特集論文

持ち家と女性の就業

水谷 徳子（公益財団法人 家計経済研究所 研究員）

1. はじめにと失業の上昇率には正の相関が観察されることを報告している。このことは、個人の持ち家取得の2013年7月に発表された2012年度の「国土交通意思決定が、労働市場に影響を与えていることを白書」において、40歳未満の持ち家比率が低下し示唆している。実際、主な世帯主である男性労働ていることが報告された。特に30代の持ち家率に者が正規の労働時間を変化させることは難しい。

ついては1983年から2008年の25年間で53.3%か

そこで本論文では、世帯主の夫の労働供給を所与。
ら39.0%になっており、減少幅が大きい（図表−1）として持ち家やそれにかかわる経済的負担が妻のまた、可処分所得に占める住宅ローン返済額の割労働供給に与える影響について分析する。

合は、全年齢で増加傾向にあるものの、30代は全住宅取得と家計のさまざまな行動に与える影響

年齢より高い水準で推移していることから、持ちは、これまでも多くの先行研究で扱われてきた。

家取得にかかわる経済的負担の増加が、持ち家率

日本に限らず多くの国の家計にとって、住宅購入減少の一因として指摘されている。

は、大きな意思決定のひとつである。そのため、豊かで安定した住生活の確保に、持ち家の果た持ち家取得は家計のライフサイクルにおける消費・す役割は大きい。Dietz and Haurin（2003）の貯蓄・労働などさまざまな行動に影響を与えると持ち家の影響についてのサーベイによれば、持ち考えられるからであろう。

家取得は家計の住生活の安定性の向上や資産形持ち家と就業行動についてもこれまで数多成、良好な地域コミュニティーの形成だけにとどくの先行研究が蓄積されてきている（例えば、

まらず、より良い身体的健康やメンタルヘルスとCoulson and Fisher, 2008; Munch et al, 2006;

関連していることが報告されている。

Bottazzi, 2004; Del Boca and Lusardi, 2003）。

このような持ち家取得を通じた肯定的な側面を日本において持ち家と妻の就業の関係について分

背景に、日本においても住宅ローン減税や住宅金析した研究としては、全国消費実態調査の個票を融支援機構（旧・住宅金融公庫）による融資など、用いて住宅取得計画、貯蓄、妻の労働供給の分析

住宅取得の促進を目的とする財政的な措置や家計したYoshikawa and Ohtake（1989）が挙げら

がより住宅ローンを組みやすくするような制度のれる。Yoshikawa and Ohtake（1989）は、借家

整備がなされてきた。

世帯において持ち家（住宅取得）動機の有無や住一方で、持ち家取得による定住を、住生活の安宅価格の上昇が、妻の労働供給や住宅購入のため定性の向上ではなく、非流動性と捉える観点もあの貯蓄を増やす要因となっていることを示している。持ち家世帯では、住宅の売買にかかわる取引る。

コストが高いことや通勤時間等が労働の流動性の

国外の先行研究では、例えばFortin（1995）は、低下を導く。Oswald（1996）は持ち家の上昇率

カナダの個票データを用いて、持ち家世帯につい42

持ち家と女性の就業図表-1 持ち家率の推移
90

%

80
全体

70

30歳未満

60

30〜39歳50

40〜49歳40

50〜59歳

30

60歳以上

20
10
0

1983

1988

1993

1998

2003

2008

年

注 : 総務省「住宅統計調査」、「住宅・土地統計調査」より作成て住宅ローンの借入可能額の制約が妻の労働供給に与える影響を分析した。この借入可能額の制約

2. 持ち家世帯の住宅ローンが妻の就業に与える影響

は世帯収入のうち住宅ローン返済に充てることができる割合に反映しており、収入に占める住宅ロー
ン返済額の割合の高さは、妻の労働供給に正の影（1）使用するデータ
ここでの目的は、持ち家に居住している有配偶響があることを示している。住宅ローンの借入れ

女性の就業行動の分析にあるので、分析の対象とが有る世帯の妻が就業率を増加させ、労働時間がなるのは、有配偶かつ持ち家に居住している家計長いという同様の結果は、Del Boca and Lusardiである。有配偶女性についての個票データは、（公（2003）、Bottazzi（2004）でも観察されている。

