パネル論文

夫婦関係満足度とワーク・ライフ・バランス †山口 一男（シカゴ大学社会学部教授）

1. 序

2. 結婚満足度とワーク・ライフ・バランスの関係についての簡単なレビュー

本稿の主たる目的は夫婦関係満足度の決定要因の１つとしてワーク・ライフ・バランス（大沢

わが国では稲葉（2005）が結婚満足度と密接な2006）の果たす重要な役割を実証的に明らかにす

負の関係にある結婚ディストレスについて、妻のることである。夫婦関係満足度や結婚満足度１）にディストレスに夫の家事参加や育児参加は影響せ

ついては、米国でもわが国でも数多くの先行研究ず大事なのは夫の妻への情緒的サポートであるとがあるが、ワーク・ライフ・バランスとの関連に結論している。一方、木下（2004）は夫の家事参焦点を当てたものは少ない。ワーク・ライフ・バ

加度は弱いが有意に妻の結婚満足度を高めると結ランスには２つの相互に関係する側面がある。ま論している。アメリカにおいてもこの点についてず第１には人々が柔軟に働ける社会を実現するこは一貫した結果が得られないのだが（Sheltonとであり、主として企業の雇用のあり方や労働市

and John 1996）、このことを説明する理由とし場のあり方の改革を通じて、人々が柔軟に働けるて夫婦の家庭内分業と結婚満足度の関係は一様で選択の余地を広げようという趣旨である。第２はなく、家庭内分業のあり方そのものではなく、そ柔軟な働き方を通じて職業生活も家庭生活もともれを公平と見るか否か、その結果、分業のあり方に充実した満足のいくものにしようという趣旨で、に満足しているか否かが、より一般的な結婚満足

個人や家族の選択に重きがおかれる。本稿の主な度に影響するという説が実証的に支持を得ている

関心は後者であり、特に有配偶女性の夫婦関係満（Frisco and Williams 2003; Greenstein 1996;

足度との関連が主題である。ワーク・ライフ・バ

Lavee et al. 2002; 末盛・石原 1998）。だから例えランスについて家族のタイムバジェットの利用のば夫の家事・育児分担割合を一定とすれば、妻があり方の観点から見直しが始まったのはごく最近

伝統的家庭内分業を否定するという意味で男女平のことである（Schneider and Waite 2005）。こ等主義的なほど妻の結婚満足度は減少し、夫が男の点についての確立した理論はまだない。本稿で

女平等主義的なほど夫の結婚満足度は増加するとは、パネル調査データ分析を通じ、夫の収入などいう結果を生む（Amato and Booth 1995）。しか家庭の経済面の影響とともに、夫婦がともに生活

し、本稿の分析では直接関連する変数が得られなする仕方に見られるワーク・ライフ・バランスの

いため、この仮説は検証できない。

特徴や子どもの出生の妻の夫婦関係満足度への影

一方、家事と育児は違うという論もある。夫の響を分析し、分析結果の社会的意味もあわせて議

育児への不参加は、家事の場合と異なり公平感に論する。

はあまり依存せず、一様に結婚不満足を生むという説である。Karmijn（1999）はオランダのデー

50夫婦関係満足度とワーク・ライフ・バランス

タを用い、夫の育児分担度の低さが主観的な離婚表された（VanLaningham 2001）。この研究は本

リスクの評価に強く影響を与えること、またこれ稿でも用いる固定効果モデル（後述）を用いていは夫の育児不参加の程度が妻の結婚不満足と結びる。また永井（2005）も固定効果モデルを用いてついているせいであることを示した。また、わがわが国でも同様の結果が得られることを示した。

国では永井（2002）が、出産は夫婦関係満足度を

この発見の意味は重要である。もし結婚満足度の平均的に低下させるが、夫の育児分担度が高いと結婚継続年数への依存の仕方の推定が選択バイア

その効果を緩和することを示している。

スのせいで偏っているとすると、結婚継続年数と育児経験と少子化との関連もある。山口（2005）

強く相関する子どもの数の結婚満足度への影響のは有配偶女性の子供を産みたくない理由の潜在ク推定も偏るからである。本稿では選択バイアスをラス分析を通じて、育児負担や夫の非協力など第制御するモデルと制御しないモデルを用いて、結１子を産んだ後のネガティブな育児経験が第２子

婚継続年数を含むさまざまな説明変数の影響が、を産むことの主な障害となっていることを示した。

選択バイアスによるものか、より因果的な関係の本稿では出産が夫婦関係満足度にもたらす影響のものか、を見極める。

分析を通じて、この傾向を他の側面から確認する。
結婚満足度の決定要因は日米にも違いがある。

3. 本稿の分析的戦略と主な一般的仮説

Kamo（1993）は夫の収入の高さは、日本の妻の以上の考察から、本稿の分析には以下の一般的

結婚満足度は高めるが、米国の妻の結婚満足度にな仮説を置き、それを実証し、また緻密化する。

は影響していないと報告している。一方、夫婦の生活活動や友人の共有の影響は日米共通であると（1）わが国では妻の夫婦関係満足度には精神的いう。永井（2000）はわが国では夫の年収だけで満足度と、それとは独立の経済的満足度が主なく、預貯金・有価証券の額や、夫や妻の学歴のな構成要素としてあり、主として異なった決

