1992 年以降の学卒者のみにあらわれている。一方、1987
年から 1991 年までの学卒者は、非典型雇用は有意でマイナスの影響を与えるが、高学歴・非典型雇用ダミーは期待に反して有意で正の符号をしている。高学歴の者の非典型雇用は好況期と不況期で異なる特性を持つ可能性が高い。不況期には不本意に非典型雇用に陥った可能性が高く、働いても低収入になる可能性が高い。一方、好況期でかつ大学を出たにもかかわらず非典型雇用になったのは本人の自発的な選択のより可能性が高い。また、非典型雇用イコール低所得という本稿でのこれまでの前提とは裏腹に経済的に恵まれていた可能性さえ存在する。これらの理由でバブル期の高学歴者の非典型雇用は結婚時期を早めたかもしれない。
学卒年齢は有意で正の符号をしている。教育期間の延長は結婚年齢を伸ばしていることを意味する。三大都市圏ダミーは 1992 年以降学卒者の場合有意でプラスの符号をしてい200

第 10 章表 10-4

高学歴
非典型雇用ダミー
高学歴*非典型雇用ダミー

高学歴・非典型雇用と結婚年齢(サバイバル分析)

全学卒年

学卒年
(1986 年まで)

学卒年
(1987－1991 年)

学卒年(1992 年以降)

係数(標準誤差)係数(標準誤差)係数(標準誤差)係数(標準誤差)0.12870.12800.2765(-0.1022)(-0.1200)(-0.2942)-0.1134-0.06920-0.7731(-0.1091)(-0.1198)(-0.4038)-0.4918**(-0.2057)
学卒年齢
三大都市圏ダミー
父親の最終学歴
本人の年齢
対数尤度
サンプル数

高学歴男性の雇用と結婚行動-0.03230*

0.4164(-0.3184)*

0.1708(-0.3654)-0.2428

1.3314(-0.2326)(-0.6695)(-0.6317)-0.05110-0.1220-0.03450***-1.7423(-0.01770)(-0.02090)(-0.07230)(-0.06430)

0.004100-0.06150

0.05030

0.3183(-0.05470)(-0.06170)(-0.1703)(-0.1845)-0.03160-0.00920

0.02640-0.02570(-0.02950)(-0.03350)(-0.09040)(-0.09150)-0.05690

0.1809(-0.002300)

0.02710***(-0.003300)

0.01880***(-0.04520)(-0.02960)-9547.594-7241.220-691.045-637.587

1738

1252

193

293

***
*
*

***

注：＊、＊＊、＊＊＊はそれぞれ 10％、5％、1％の水準で係数が有意であることを示す。

る。人口密集地域に居住すると結婚年齢は早まるが、その影響は 1992 年以降の学卒者に限られる。一方、親の経済力が結婚に与える影響は確認されなかった。本人の年齢は有意でプラスの符号を示している。年が上に行くほど結婚の確率が高いと期待どおりの結果となった。

3 非典型雇用からの脱出が結婚の意志決定に与える影響の分析
非典型雇用から典型雇用への脱出が結婚の意思決定にどのような影響を与えるのかをみるために、結婚年齢に関するサバイバル分析に、典型雇用への脱出ダミー（非典型雇用
から典型雇用に脱出した場合1、非典型雇用のままの場合0）を説明変数として加える。なお、典型雇用への脱出と結婚が同時に起こることは考えにくいのでラグを付けてその1年前の値をとる。すなわち、典型雇用に脱出して1年たってから結婚への影響が現れると想定する。
推定結果は表10-5のとおりである。
「典型雇用への脱出」ダミーは高学歴の場合のみにプラスで有意な値を示している。これは高学歴の非典型雇用が典型雇用者となると結婚の確率が有意に高くなることを意味する。一方、低学歴の場合には符号は同じであるが有意な結果は得られていない。典型雇用への脱出が結婚に与える影響は低学歴の場合限定的になるものと推察できよう。前述のように、2人暮らしで生活困窮を乗り越えようとする者が増えていることが影響しているものと考えられる。