財）家計経済研究所の「消費生活に関するパネル

本稿では、以上の問題意識のもと、
（公財）家

調査」
（以下、JPSC）を用いる。JPSCは調査開計経済研究所の「消費生活に関するパネル調査」

始時点の1993年に24歳から34歳までの女性1,500の2012年度（パネル20）の個票データを用いて、人（以下、「コーホートA」）を対象とし、現在に持ち家あるいは住宅ローンの有無や返済の負担が至るまで同一女性を追跡したパネル調査である。

妻の労働供給に与える影響について分析する。

なお、
その後、
1997年に24歳から27歳の500人（以論文の構成は以下の通りである。第2節では持下、「コーホートB」）、2003年に24歳から29歳のち家世帯の住宅ローンが妻の就業に与える影響に836人（以下、「コーホートC」）、2008年に24歳ついて、使用するデータとその記述統計を示し、から28歳の636人（以下、「コーホートD」）が調推定結果を述べる。第3節では、考察をまとめ今査の対象者に追加されている。

後の課題を検討する。

本論文でJPSCを用いる利点は、年齢や居住地、子ども数、学歴等の回答者本人の属性の情報だけ
43

季刊家計経済研究

2013

AUTUMN

No.100

図表-2 推定に用いた変数の記述統計
持ち家全体
変数
平均値 標準偏差 最小値
妻の就業ダミー
0.634
0.482
0
住宅ローン残高（百万円）
12.067
11.5110
住宅ローン返済割合
住宅価格（百万円）
0.120
0.116
0
保有資産額（百万円）
6.313
10.6730
夫の収入（対数値）
599.635 289.709
12.109
就学前の子どもの有無
0.285
0.452
0
出産ダミー
0.046
0.210
0
妻の年齢
41.9396.925
28
妻の学歴ダミー
中卒
0.031
0.174
0
専門・専修卒
0.006
0.077
0
（入学資格 = 中卒，制限なし）
専門・専修卒（入学資格 = 高卒） 0.397
0.490
0
高校卒
0.174
0.379
0
短大・高専卒
0.235
0.424
0
大卒
0.153
0.360
0
大学院卒
0.004
0.067
0
都市規模ダミー
都区および政令指定都市
0.257
0.437
0
その他の市
0.646
0.478
0
町村
0.097
0.296
0
N
673

最大値
1
51.721
1.012
90.0812735.563
1
1
53

持ち家 & 住宅ローン有
平均値 標準偏差 最小値 最大値
0.618
0.486
0
1
18.0929.553
0.402
51.721
0.241
0.403
0
6.667
0.134
0.101
0
0.803
4.335
6.306
0
53.535609.723 244.683
12.109 1760.563
0.347
0.476
0
1
0.050
0.217
0
1
40.868
6.667
28
53

1

0.024

0.152

0

1

1

0.000

0.000

0

0

1
1
1
1
1

0.382
0.170
0.243
0.177
0.005

0.486
0.376
0.429
0.382
0.069

0
0
0
0
0

1
1
1
1
1

1
1
1

0.302
0.620
0.078

0.460
0.486
0.268

0
0
0

1
1
1

424

でなく、有配偶については家計全体に加え、夫の妻の市場労働参加に関しては、調査時点で「仕情報も得られることが挙げられる。最大のメリッ

事についている」と回答した場合を1、そうでな

トは、住居の所有関係や住宅価格、家賃など住宅い場合を0とするダミー変数を用いる。この妻のに関する詳細な情報や、貯蓄や借入れ残高総額、

就業ダミーは、後述のプロビット分析において被ローン返済総額など保有資産に関する詳細な情報

説明変数として用いられる。

が得られることにある。

説明変数としては、妻の就業や住宅購入の重要

本稿の分析では、有配偶女性のうち、夫が調査な決定要因となる住宅ローンや家計の保有資産に時点で「仕事についている」および夫の昨年1年

関する情報のほか、妻や夫の個人属性、家族構成、間の収入が正（0より大きい）である世帯に限定

居住地域などをコントロール変数として加える。

した。

住宅ローンについては、調査時点の住宅ローン

住宅の所有関係については、持ち家一戸建（敷の借入れ残高総額や住宅ローンの返済割合を用い

地は自己所有あるいは借地）と持ち家マンション

る。住宅ローンの返済割合は、家計全体の年収（妻という回答を「持ち家」、それ以外を「借家」としの年収を除く）に占めるこの1年間の返済総額とて扱う。本論文では、借家世帯あるいは持ち家世