高さも夫婦関係満足度を増すことを示している。

定要因に依存する。また妻の夫婦関係満足度

しかし夫の収入や家族の富や夫の地位の結婚満足の決定要因は両者の決定要因を含む。

度への強い影響は米国では報告されていない。結（2）より具体的には経済的満足度は、夫の収入

婚不満足と強く関係する離婚のリスクを生むのはや家族の資産など夫や家族の地位属性に依存

夫の地位の低さではなくむしろ夫婦の間の地位のするが、精神的満足度は主として夫婦の２者不一致であり（Tzeng 1992）、夫の収入の影響に関係、特にともに生活する仕方に見られるワ

ついては専業主婦の間では夫の収入は離婚率に影ーク・ライフ・バランスの特徴に依存する。

響するが、大多数である有業の妻の間では影響し（3）結婚継続年数の影響や子どもを産み続けるないという結果が報告されている（Ono 1998）。

人と続けない人の異質性を制御して測ると、また結婚満足度について結婚継続年数への依存

第１子の出生は妻の夫婦関係満足度を低下さのパターンについての従来、実証的理由からU字せる。

カーブ理論というのが提唱されてきた。結婚満足
度は結婚継続年数とともに減少するが、年を経てむしろ増加に転じるという理論である。しかし最近この傾向は実は低満足者が離婚や標本離脱によ4. 夫婦の生活活動時間と夫への「心の支え信頼度」：予備分析

り結婚継続年数が増えるにつれて次第にいなくな

紙幅の都合で簡略に記述するが、以下では夫婦ることの選択バイアスによる見かけの傾向で、実の生活時間の特徴と夫が心の支えになる人として際には結婚満足度は結婚継続年数とともに単調減信頼できる度合い（以下「心の支え信頼度」）が少し上向きに転じることはないとの研究結果が発どう結びついているのかを探索的に明らかにする。
51

季刊家計経済研究 2007 WINTER No.73

図表--1 有業の妻の休日・平日別潜在クラスの特性
I. 休日の潜在クラス（標本数465）
クラス1 クラス2 クラス3

全体

潜在クラスの割合

0.23

1.00

0.49

0.28

生活活動別「夫と過ごす大切な時間」の割合るからである。
心の支え信頼度と夫婦の生活活動時間の特徴の関係を見るために潜在クラス分析を用いる。潜在クラス分析は、夫と大切に過ごす生活活動時間の

食事

0.88

0.79

0.38

0.74

くつろぎ

0.91

0.93

0.29

0.78

組み合わせのパターンに異なったパターンを持つ

家事・育児

0.49

0.12

0.22

0.32

いくつかの潜在クラスがあると仮定し、その潜在

買い物

0.75

0.15

0.35

0.49

趣味・娯楽・スポーツ

0.55

0.35

0.29

0.43

クラスの数とそれぞれのクラスの応答パターンを

交際

0.23

0.12

0.02

0.15

非常に信頼

0.58

0.38

0.14

0.42

ほどほどに信頼

0.27

0.28

0.18

0.25

普通以下

0.15

0.34

0.68

0.33

心の支え信頼度

明らかにする。指標となるのは、図表−１の結果
で示す６つの生活活動について夫とともに過ごす

全体

潜在クラスの割合

0.04

1.00

0.35

共変数として夫への心の支え信頼度の３分値（「非常に信頼できる」「ほどほどに信頼できる」

II．平日の潜在クラス（標本数417）
クラス1 クラス2 クラス3
0.61

大切な時間と思うか思わないかの２分法の値で、「普通および以下」）を用いており、分析は有業の妻と専業主婦別、平日と休日別に行っている。デ

生活活動別「夫と過ごす大切な時間」の割合
食事

0.76

0.53

0.92

0.69

くつろぎ

0.76

0.52

1.00

0.68

家事・育児

0.16

0.13

0.54

0.16

ータの観察開始時（コーホートＡは1994年デー

買い物

0.03

0.02

0.44

0.04

タ、コーホートＢは1997年データ）を用いるが、趣味・娯楽・スポーツ

0.06

0.02

1.00

0.07

交際

0.01

0.01

0.33

0.02

標本は非該当（例えば「休日」の分析で有業の妻ータは次節で記述する家計経済研究所のパネルデで夫婦とも休みの日のない場合）でなく、かつ欠

心の支え信頼度
非常に信頼

0.62

0.00

0.76

0.41

ほどほどに信頼

0.37

0.09

0.00

0.26

普通以下

0.01

0.91

0.24

0.33

損データがない場合に限っている。
潜在クラス分析の結果は、有業の妻の場合も専業主婦の場合も平日、休日によらず潜在クラスの数は３つであることが判明した（尤度比検定によ

夫への心の支え信頼度は夫への経済力信頼度と対るが結果表は省略する）。なお「休日」とは有業で夫婦関係満足度のそれぞれ精神面と経済面を代の妻には夫婦とも休みの日、専業主婦には夫の休表する構成要素と考えられる。次節で用いるデー