201

第3部

労働市場と消費者行動の諸相と問題解決への糸口

表 10-5

典型雇用への脱出と結婚年齢(サバイバル分析)
低学歴

高学歴

係数(標準誤差)
典型雇用への脱出ダミー( 1 年ラグ）係数(標準誤差)0.2281

1.38130.3745005
三大都市圏ダミー

0.15790.46680.2989059
父親の学歴（高学歴）0.4588-0.2704-0.0059

0.228342
年齢0.18840.02330.0130754

対数尤度＊0.0526**0.0210-187.35137-74.190866

316

162

サンプル数

***

0.4406

注：＊、＊＊、＊＊＊はそれぞれ 10％、5％、1％の水準で係数が有意であることを示す。

第6節

おわりに

大学進学率が50％を超える今の時代では、高学歴で言えども大企業のエリート路線を歩く者もいれば、日々の生活で精一杯になる者もいる。非典型雇用の増加は高学歴の外でも中でも同時に起こっている現象である。
高学歴の者が非典型雇用になった場合、どのような結婚行動に出るのか。これは少子化対策を考える上でも重要になってくるであろう。本稿では非典型雇用の男性に焦点をあて、彼らの結婚行動を分析している。中でも高学歴の非典型雇用男性に注目したものとなっているが、その結果、次のような結論が得られた。
第1に、非典型雇用は基本的に高学歴の者の結婚時期を遅らせる働きをする。低所得がその一因であることは言うまでもない。肥満や低身長などで夫としての評価が低く、それが未婚期間を長くした可能性も考察された。一方、潜在的妻に対する留保基準の高さが未婚
期間を延長させたことも考えられる。一時的に仕事上の不具合が生じたとはいえ、人一倍の就業意欲を持ち、定職を探すための努力をも怠らない。いずれは成功すると信じるのでそれまでは未婚を貫き、結婚相手に対する留保基準を下げるまで結婚しようとは思わない
かもしれない。
第2に、非典型雇用からの脱出は高学歴の者の結婚確率を高める効果をもつ。未婚・晩婚の原因が非典型雇用にあるならば、そこからの脱出で結婚が早まるのも自然の流れであろう。同様の結果は低学歴の場合確認されなかった。
第3に、低学歴の非典型雇用者は結婚年齢が早まる者と晩婚、非婚になる者に二分される。
経済的な自立が困難である場合、低学歴の男性の一部は結婚による経済的なメリットを享受するために早く結婚しようとする。しかし、結婚相手を見つけるか否かについては個人

202

第 10 章高学歴男性の雇用と結婚行動差があるので、早く結婚できる者もいれば、いつまでたっても結婚できない者もいるのが現状であろう。
高学歴でありながら非典型雇用になる者はこれからも増えるであろう。よって、上述のような結論は少子化対策を考える上でひとつの視点を提供することになる。しかしながら、前述のように少子化対策としては有効なものでも、それが必ずしも公正であるとはいえず、政策提案には慎重を要するであろう。
本稿では高学歴の者は潜在的妻に対する留保基準が高いという前提のもと、議論を進めてきた。社会学の論文に多く見られる夫婦の同類婚の研究はこれを間接的に裏付けるものといえよう。しかし、これについてさらに厳密な検証が必要であることは言うまでもない。

参考文献
Becker, G.S. (1973) “A Theory of Marriage: Part1” Journal of Political Economy，Vol.81, No.4，
pp. 813-846.
Becker, G.S. (1974) “A Theory of Marriage: Part2” Journal of Political Economy，Vol.82, No.2，
pp. S11-S26.
Bergstrom, T and Schoeni, R.F.