して定義した。また、家計の保有資産額は、家計帯の住宅の買い替え行動は分析の対象としていなが保有する預貯金額と有価証券額の合計として定

いため、この1年間に引っ越ししなかった世帯に義した。居住する持ち家の情報としては、住宅の限定した。転居に関する情報としては、
JPSCでは、現在の市場価格を用いる。この住宅の現在の市場

各年の調査において、昨年1年間の転居に関する

価格は、各調査年における回答者の評価額となる質問をしており、これを利用した。したがって、「持ため、回答者の主観も反映されていることに留意

ち家」世帯には、調査年で持ち家かつ前年と同一が必要である。

住居に居住する世帯が含まれることになる。
44

妻の属性に関しては、分析では年齢や最高学歴

持ち家と女性の就業図表-3 持ち家率と住宅ローンの借入れの有る世帯割合、住宅ローンの返済割合の推移
住宅ローン
返済割合

80％

35％

70％

30％

60％

25％

50％
20％

持ち家率

40％
15％
30％

住宅ローン返済割合

10％

20％

5％

10％
0％

住宅ローン有世帯割合

0％
94 95 96 97 98 99 00 01 02 03 04 05 06 07 08 09 10 11 12 年

をコントロールしている。最高学歴が、中学校、

とめている。

専門・専修（入学資格＝中学校卒、
制限なし）
、
高校、
専門・専修（入学資格＝高校卒）、短大・高専、大学、 （2）記述統計
大学院卒であることを示す7つのダミー変数を作成し、高校卒を基準とする形で用いた。
夫や家計に関しては、夫の収入（対数値）、就

具体的な推定に入る前に、JPSCのデータから住宅の所有関係や住宅ローン、妻の就業の推移や記述統計について確認しておこう。

学前の子どもの有無ダミー、この1年に新たに出

図表−3には、有配偶世帯のうち夫が有業の世帯産したかを示す出産ダミー変数を作成し、コントの持ち家率と住宅ローンの借入れが有る世帯の割

ロール変数として加えた。

合の1994年から2012年の推移である。

また、家計の就業行動や住宅の所有選択は、居持ち家世帯の割合は、年々増加しており、2012

住地域に大きく影響を受けるため、都市規模に関年の調査では有配偶（かつ夫が有業）世帯のして都区および政令指定都市、その他の市、町村

73.81%が持ち家に居住している。そのうち住宅を示す3つのダミー変数を作成し、プロビット分

ローンの借入れが有る世帯の割合は、47.48%と析では居住地がその他の市である場合を基準とし過去最高となっている。2008年以降の推移をみるた。
そのほか居住地の都道府県ダミーもコントローと、2008年を底に2012年にかけて5年連続の上昇ル変数として加えている。

となっている 。
2）

なお、収入や住宅価格、保有資産額などの金銭

家計全体の年収（妻の年収を除く）に対するこ単位で計測される変数については、「平成22年度の1年間の返済総額の割合について1994年以降の基準消費者物価指数」による消費者物価指数でデ推移をみると、1996年、1997年、2002年、2003年、

フレートしている 。

2005年、2009年においては25%を超えているが、1）推定に使用する変数の記述統計は、図表−2にまその他の年は23%前後で横ばいに推移している。
45

季刊家計経済研究

2013

図表-4 持ち家率－コーホート別・年齢別

AUTUMN

No.100

図表-6 妻の就業率－住宅の所有関係別・年齢別

0.9

0.8

0.8

0.7

持ち家率

妻の就業率

0.7

0.5

0.5

0.6

0.6

0.4

0.4
20

30

40

50

年齢

コーホートAコーホート C60

20

コーホート B
コーホート D

30

持ち家
借家

40

年齢

50

60

持ち家＆住宅ローン有

少幅が大きいということと同様の傾向だと考えら
図表-5 年齢別持ち家率と住宅ローンの借入れの有る世帯割合れる。
図表−5には、2012年度（パネル20）の調査に％100ついて有配偶（かつ夫が有業）世帯の持ち家率と90