みの日をいう。
「平日」とは有業の妻には夫婦とタを用いて妻の夫婦関係結婚満足度の分散分析をも勤務の日、専業主婦には夫の勤務日をいう。

行うと、個人間分散の68％、個人内時点間の分散

図表−１は有業の妻の休日活動と平日活動のそれの34％、が夫への「心の支え信頼度」と「経済力ぞれについて、３つの潜在クラスの大きさとそれ信頼度」の違いとして説明できる。後者の34％とぞれの潜在クラスにおける各生活活動と「夫と過いうのは小さい割合に思えるかもしれないが、夫ごす大切な時間としている割合」を示している。

婦関係満足度が比較的不安定な変数であることを図表−１は有業の妻の休日時間について約半数

考えると決して小さくはない。なお固定効果モデ（49％）の多数派の潜在クラス１は交際は別としル（後述）を用いて夫婦関係満足度への「心の支て他の５つの活動を夫と過ごす大切な時間と答ええ信頼度」と「経済力信頼度」の影響を比べる

る確率が約50％以上のクラス、大きさが約28％のと、標準化した回帰係数の値でも有意度（t値）

潜在クラス２は、「食事」と「くつろぎ」の時間でも、前者の影響は後者の影響より約３倍大きを大切にしており、「趣味・娯楽・スポーツ」もい。夫婦の生活活動時間との関連について夫婦関

35％大切な時間と答える確率を持つが、後の３活係満足度でなく心の支え信頼度との関係を調べる

動は大切な時間と答える確率の低いクラス、一番

理由は、主として精神面での夫婦関係満足度がワ

小さい約23％の潜在クラス３は、全般的に活動のーク・ライフ・バランスと結びついていると考えいかんによらず、夫と過ごす大切な時間と答える

52

夫婦関係満足度とワーク・ライフ・バランス

図表--2 生活活動の潜在クラスと各活動の関連の有意についての要約有業の妻 有業の妻 専業主婦 専業主婦
休日
食事
くつろぎ
家事・育児

○
○

買い物
趣味・娯楽・スポーツ
交際

○

平日

休日

平日

○
○

○
○
○
○
○
○

○
○

注: ○印がある個所は5％有意。有意差は休日は3クラス間、平日は潜在クラス1と2の間の比較

ラス１より大きく信頼度が２極化しやすい特異性を持っている。
以上が有業の妻の休日と平日の生活活動と夫への心の支え信頼度との関連を表す潜在クラスの特徴であるが、専業主婦についても３つの潜在クラスの特徴は、クラス割合や各クラスの応答確率は多少異なるものの、質的には有業の妻の場合とき
わめて似通った特徴を持っている。従って専業主
婦についての同様の結果の提示は省略するが、以下の図表−２でその違いを要約する。図表−２は有確率の小さいクラスであることを示す。またそれ

業の妻と専業主婦について休日と平日別に３つのぞれの潜在クラスの「心の支え信頼度」の応答確潜在クラスの区別と各生活活動を「夫と過ごす大率はクラス１が最も夫への信頼度が高く、潜在ク

切な時間」と応答する確率が統計的に有意（5％ラス３が最も低くなっており、有業の妻にとって検定で）に関連しているか否かを要約したもので

休日に夫と過ごす大切な時間と答えるパターンとある。ただし平日についての潜在クラス３（平日

妻の夫への心の支え信頼度は強く関係しているこでも多くの活動を大切な時間と答えるクラス）はとが分かる。

きわめて少数で、多数の人々の違いを説明する変また平日時間の潜在クラスについては約60％を数を作る上では無視した方がよいと考え、各活動

占める多数派の潜在クラス１は「食事」と「くつが１番目と２番目の大きさのクラスの区別と有意ろぎ」を大切な時間としている確率が約４分の３に関連しているか否かの検定を行った（検定結果と高い以外、他の４活動は大切にしている時間との詳細は省略）。

答える確率の低いクラスである。一方約35％に当

この結果は以下を示している。

てはまる潜在クラス２も「食事」と「くつろぎ」（1）潜在クラスの区別と有意に関連している活以外は大切な時間と答える確率は低いが、クラス動について、有業の妻と専業主婦に共通なの

１と違い「食事」と「くつろぎ」を大切な時間とは休日の「くつろぎ」、「家事・育児」、「趣

答える確率が50％程度に減少しているのが特徴で

味・娯楽・スポーツ」の３活動、平日の「食ある。最後に全体の４％にしかあてはまらないき事」と「くつろぎ」の２活動の計５活動であわめて少数派の潜在クラス３は平日であっても多る。

くの活動を夫と過ごす大切な時間と答える傾向が（2）平日については夫婦の「食事」と「くつろある。これらの潜在クラスについて、夫への心のぎ」が重要で、他はあまり重要視していな

支え信頼度を見ると、生活時間の特徴からいうとい。きわめて少数の潜在クラス３を除き、こ「食事」と「くつろぎ」の時間を大切と答える確の点は大多数の有業の妻と専業主婦は一致し率が約25％ほど違うほかには大きな違いの見られている。