(1996) “ Income prospects and age-at-marriage ” Journal of

Population Economics， Vol.9, No.2， pp.115-130.
Bergstrom, T.C. and Bagnoli, M. (1993) “Courtship as a Waiting Game” Journal of Political Economy，Vol.101, No.1， pp.185-202.
DellaVigna, S. and Paserman, M.D. (2005)“Job Search and Impatience” Journal of Labor Economics,
Vol.23, No.3, pp.527-588.
Keeley, M.C. (1977)“The Economics of Family Formation” Economic Inquiry，Vol.15, No.2, pp.238-250.
Kiefer, N.M. and Neumann, G.R. (1979)“An Empirical Job-Search Model, with a Test of the ConstantReservation-Wage Hypothesis” Journal of Political Economy, Vol.87, No.1,pp.89-107.
Montgomery ， M. and trussell, J.

(1986) “ Models of Marital status and Childbearing ” , inAshenfelter, O. and layard, R.，(eds.) Handbook of Labor Economics， ed. 1， pp.205-271.
Wilson, W.J. (1987) The Truly Disadvantaged: The Inner City, the Underclass, and Public Policy ,University of Chicago (邦訳ウィリアム・ウィルソン『アメリカのアンダークラス』青木秀男監訳，明石書店)
Wood， R. (1995) “Marriage Rates and Marriageable Men: A Test of the Wilson Hypothesis” Journalof Human Resources， Vol.30, No.1， pp.163-193.
岩脇千裕(2007)「大学新卒者採用における面接評価の構造」『日本労働研究雑誌』No.567、pp.49－59 ページ.
太田聡一(1999)「景気循環と脱出行動」中村二朗・中村恵編『日本経済の構造調整と労働市場』日本評論社、pp.13－42.
加藤久和(2000)「出生、結婚および労働市場の計量分析」『人口問題研究』56(1)、pp.38-60.
木村正一（2005）「2004 年慶応義塾家計パネル調査の標本特性」樋口美雄編『日本の家計行動のダイナミズム』慶応義塾大学出版会。
黒澤昌子・玄田有史(2001)「学校から職場へ－「七・五・三」脱出の背景」『日本労働研究雑誌』No.490、
pp.4－18．
玄田有史(1997)「チャンスは一度世代と賃金格差」『日本労働研究雑誌』No.449、pp.36－50.
玄田有史(2001)『仕事の中の曖昧な不安』中央公論新社．

203

第3部

労働市場と消費者行動の諸相と問題解決への糸口

玄田有史（2007）「若年無職の経済学的再検討」『日本労働研究雑誌』No. 567、pp.97-112．
厚生労働省（2009）『平成 21 年版労働経済白書』．
小杉礼子(2001)「増加する若年非典型雇用者の実態とその問題点」『日本労働研究雑誌』No.490、pp.44－57.
酒井正・岩松尚吾(2005)「フリーター以前とフリーター以後」樋口美雄・慶応義塾大学経商連携 21 世紀
COE 編『日本の家計行動のダイナミズム[Ⅰ]』第 5 章，慶応義塾大学出版会．
酒井正・樋口美雄(2005)「フリーターのその後―就業・所得・結婚・出産」『日本労働研究雑誌』No.535，
pp.29－41．
社会保障・人口問題研究所(2005)｢出生動向基本調査｣.
周 燕飛(2008)「若年就業者の非典型化とその背景：1994－2003 年」『日本経済研究』No.59、pp.83－103.
橘木俊詔・木村匤子（2008）『家族の経済学－お金と絆のせめぎあい』NTT 出版．
太郎丸博(2009)『若年非正規雇用の社会学－階層・ジェンダー・グローバル化』大阪大学出版会．
直井道生（2008）「KHPS2007 新規対象サンプルの標本特性」樋口美雄・瀬古美喜編『日本の家計行動のダ
イナミズムⅣ』慶応義塾大学出版会．
永瀬伸子(2002）「若年層の雇用の非典型化と結婚行動」『人口問題研究』58(2)、pp.22－35．
西村幸満（2006）「若年の非正規就業と格差－都市規模間格差、学歴間格差、階層間格差の再検証」『季刊・
社会保障研究』42(2)、pp.137-148.
古郡鞆子編著(2007)『非典型労働と社会保障』中央大学出版部．
山口一男(2001－2002)「イベントヒストリー分析(1－15)『統計』52(9)－53(6)．

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