住宅ローンの借入れが有る世帯の割合を年齢別に示している。30代半ばから持ち家率が上昇してい80

るが、同時に住宅ローンの借入れの有る世帯の割

70

合は、30代半ばから40代にかけて全年齢より高60

い水準であり、住宅購入時あるいは購入以後にわ50たって、持ち家取得にかかわる経済的負担が大き40いことがうかがえる。

30

次に、住宅の所有関係と妻の就業行動について

20

みてみよう。図表−6と図表−7は1994年から2012
年のデータをプールして住宅の所有関係別・年齢100

別の妻の就業行動を示したものである 。全年齢
3）

24〜29

30〜34

35〜39 40〜44
年齢

住宅ローン有世帯

45〜49

50〜55

平均で妻の就業率は、持ち家世帯で59.98%、借家世帯で44.89%であり、借家世帯と比較して持ち持ち家率

家世帯の妻の就業率は高い。この傾向は、どの年代でも観察される。特に、40代の妻の就業率をみ

図表−4は、コーホート別持ち家率の推移を示し

ると、住宅ローンの借入れが有る持ち家世帯の妻ている。40代以下の持ち家率は、コーホートAとの就業率は、住宅ローンの借入れが無い持ち家世比較して、コーホートB、C、Dと順に減少傾向に

帯や借家世帯の妻の就業率より高い。図表−5では、「住宅統計調査」
ある。このことは、
前述の図表−1の30代半ばから40代にかけて住宅ローンの借入れの「住宅・土地統計調査」のデータから観察された、有る世帯の割合が高かった。30代の住宅ローンの40代未満の持ち家率が1983年以降おおむね減少

借入れが有る世帯の妻の就業率が、住宅ローンの傾向にあり、特に30代の持ち家率については、減借入れが無い持ち家世帯と差が観察されないこと

46

持ち家と女性の就業図表-7 妻の就業率－住宅の所有関係別・年齢別

年齢
24〜29
30〜34
35〜39
40〜44
45〜49
50〜55
All

持ち家 &
住宅ローン有N%
464
42.46%
1895
46.60%
2415
57.81%
1727
70.47%
860
77.33%
198
72.22%
7559
59.54%

持ち家
持ち家 &住宅ローン無N%
543
45.67%
1341
51.08%
1490
61.01%
1079
67.19%
685
74.74%
243
74.49%
5381
60.58%

持ち家全体
N
1007
3239
3907
2808
1545
441
12947

借家

%
44.19%
48.47%
59.00%
69.23%
76.18%
73.47%
59.98%

図表-8 妻の就業率－住宅ローン返済割合四分位別・年齢別
住宅ローン
返済割合
第 1 四分位

30〜34

35〜39

40〜44

45〜49

50〜55

Total

26.19% 43.90% 50.21% 65.32% 74.68% 71.43% 55.93%（0.442） （0.497） （0.501） （0.477） （0.436） （0.455） （0.497）
84
344
474
395
237
77
1611
第 2 四分位 31.40% 42.26% 53.39% 65.63% 75.62% 73.81% 56.42%（0.467） （0.495） （0.499） （0.475） （0.430） （0.445） （0.496）
86
407
620
480
242
42
1877
第 3 四分位 46.15% 45.65% 59.13% 73.75% 80.35% 74.29% 59.47%（0.500） （0.499） （0.492） （0.441） （0.399） （0.443） （0.491）
130
552
624
381
173
35
1895
第 4 四分位 53.47% 53.15% 66.56% 77.07% 80.79% 78.13% 65.74%（0.501） （0.499） （0.472） （0.421） （0.395） （0.420） （0.475）
144
523
613
423
177
32
1912
Total
41.89% 46.71% 57.74% 70.28% 77.44% 73.66% 59.55%（0.494） （0.499） （0.494） （0.457） （0.418） （0.442） （0.491）
444
1826
2331
1679
829
186
7295