ない潜在クラス１と２が、「心の支え信頼度」に（3）休日については有業の妻に比べ、専業主婦

おいて大きく異なることが分かる。この事実は、のほうがより多くの活動について潜在クラス

平日においては夫婦が「食事」と「くつろぎ」をと関連しており、このことは専業主婦にとっともに過ごすか否かの違いが、妻の夫への心の支て休日の活動は、夫への心の支え信頼度とよえ信頼度にとって大きな違いをもたらすことを示

り多岐にわたって結びついていることを示す。なお少数派の第３の潜在クラスは、
「非常に

す。

信頼できる」と答える確率が３つのクラスの中で最も高いものの、「普通」と答える確率も潜在ク

以下では上記の発見（1）を、回帰分析に組み入れる。
53

季刊家計経済研究 2007 WINTER No.73

5. 妻の夫婦関係満足度の決定要因

る主要生活活動数。なお（5）の変数は、前節の分析結果に基づき、休日の「くつろぎ」、「家事・育

本節では本稿の主たる分析として、パネルデー

児」、「趣味・娯楽・スポーツ」の３活動、平日のタ分析を通じて妻の夫婦関係満足度と関連する夫「食事」と「くつろぎ」の２活動の計５活動につへの満足度の決定要因を明らかにし、またこれら

いて夫と過ごす大切な時間であると回答すればの従属変数に対するさまざまな要因の影響につい

１、しなければ０として加算して得られた０〜５て評価し、あわせてワーク・ライフ・バランスとの値を取る変数である。なお、調査からは休日のの関連をも明らかにする。

夫婦の会話時間と平日の夫と過ごす大切な生活時
間総計についても推定できるが、これらは上記の（1）標本と変数

変数（1）、（2）と強く相関し、また（1）と（2）を制

以下の分析には家計経済研究所の『消費生活に御すると独自の説明力を持たないので省いた。な

関するパネル調査』のデータを用いる。この調査

お、子どものいない夫婦の場合は夫の育児分担割

は女性を対象とする調査である。標本は初回調査

合は非該当となるが、子どものいる夫婦の夫の平時1993年に24〜34歳のコーホートAについては同

均育児分担割合である15.1％を一律に当てはめた。

年に有配偶の女性1,000人、初回調査時1997年に24

その他の説明変数には世帯の属性として（6）結〜27歳のコーホートBについては同年に有配偶の婚継続年数、（7）子どもの数、（8）世帯の預貯金・女性201人、計1,201人のうち２時点以上の結婚時

有価証券額、（9）ローン返済額、本人の属性としの観察のない84人を除く計1,117人である。１時点て（10）本人の収入、（11）本人の就業状態、（12）本での観察者を除くのは、後述する固定効果モデル

人の学歴、夫の属性として（13）夫の収入、（14）夫を用いると、それらの標本は分析から自然に除かの職業、（15）夫の勤め先の企業規模、（16）夫の残れてしまうからであり、２つのモデルの結果の差

業時間、（17）夫の学歴を用いた。なおすべての変を標本の差に帰せないため、ランダム効果モデル数について欠損値（不詳・不明）があるときは、の応用にも全く同一の標本を用いる。分析はコー

その効果を一定と仮定し「不詳ダミー変数」を用

ホートAについては分析の対象となる従属変数がいて制御した。

調査された1994、1995、1997、1999、2001の各年のデータを、またコーホートBについては1997、 （2）分析モデル
1999、2001年のデータを用いる。説明変数につい線形の従属変数に対する個人の異質性の影響にては以下の２種類の変数を除きすべて従属変数とついて固定効果モデルとランダム効果モデルを併

同じ年の調査で計測されたものを用いている。例

用する。これらはそれぞれ以下の式で表される。

外の１つは本人と夫の学歴で、これは最初の観察
年のものを用い時間的に一定である。この変数は固定効果モデルでは使用できない。例外の第２は夫の家事分担率と育児分担率で、これらの変数の調査は従属変数の調査年と完全には一致せず、同年あるいは１年前の計測値がある場合はそれを予測に用い、ない場合は欠損値として扱っている。

ここでtは観察年を、 i は個人を、またt i0はi の結

具体的説明変数にはワーク・ライフ・バランス

婚の年を示す。結婚継続年数（t−t i0）のU字型依関係の変数として以下の５つの説明変数を用い存の検定のため１次項と２次項を含めている。式る：（1）夫婦の会話時間（平日）、（2）夫と大切に（1）と（2）は形の上では類似しているが、固定効果

過ごす生活時間総計（休日）、（3）夫の家事分担割

モデルの式（1）におけるαi は個人別の定数項パラ合、（4）夫の育児分担割合、（5）夫と大切にしていメーターで、その分布は説明変数ｘとどのように54

夫婦関係満足度とワーク・ライフ・バランス

関連してもよい。そのため固定効果モデルは時間係満足度と夫への心の支え信頼度にはToeplitzが、とともに変わらない観察されない異質性αi による夫への経済力信頼度にはAR（1）が最適であること

xの状態への選択バイアスを制御でき、個人内でが判明した（検定結果は略）。

のxの変化がyの変化にどう影響するかの情報だけを用いてパラメーターの推定をする。
一方ランダム効果モデルの式（2）の ui は説明変

（3）分析結果：妻の夫婦関係満足度と夫への信頼度の決定要因

数ｘとも誤差項εitとも独立で正規分布に従うと仮

図表−３は固定効果モデルとランダム効果モデル

定されるランダム変数で個人の観察されない異質について３つの分析結果を提示している。図表−３性を表すが、xと独立であるとの仮定を置くのでの夫婦関係満足度についての結果は、ランダム効