注 : 各セル、上段 : 平均値，中段 : 標準偏差，下段 : 度数（Frequencies）をあらわす%
40.57%
40.53%
48.58%
55.43%
58.66%
61.40%
44.89%

イント就業率が高くなってい

年齢
24〜29

N
1437
2344
1404
644
254
57
6140

転居
（借家→持ち家）N%
161
42.24%
288
42.36%
167
52.10%
62
54.84%
19
57.89%
1
100.00%69846.28%る。このような返済割合が高
くなるにつれ、妻の就業率も高くなっている傾向は、どの年齢層においても観察される。
（3）推定結果
本項では、前項で観察された妻の就業行動に対する住宅ローンの有無や住宅ローン返済割合、年齢等の影響を回帰分析により検証する。まず、住宅ローンの残高総額や住宅価格が、妻の就業行動に影響を与えているのかどうかを確

は、おそらく労働供給の決定が子どもの存在や子認しよう。図表−9には、被説明変数を妻の就業ダどもの年齢と強く相関していることが考えられる。

ミーとしたプロビット推定の結果が示されている。

図表−6のグラフをみると持ち家世帯では就業率は（1）～（3）列には持ち家世帯全体、（4）列にはそれほど減少していないものの、借家世帯の就業

住宅ローンの借入れが有る持ち家世帯の推定結果

率が30代前半を底にU字型のパターンを示していを示している。各（a）列には係数、各（b）列にることからも示唆されよう。

は各説明変数の平均で評価した限界効果を示す。

家計全体の年収（妻の年収を除く）に対するこ

持ち家世帯全体の推定結果（（1）列）では、住の1年間の返済総額の割合の四分位ごとに、年齢

宅ローン残高の係数は、10%水準で統計的に有別の妻の就業率を示したのが図表−8である。20

意に正で推定されている。持ち家世帯のなかでも代では返済割合第1四分位では就業率が26.19%、

住宅ローンの借入れが有る家計の妻の就業率は高第4四分位では53.47%であり、返済割合が低いグ

い。住宅ローン残高の百万円の増加によって、妻ループに比べて、高いグループは約27%ポイントの就業確率は0.33%増加する。また、住宅価格の就業率が高い。また、35〜39歳においても返済割

係数も10%水準で統計的に有意に正で推定されて合が低いグループ（返済割合第1四分位）に比べて、いる。住宅価格の百万円の増加によって、妻の就高いグループ（返済割合第4四分位）は約16%ポ

業確率は約36%増加する。日本において、家計資47

季刊家計経済研究

2013

AUTUMN

No.100

図表-9 住宅ローン残高と妻の就業に関するプロビット推定
被説明変数: 妻の就業ダミー
（1）
（a）
（b）
限界効果
係数
dy/dx
住宅ローン残高
0.009 *
0.0033 *［0.0055］［0.0020］
住宅ローン残高×就学前の子どもの有無
住宅ローン残高×年齢
住宅価格

0.9714 *［0.5114］
保有資産額−0.0046［0.0058］
夫の収入（対数値） −0.0007 ***［0.0002］
就学前の子どもの有無 −0.6234 ***［0.1620］
出産ダミー−1.0227 ***［0.3075］
年齢0.0215 *［0.0114］
妻の学歴ダミー
中卒−0.2016［0.3520］
専門・専修卒0.6988（入学資格=中 ［0.7962］
卒，制限なし）専門・専修卒0.192（入学資格=高卒） ［0.1625］

短大・高専卒 −0.0117［0.1435］
大卒−0.0218［0.1632］
大学院卒−0.1455［0.8461］
都市規模ダミー
都区および−0.0063
政令指定都市 ［0.1432］
町村
0.1451［0.2252］
定数項−0.0835［0.9129］
Log
pseudolikelihood
Pseudo R
Observations
2

持ち家
（2）
（a）
（b）
限界効果
係数
dy/dx
0.01060.0039［0.0066］［0.0024］−0.0001［0.0003］

持ち家 & 住宅ローン有
（4）
（a）
（b）
限界効果
係数
dy/dx
0.00590.0022［0.0081］ ［0.0030］−0.0002［0.0003］
0.3638 *［0.188］−0.0019［0.002］−0.0002 ***［0.0001］−0.2381 ***［0.062］−0.3902 ***［0.105］0.0096 *［0.005］1.3119 *［0.7808］−0.0106［0.0114］−0.0010 ***［0.0003］−0.6693 ***［0.1949］−0.8957 **［0.3674］
0.0221［0.0145］0.4925 *［0.2931］−0.0040［0.0043］−0.0004 ***［0.0001］−0.2546 ***［0.0732］−0.3453 ***［0.1294］
0.0083［0.0054］−0.0043［0.1762］−0.0005［0.0001］

0.3574 *［0.1881］−0.0017［0.0021］−0.0003 ***［0.0001］−0.2364 ***［0.0616］−0.3902 ***［0.1043］
0.0079 *［0.0042］0.9726 *［0.5123］−0.0043［0.0058］−0.0007 ***［0.0002］−0.5429 **［0.2475］−1.0297 ***［0.3062］0.0226 *［0.0117］0.3578 *［0.1885］−0.0016［0.0021］−0.0003 ***［0.0001］−0.2056 **［0.0946］−0.3926 ***［0.1035］
0.0083 *［0.0043］−0.0004［0.0007］0.9888 *［0.5120］−0.0051［0.0058］−0.0007 ***［0.0002］−0.628 ***［0.1628］−1.0226 ***［0.3084］
0.0262 *［0.0139］−0.0766［0.1373］−0.2057［0.3501］−0.0782［0.1366］−0.2007［0.3530］−0.0762［0.138］−0.0114［0.4675］

0.2089［0.1749］0.6706［0.7887］

0.2026［0.1785］0.7378［0.8151］0.2173［0.171］−−

0.0687［0.0563］−0.0043［0.0529］−0.0080［0.0604］−0.0549［0.3265］

0.1896［0.1627］−0.0132［0.1437］−0.0277［0.1638］−0.1820［0.8514］0.0678［0.0564］−0.0049［0.0530］−0.0102［0.0607］−0.0691［0.3314］0.1919［0.1625］−0.0108［0.1435］−0.022［0.1632］−0.1086［0.8472］

0.0686［0.057］−0.0040［0.053］−0.0081［0.060］−0.0408［0.324］0.2974［0.2107］−0.0585［0.1831］−0.0822［0.2008］
0.6302［0.9238］

0.1071［0.0721］−0.0221［0.0694］−0.0311［0.0766］
0.2002［0.2298］−0.0023［0.0528］
0.0520［0.0783］−0.0073［0.1432］
0.1453［0.2246］−0.1658［0.9287］−0.0027［0.0528］
0.0521［0.0781］−0.0095［0.1433］
0.1462［0.2257］−0.2763［0.9772］−0.0035［0.053］0.0524［0.078］0.0102［0.1751］
0.0943［0.2903］−0.7476［1.0924］0.0038［0.0656］
0.0349［0.1056］−375.138−375.045

0.151

0.151
673

注 : *, **, *** は 10%, 5%, 1% 水準で統計的に有意であることをあらわす［ ］内は、Robust standard errors
限界効果は、サンプル平均で評価したもの
学歴ダミーの reference は、高卒
都市規模ダミー（reference: その他の市）、都道府県ダミーを含む

48

（3）
（a）
（b）
限界効果
係数
dy/dx
0.02560.0094［0.0295］［0.011］−374.975−240.332

0.151

0.148
424

持ち家と女性の就業図表-10 住宅ローン返済割合と妻の就業に関するプロビット推定

とっている。夫の収入と妻の被説明変数: 妻の就業ダミー

就業には負の相関関係が観察

0.6008 *［0.3442］1.1187［0.7475］−0.0158［0.0118］−0.0007 **［0.0003］−0.6034 ***［0.1931］−0.879 **［0.3676］
0.0225［0.0143］