ｘの状態への選択バイアスを制御できず、その結果モデルは以下で議論する２つの例外を除いて固果ｘの効果の推定値はxの個人内の変化の影響だ

定効果モデルより回帰係数の推定値の絶対値が大けでなく、ｘの個人間の違いの影響も反映する。

きく、ランダム効果モデルは説明変数の変化の影

ランダム効果モデルの結果は固定効果モデルの結響を個人差の影響と混同するため効果を過大評価

果との比較上重要であり、また時間に依存しないする傾向があることを示している。２つの例外ケー

説明変数（具体的には本人と夫の学歴）を用いる

スではランダム効果モデルの結果への強い選択バことができる。一般に（2）式の結果で有意な効果

イアスの影響が見られる。１つは結婚継続年数のが見られ、（1）式の結果で効果が全く見られない場影響である。ランダム効果モデルの結果はU字型依合は選択バイアスの結果と見なせる。式（1）の結存の仮説を支持するが、固定効果モデルの結果２

果は、ｘが他の状態からその状態となることのｙ

次項は有意でなく、夫婦関係満足度は結婚継続年の変化に対する影響を見ており、式（2）の結果

数とともに単調減少することを示す。つまりU字型

は、ｘが他の状態でなくその状態であることとｙの変化は夫婦関係満足度の比較的低い者が離婚やの状態との関連を見ているといえる。例えば説明

標本離脱により去り、高い結婚継続年数になるほ

変数に夫の職業を用い、そのカテゴリーの１つがど夫婦関係満足度の比較的高い人々を観察するこ「無職」であるなら、その係数は固定効果モデルとになるために起こる見かけ上の結果であること

では「無職となること」つまり失業の効果を表すを示している。結論としてVanLaningham（2001）と解釈できる。

や永井（2005）の分析結果と同様に固定効果モデ

誤差項εitについては式（1）ではi.i.d.（独立同分

ルの結果はＵ字型理論を支持しない。第２の強い布）を仮定した、この仮定は強いが、仮定が満た

選択バイアスは、ランダム効果モデルが結婚初期されなくてもパラメーターの推定値は一致性は満に結婚継続年数とともに夫婦関係満足度が下がる

たす。また具体的推定方法として、各個人内で時傾向を過大評価するため、最初の子どもが生まれ

点間平均の式を各時点での式から引いてαi パラメ

たときに夫婦関係満足度が下がる傾向を過小評価

ーターを除いた式に最小２乗法を用いる推定方法

することである。図表−３の結果は、子どもが０を用い、結果の回帰係数のｔ値について（個人内人であるときは１人以上のときより比較的高い満

平均を引くことにより１人当たり１時点分の式が足度が存在する傾向につき、ランダム効果モデル

他の時点の式と完全に線形従属となるので）必要

は大幅に過小評価していることを示している。

な自由度調整をした 。式（2）の誤差項εitについ夫婦関係満足度に対する固定効果モデルの結果

２）ては個人間は独立だが、個人内の時点間では（a）は、以下の９つの効果が選択バイアスを取り除い独立、（b）AR（1）、（c）Toeplitz、（d）構造限定なても有意に残る因果的効果であることを示す。以し、の４モデルをSPSS MIXEDを用いそれぞれの下に標準化された回帰係数β（図表−３では略）の従属変数について次頁の図表−３のモデルを用い

絶対値の大きさの順に記述すると３）、妻の夫婦関尤度比検定で最適なものを選んだ。結果は夫婦関

係満足度は、
55

季刊家計経済研究 2007 WINTER No.73

図表--3 夫婦関係満足度と２種の夫への信頼度に対する影響
心の支え信頼度
経済力信頼度
夫婦関係満足度
ランダム効果 固定効果 ランダム効果 固定効果 ランダム効果 固定効果
I. ワーク・ライフ・バランスに関する説明変数
1.夫婦の会話時間（平日１日平均）

0.063 ***

0.046 ***

0.059 ***

0.047 ***

0.038 ***

2. 夫と大切に過ごす生活時間総計（休日）

0.017 ***

0.014 ***

0.016 ***

0.013 ***

0.006

0.003

−0.145−0.310−0.317−0.2100.029

3.夫の家事分担割合（小数＝％/100）−0.181−0.232−0.0980.028 ***

4.夫の育児分担割合（小数＝％/100）

0.519 ***

0.396 ***

0.416 ***

0.268 *

5.主要生活活動数

0.099 ***

0.074 ***

0.095 ***

0.069 ***

0.061 ***

線形/10

−0.466 ***−0.402 **−0.684 ***−0.688 ***−0.293 *−0.096

2乗/1000.124 *

0.052

0.176 **

0.118

0.111 *

−0.0070.212 **

0.045 ***

II. その他の説明変数
6.結婚継続年数

7.子どもの数（対2人）
0.404 ***

0.137

0.180

−0.0290.121−0.0530.011−0.0200.019−0.036−0.004

0.074

0.018

0.046

0.039

0.059

−0.0030.009 **

0.005

0.007 *

0.014 ***

0.012

0.015

0.001

0.005

0.003

−0.006−0.005−0.002−0.021 **−0.0110人
1人
3人以上

8.世帯の預貯金・有価証券額（単位100万円） 0.014 **0.008
9.調査月のローン返済額（単位10万円）
10.本人の月収（単位10万円）−0.0090.010 **

11.本人の就業状態 （対専業主婦・学生）
0.007

0.011

0.014

0.024

0.007

0.047

−0.046−0.049−0.049−0.041−0.064

0.043

大学以上

0.063

─

0.112

─

−0.009

─

短大・高専

0.041

─

0.099

─

−0.0370.010

0.012 *

0.008

0.011

0.039 ***

専門技術

0.063

−0.003

0.096

0.002

0.105 *

管理事務

0.004

−0.057

0.040

0.001

0.067

0.067

−0.124−0.097−0.132−0.1560.014−0.002

常勤
パート・臨時12.本人の学歴（対高卒以下）

13.夫の月収（単位10万円）
14.夫の職業（対─
0.030 ***

作業職）

自営

−0.002

0.042

0.040

0.047

−0.028

0.009

0.045

−0.534 ***−0.582 ***−0.435 **−0.483 ***−0.563 ***−0.485 ***

大企業

0.085

0.061

0.088

0.077

0.188 ***

0.141 *

官公庁

0.095

0.193

0.081

0.185

0.211 **

0.278 *

−0.009−0.003−0.007−0.0080.022 *

0.024 *

0.126 *

─

0.151 *

─

0.106 *

─

販売・サービス
無職
15.夫の勤め先の企業規模（対中小企業, 非該当）

16.夫の残業時間（4カテゴリー, 線形）
17.夫の学歴（対大卒未満）
大卒以上

III. 係数略：定数項、
ワーク・ワイフ・バランスの変数1〜5のそれぞれについて不詳の場合のダミー変数、
本人の月収不詳ダミー、
夫の月収不詳ダミー、
夫の残業時間不詳ダミー、世帯の預貯金・有価証券額不詳ダミー、
ローン返済額不詳ダミー。

注: ***p<.001, **p<.01, *p<.05（1）夫婦の共有主要生活活動数が増えると増加する（β=0.145）。
（2）結婚継続年数が増加すると減少する（β=−0.110）。
（3）最初の子どもが生まれると減少する（β=−0.095）。
（4）夫婦の平日会話時間が増すと増加する（β=0.093）。
（5）夫婦の休日共有生活時間の総計が増すと増56加する（β=0.073）。
（6）夫が失業すると減少する（β=−0.072）。
（7）夫の育児分担割合が増すと増加する（β=0.056）。
（8）世帯の預貯金・有価証券額が増すと増加す
る（β=0.045）。
（9）夫の収入が増すと増加する（β=0.038）。
となる。有意度（t値）で比べても順位はほぼ同じである。なおここで評価された影響の相対的夫婦関係満足度とワーク・ライフ・バランス

標準化された回帰係数の図表--4 ２種の夫への信頼度の決定要因と重要度の順位
夫への心の支え信頼度の増加

夫への経済力信頼度の増加

大きさで説明変数の重要１位

結婚継続年数の増加（−0.171）

夫の収入の増加（0.105）

２位

主要生活活動数の増加（0.131）

主要生活活動数の増加（0.092）

３位

夫婦の平日会話時間の増加（0.092）

夫の失業（−0.069）

４位

夫婦の休日共有生活時間の増加（0.068）

夫婦の平日会話時間の増加（0.059）

果は括弧内の係数の記号

５位

夫の失業（−0.053）

世帯の預貯金・証券額の増加（0.058）

６位

夫の育児分担割合の増加（0.035）

夫が大企業・官庁へ転職（0.046）

で表している４）。図表−４７位

世帯の預貯金・証券額の増加（0.035）

夫の残業時間の増加（0.040）

注: 括弧内は標準化された回帰係数。ただし、大企業・官庁への転職は大企業と官庁の係数を合わせたシーフ係数。

度について順位をつけまとめている。なお負の効では決定要因のインパク
トの大きさや順位は異なるが、主要生活活動数の増加、夫婦の平日会話時

大きさは変化のバラつきが少ないと小さくなる性間の増加、夫の失業が２種の夫への信頼度に共通格を持つことに留意する必要がある。例えば失業

する決定要因であることを示している。

の影響は、失業を経験した人にとってのインパク

図表−４の心の支え信頼度の主な決定要因は夫トは非常に大きいが失業を経験した人の割合が少婦関係満足度の決定要因と重複し重要度の順位もないので影響は減り順位は下がっている。この結近い。特に「夫と大切に過ごす主要生活活動数」