限界効果
dy/dx
0.2260 *［0.1288］0.4209［0.2815］−0.0060［0.0044］−0.0003 **［0.0001］−0.2300 ***［0.0733］−0.3392 ***［0.1301］
0.0085［0.0054］−0.3814［0.4367］−−
0.334［0.2138］−0.052［0.1825］−0.0498［0.1998］
0.6903［0.8983］−0.1493［0.1739］−−0.1198 *［0.0726］−0.0197［0.0693］−0.0189［0.0759］
0.2156［0.2115］0.0161［0.1761］
0.0754［0.2924］−0.8468［1.0451］

0.0061［0.0661］
0.0280［0.1074］

係数
住宅ローン返済割合
住宅価格
保有資産額
夫の収入（対数値）
就学前の子どもの有無
出産ダミー
年齢
妻の学歴ダミー
中卒
専門・専修卒（入学資格=中卒，制限なし）
専門・専修卒（入学資格=高卒）
短大・高専卒
大卒
大学院卒
都市規模ダミー
都区および政令指定都市
町村
定数項

Log pseudolikelihood
2
Pseudo R
Observations−243.2590.147

注 : *, **, *** は 10%, 5%, 1% 水準で統計的に有意であることをあらわす［ ］内は、Robust standard errors
限界効果は、サンプル平均で評価したもの
学歴ダミーの reference は、高卒
都市規模ダミー（reference: その他の市）、都道府県ダミーを含むされる。妻の不労所得としての夫の所得の上昇は妻の就業率を減少させるという、従来からの妻の労働供給の仮説と整合的である。就学前の子どもの有無や昨年1年間での出産の係数は、有意に負で推定されている。住宅ローン残高と就学前の子どもの有無の交差項を説明変数に加えた場合（（2）列）でも、負で推定されていることから、就学前の子どもの有無の影響が妻の就業に大きな影響を及ぼしていることが示唆される。就学前の子どもの有無や出産の負の影響あるいは住宅ローン残高の正の影響は、妻の就業に子どもを含むライフサイクルのステージが影響を及ぼしている可能性を示唆している。また、（3）列で住宅ローン残高と年齢の交差項が負で推定されていることから、住宅ロー
ン借入れによる制約の影響は減少していくことが観察される。しかし、係数は10%水準

427

で統計的に有意な値をとっていない。
図表−10には、住宅ローンの返済割合が妻の就業に与える影響をプロビット推定した結果を示す。住宅ローンの返産の大きな割合を占める住宅は、中古住宅市場が済割合は、前述したように妻の年収を除く世帯年

活発でないことを背景に、非流動的な資産である。

収に対する年間の住宅ローン返済総額の割合を示従って、住宅価格の係数が正の値をとっているこ

す。この割合は、夫の労働が何らかの形で制限さとは、この変数が資産の指標となっていることをれた場合、家計が住宅ローンを返済できるかどう

示唆している。

かの指標となるだろう。

夫の収入の係数は、1%水準で有意に負の値を推定結果をみると、住宅ローンの返済割合の係
49

季刊家計経済研究

2013

AUTUMN

No.100

数は、10%水準で統計的に有意に正で推定されて第一に、妻の就業についての回帰分析において、いる。住宅ローンの返済割合が1単位増加すると、住宅ローンの有無が内生性をもつ可能性がある 。

妻の就業確率は22.6%増加する。夫の収入をコン

なぜなら、妻の就業決定においては、妻が働いてトロールしてもなお住宅ローンの返済割合の係数

いることが借り入れの際の信用制約を緩和すると4）が有意であることから、収入の影響にかかわらず、考えられるので、住宅ローンが借りやすい。この住宅ローンの返済割合は、妻の就業を引き出すのような同時性を本稿では解消できていない。

に十分な影響をもっていることが観察される。

第二に、本稿のプロビット分析はクロス・セクション分析であり、観察されない異質性や時間ご

3. おわりにとに異なる家計の状況や労働状況の影響を考慮できていない。JPSCはパネルデータであり、その本稿では、家計経済研究所の「消費生活に関す特徴を生かし、持ち家取得以前から取得後の妻のるパネル調査」をもとに、持ち家取得およびそれ就業行動を追跡し、妻だけではなく、家計の就業に伴う住宅ローンの有無や住宅ローンの返済負担

行動に対して持ち家取得が及ぼす影響を明らかにと妻の就業の関係を吟味した。

することが今後の課題である。

記述統計から、住宅ローンの借入れの有る世帯の1994年から2012年の推移をみると2012年にかけてその割合は5年連続上昇しており、2012年は過去最高の水準となっている。年齢グループ別にみると、35歳～ 40代は他の年齢グループと比較
して住宅ローンの借入れが有る世帯の割合が高い。一方、持ち家と妻の就業の関係を見てみると、持ち家世帯は借家世帯と比較して、妻の就業率が高い。持ち家世帯について、年収に占める住宅ローン返済割合と妻の就業率をみると、どの年齢グループでも、返済割合が高くなるほど妻の就業率が高くなることが観察された。
JPSCの2012年度（パネル20）のデータを用いた有配偶（かつ夫が有業）世帯の妻の就業に関するプロビット分析から、住宅ローンの残高や妻の収入を除く世帯収入に占める住宅ローンの返済割合が高いと、妻が就業する確率が統計的に有意に高くなることが観察された。妻の就業行動の決定要因として、従来から指摘されている家族構成や学歴などの要因をコントロールした上でも、住宅ローン返済など持ち家取得に伴う経済的負担が妻の就業を高める要因となっていることがわかった。
しかしながら、妻の就業確率に対する就学前の子どもの存在による負の影響は、住宅ローンによる正の影響よりも大きい可能性が示唆された。
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。
50

注1）都道府県庁所在地別の消費者物価指数（持ち家の帰属
家賃を除く総合）を用いた。
2）住宅ローンの借り入れが有る世帯の割合の1994年以降の推移をみると、1994年に26.76%だったその割合は年々上昇しているが、2003年、2008年は低下している。
2003年、2008年は調査の対象者が追加されている調査年であり、その影響を受けているものと考えられる。
3）図表−6は、有配偶（かつ夫が有業）の妻の就業率について、局所多項式回帰により平準化した平均値をプロットしている。
4）Yoshikawa and Ohtake（1989）やFortin（1995）では、住宅ローンを外生変数として扱っている。Del Bocaand Lusardi（2003）では1992年のEUの市場統合による住宅ローン市場の外生的な変化を利用して、住宅ローンを内生変数として、就業と住宅ローンを同時方程式の枠組みで分析している。Bottazzi（2004）ではパネルデータを用いて、返済割合と妻の就業について住宅価格を操作変数として分析しているが、返済割合の内生性がないという帰無仮説を棄却できていない。
文献
国土交通省，2013，『平成24年度国土交通白書』．
Bottazzi, R., 2004,“Labour Market Participation andMortgage-Related Borrowing Constraints,”
Working Paper 04/09, Institute for Fiscal
Studies.
Coulson, N. E. and L. M. Fisher, 2008,“Housing
Tenure and Labor Market Impacts: The Search
Goes on,”Journal of Urban Economics , 65: 252264.
Del Boca, D. and A. Lusardi, 2003,“Credit Market
Constraints and Labor Market Decisions,”
Labour Economics , 10: 681-703.

持ち家と女性の就業

Dietz, R. D. and D. R. Haurin, 2003,“The Socialand Private Micro-Level Consequences ofHomeownership,”Journal of Urban Economics ,54: 401-450.
Fortin, N. M., 1995,“Allocation Inflexibilities, Female
Labor Supply, and Housing Assets Accumulation:
Are Women Working to Pay the Mortgage?”
Journal of Labor Economics , 13（3）: 524-557.
Munch, J. R., M. Rosholm and M. Svarer, 2006,“AreHomeowners Really More Unemployed?”
Economic Journal , 116: 991-1013.
Oswald, A. J., 1996,“A Conjecture on the Explanationfor High Unemployment in the Industrialized
Nations: Part I,”Working Paper 475, Departmentof Economics, Warwick University.
Yoshikawa, H and F. Ohtake, 1989,“An Analysis of
Female Labor Supply, Housing Demand andthe Saving Rate in Japan,”European Economic

Review , 33: 997-1030.

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）51