果は前節の分析結果を基にして構成した夫婦共有や「夫婦の会話時間」の影響が「夫と大切に過ごの主要生活活動（休日の「くつろぎ」、「家事・育

す生活時間総計」の効果よりも強いことは夫婦関児」、「趣味・娯楽・スポーツ」、平日の「食事」

係満足度や夫への精神的信頼度を高めるのに大切と「くつろぎ」の計５活動）の数をはじめ、夫婦

なのは夫婦がともに過ごす時間の「質」であっての平日会話時間、夫婦の休日共有生活時間総計、 「量」だけではないことを示す。質と言っても、夫の育児分担割合など夫婦の共有するワーク・ラ

ここでは具体的には前述の５生活活動や会話時間

イフ・バランスに関する変数が、夫婦関係満足度のことである。第２に結婚継続年数とともに減少に大きく影響をしていることを示している。

する傾向は心の支え信頼度に強く見られ、経済力

また妻の夫婦関係満足度が第２子以降は有意に

信頼度には見られない。一方、夫への経済力信頼下がらないのに、第１子の出生時だけ大きく減少

度には、夫の収入が一番強く影響していることにすることは妻が初めての育児経験時に子どものい加え、世帯の預貯金・有価証券額も強く影響し、ない生活から子どものいる生活への移行にディス

また大企業・官庁へ転職（逆の転職ならマイナス

トレスを伴いやすいことを示唆する。なおここで効果）なども影響力を持つことがわかる。

は子どものいない妻の場合は夫の育児分担は子ど

図表−３の夫への経済力信頼度の決定要因の分

ものいる場合の平均の15.1%と等しいという仮定

析結果は結婚継続年数依存のパターン以外にも２で最初の子の出生の夫婦関係満足度への影響を測つの選択バイアスと解釈できる結果（ランダム効っている。なお結果の表示は省くが、第１子出生

果モデルで有意で、固定効果モデルでは有意でなによる夫婦関係満足度の低下と妻の就業状態に有い結果）を示している。ランダム効果モデルの結意な交互作用効果があり、専業主婦のほうが有業

果は本人の収入が高いと、夫への経済力の信頼度の妻より低下の度合いが大きく、仕事がなく家庭が低くなり、夫が専門職であると信頼度が高くな

生活のみの場合かえって第１子の出生に伴うディることを示すが、前者は妻の収入の増加が夫の経ストレスが高いことを示唆する。

済力への信頼度を下げるのではなく、所得獲得能

図表−３の固定効果モデルの結果は夫への心の力の高い女性が夫の経済力の評価により厳しいこ

支え信頼度と経済力信頼度には、それぞれ７つのとを示し、後者は夫が専門職になると夫への経済変数が有意な影響をもたらすことを示している。

力への信頼度が増すのでなく、専門職の夫を持つ

図表−４はそれぞれの信頼度に対する影響について

女性は平均的に夫への経済力信頼度の高い女性で57

季刊家計経済研究 2007 WINTER No.73

あることを示す。

夫の月収10万円増加＝平日の夫婦の会話時間の１日平均16分増加

6. 議論
本稿はワーク・ライフ・バランスの特徴である、（=（60×0.012）/0.046）＝休日に妻が夫とともに大切に過ごしていると思える生活時間の１日平均54分増加

夫婦の共有主要生活活動数、夫婦の平日会話時（=60×0.012/0.014）

間、夫婦の休日共有生活時間の総計、夫の育児分＝夫の育児分担割合が（例えば15％から18％

担割合などが夫婦関係満足度に大きく影響しうるに）３％増加（=0.012/0.396）

ことを示した。本稿の発見はワーク・ライフ・バ＝平日に「食事」または「くつろぎ」を妻が夫

ランスには雇用や勤務の柔軟性など家庭の外でのと大切する時間と感じる日が以前より６日に制度の変革が必要であるとともに、夫婦が家庭の１日増加（=0.012/0.074がほぼ６分の１）中で過ごす過ごし方にも変革が必要であることを＝世帯の預貯金・有価証券額が約130万円増加

示唆している。高い夫婦関係満足度を得るには夫（=（0.012/0.009）
×100万）

婦が共に過ごす時間にお互いの心の支えとなるよ
うな質を与えることが重要と考えられる。質といこの結果は夫の月収が仮に就業時間を減少させっても難しいことではなく、本稿が明らかにしたることで10万円減ったとしても、その分、平日１「主要生活活動」である平日での夫婦ともの「食日当たり16分の夫婦の会話時間が増えるか、妻が事」と「くつろぎ」、休日にはくつろぎの時に加平日に夫との食事を大切な時間と思える日が毎週

えて、家事・育児や趣味・娯楽・スポーツなどの１度増えるか、夫の育児分担割合が３％増えれ共有を大切にすることであり、またそれらの生活

ば、同じレベルの夫婦関係満足度を維持できるこ活動の中で対話の時間を多く持つことである。まとを意味する。夫の育児分担割合の３％増加といた同時にそのような夫婦の時間の過ごし方を可能

うのは小さいように見えるが、平均の分担率が約にするような働き方、特に男性の働き方、が変わ15％なので、増加率でいうと現状より20％増加とらねばならない。永井暁子氏（2006）の研究やベなる。もちろんこれは平均であって月収10万円のネッセ教育開発センター（2006）の報告によると違いがより大きな意味を持つ夫婦もいるだろう。

育児期に夫の帰宅時間は欧州諸国や、中国・韓国

しかし平均的には夫婦関係満足度はお金では買いなどと比べても著しく遅い。男性の就業時間が長にくいものなのである。ただし就業時間の減少がすぎることがワーク・ライフ・バランスを損なう

解雇・失業の確率を増すなら、夫の失業のインパことは自明である。

クトは非常に大きいので話は全く別であり、あく

しかし夫の就業時間・残業時間が減り所得が減まで雇用の安定に全く影響しない残業時間や就業れば妻の夫への経済力信頼度が減り、妻の夫婦関

時間の減少ならば、という仮定での話である。結係満足度が減るのではないかという疑問が残る。夫論として夫の就業時間の減少による所得減少効果の収入は夫への経済力信頼度の最大の決定要因では、それで解雇されることがないと保証される限あり、夫婦関係満足度にも影響する。この点を分り、ワーク・ライフ・バランスの達成で十二分に析するために、仮に就業時間を減らして月収10万円

相殺され、妻の夫婦関係満足度にとってプラスと減ると仮定し、同じ夫婦関係満足度を維持するたなる。

めに、その分他の要素で補うとしたらどうすれば良またこのことは本来の意味でのワークシェアリ

いかを調べた。図表−３の固定効果モデルの結果にングの重要性を意味する。わが国ではワークシェ

基づいて算定すると以下の要素がみな夫婦関係満アリングという概念は景気が低迷し、労働需要が足度への貢献上同等であることがわかる。

減少した1990年代に、解雇者を出さず社内の雇用者１人当たりの就業時間と所得を減らすリストラ58夫婦関係満足度とワーク・ライフ・バランス対策の言葉として導入されてきた。しかし本来のワークシェアリングは不況時には１人当たりの就業時間や給与を平常より減らして解雇者を少なくすることだけでなく、好況時には就業時間を一定の正常な時間以上にはせず雇用を拡大し、一方で働く人々に自分自身や家族のために幸せに生活するのに必要なゆとりのある時間を与え、他方で雇用をより多くの人たちと分かち合うことを意味する。ワーク・ライフ・バランスとともにワーク・
シェアリングの考えの見直しをすべきである。
また最初の子どもを産むと夫婦関係満足度が大きく下がり、２子目以降の出生は夫婦関係満足度に影響しないという事実の少子化対策への意味は重要である。２子目出産の主な障害は、１子目を産んだ後の否定的育児経験であるからである（山口 2005）。なぜ１子目の出生時だけにこのような低下が起こるのかは推測の域を出ないが、妻が子どものいない家庭生活から子どものいる家庭生活への移行に適応できずそれが大きな不満足やストレスを生み出していることは間違いがない。また
１子目の出産に伴う夫婦関係満足度の低下が有業の妻より専業主婦により大きく見られることは、
このディストレスは仕事と育児の両立度が低いからというよりは、むしろ核家族社会で、夫が仕事中心の生活の時、妻がたった一人で未経験の子育てに向かうことの精神的負担が、仕事生活がなく家庭生活のみの場合かえって大きく、仕事生活があることはむしろ緩衝材となっていることを示唆する。
男性の育児休業を促進し（佐藤・武石 2004）、
育児期の父親の帰宅時間を早め、特に１子目の出生時に夫が十分育児参加し、妻が孤立しないこと
が結婚満足度向上にも少子化対策上でも重要と考えられる。

†［謝辞と要望］本研究は経済産業研究所の客員フェローシップの援助を受けて行われた。同研究所のディス
カッションペーパー（山口 2006）を下地にしているが、その分析を整理し多少新たな分析を加え改善したものである。経済産業研究所のDPは暫定的なもので正式の公表ではないワーキングペーパーである。本稿と重複する部分については、本稿の内容を正式出版物として引用することを希望する。

注1）本稿は「あなたは現在の夫婦関係に満足しています
か？」という問いの答えである夫婦関係満足度を分析する。下記で言及する永井（2000，2002, 2005）の研究も同様である。一方、全国家族調査のNFRJでは結婚生活全体についての満足度である結婚満足度をきいている。米国の研究はmarital satisfactionという表現が典型的であるが、異なる表現がすべて同じものであるか否かは微妙である。本稿では他者の研究のレビュ
ーでは結婚満足度という表現を併用するが、本稿の分
析内容については夫婦関係満足度という表現で統一する。
2）具体的にはの値を結果のｔ値に掛けた。ここでＮはＹの観察値数（人×時点の延べ総数）、Ｍは観察
標本人数、npはモデルのパラメーターの数である。
3）以下の標準化された回帰係数の値は、有意でない結婚
継続年数の２次項、夫の職業の「無職」以外のダミー
変数を除き、既存の子ども数の効果は０対１人以上のダミー変数のみを残したモデルの結果である。
4）以下で標準化された回帰係数の値は、比較のため有意でない結婚継続年数の２次項、夫の職業の「無職」以外のダミー変数を除いたモデルの結果である。また夫の勤め先の企業規模の影響は２つの係数の線形結合の標準化された回帰係数（シーフ係数）である。
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やまぐち・かずお シカゴ大学社会学部教授。主な著
書にEvent History Analysis（Sage, 1991）。社会統計学専攻。