パネル投稿論文

育児休業制度が女性の出産と継続就業に与える影響について――パネルデータによる計量分析 ※駿河 輝和（大阪府立大学経済学部教授）

張建華（日本学術振興会外国人特別研究員、大阪府立大学経済学部客員研究員）

1．はじめにでやめた人でできれば働き続けたかった人は31.5％なのに対し、出産でやめた人は61.4％がで日本の合計特殊出生率は、1947年第１次ベビーきれば働き続けたかったと答えていた。これをみブームのときの4.54をピークに急速に下がり、ても、仕事と育児を両立できる環境が整えば、仕1957年には2.04にまで下がった。1950年代半ばか事を継続する可能性のある人はかなりいることがら1970年代半ばまでは1966年（丙午年）
1.58を除分かる。

き2前後の水準で安定的に推移する。その後再び、日本労働研究機構が2002年5月〜6月にかけて緩やかな低下が始まり、2001年には1.33まで下が行った『女性の仕事と家庭生活に関する調査』った。少子化現象は、さまざまな要因により生じは、東京都杉並区、江戸川区、富山県（富山市、ているが、女性の就業機会が広がったことと、就高岡市）の３カ所において1992年４月から2001年

業と出産・育児の両立の困難さをひとつの要因４月までに第一子を出産した女性を対象としていとしてあげることができるのであろう。

る。この調査によると、離職・転職の理由は、張・七條・駿河（2001）
をはじめとして、日本に結婚（42.6％〜46.4％）、妊娠・出産（39.7％〜おいての女性の出産と就業継続の両立は困難で46.1％）となっており、仕事の内容に関するものあり、両者には負の関係のあることは多くの研究より圧倒的に多い。また出産前に仕事をやめた理で認められている。この負の関係は、Waldfogel,

由として、「自分の手で子育てがしたかった」

Higuchi, Abe（1999）
や冨田（2001）
が米国や英国（50.5％〜59.2％）が最も多いが、「両立の自信がについて言及しているように、日本以外の先進諸なかった」（29.6％〜35.2％）が次に多く、その他国でも認められる現象である。

「就労・通勤時間の関係で子を持って働けない」「育児休業制度が使えない、使冨田（1994）の1993年の大阪府調査によれば、 （21.5％〜25.8％）いづらい」（16.5％〜20.1%）といった育児と就業結婚でやめた人の理由で多いのが「もともと結婚退職するつもりで働き始めた」37.0％と「妻は働の両立に関係のある項目の比率もかなり高い。

かずに家にいて、家事、育児をすることを夫や家この両立性の困難さを緩和するために、いくつ族が望んだ」22.8％である。これに対して出産でかの両立支援策が実施されたり、提案されたりしやめた人の理由で多いのは、「家事、育児と仕事ている。両立支援策として考えられている施策にを両立させるには、時間的、体力的に難しかっ

は、育児休業制度や育児支援策（短時間勤務、た」43.0％と「近くに保育所がなかったり、親と勤務時間の繰り上げ繰り下げ、残業の免除など）同居していなかったなど仕事と育児を両立させるの拡大、育児休業期間中の公的所得保障、保育ことができなかった」25.8％であった。また結婚所の充実、子ども手当の支給、男性も含めた社

56

育児休業制度が女性の出産と継続就業に与える影響について会全体の労働時間の減少、良好な住宅環境への育児休業開始前２年間に通常の就労を行ってい支援などがある。ここでは、主として企業におけた期間が 12カ月以上ある雇用保険を払っていたる育児休業制度の制定の効果を分析する。

人である。

分析のためのデータとして、家計経済研究所

2001年１月からは、雇用保険からの所得保障が『消費生活に関するパネル調査』1993 年から199725％から40％にまで引き上げられ、徐々に条件の年の計５年分の個票データを使用している。同じ改善が行われている。

個人の５年分のデータをマッチして、１年前就業先に紹介した日本労働研究機構による『女性した女性の勤め先に前年度育児休業制度が制度の仕事と家庭生活に関する調査』によると、妊化されていたかどうかという説明変数を入れて分娠・出産時に職場に育児休業制度があった者に析することで、より詳細な結果が得られると予想

ついて、第一子のときの制度の利用状況は、杉される。手順として、第２節では育児休業制度並37.7％、江戸川31.5％、富山46.6％となっていの内容と現状について概観し、第３節では先行る。第二子のときの利用率は、杉並50.0％、江戸研究をまとめ、第４節ではデータとモデルについ川56.0％、富山60.2％となっていて第一子のときて説明し、第５節では推定結果を示す。最後にに比べると利用率は高くなっている。しかし、そ第６節ではまとめをする。の利用率は、決して高くない。
また同調査で育児休業を利用しなかった理由

2．育児休業制度の内容と現状についてをみると、「制度がなかった」（杉並28.9％、江戸川35.7％、富山21.0％）がかなりの割合を占め、日本では、1992年４月より育児休業法が施行さ企業での制度が重要であることを示している。それ、企業に育児休業制度の規定がなくても従業の他の理由では、「あることを知らなかった」

員の申し出により子どもが１歳になるまで育児休（18.4％、17.9％、13.3％）、「自分には適用されな業が取れるようになった。ただし、小企業は適用かった」（15.8％、14.3％、8.6％）、「利用した前例を除外されていた。育児休業の対象となるのは、がなかった」（7.9％、7.1％、13.3％）、「利用でき日々雇用および期間雇用を除く労働者であり、る雰囲気でない」（18.4％、17.9％、26.7％）とい雇用された期間が１年未満の労働者や、配偶者ったものがあり、育児休業を取るためには企業やが子を養育できる状態にある労働者は対象外であ職場の理解が必要であることがわかる。
「休業する。各年の労働省『女子雇用管理基本調査』のると経済的に苦しい」（15.8％、17.9％、16.2％）

産業計の育児休業制度を規定している事業所割という理由もかなりあり、現状の所得保障では十合（従業員30人以上）は、1990年に21.9％であっ分でない経済環境におかれている層があることをたものが、1993年には50.8％、1996年には60.8％、示唆している。

1999年77.0％となっている。育児休業法の施行後、育児休業制度を規定する企業の数は急速に増加したことが分かる。

3．先行研究1995年４月からはそれまで猶予されてきた小企

育児休業制度などの育児支援策の出産や妻の就業の労働者も規定がなくても育児休業が取れるよ

業に与える影響に関する研究として、 口（1994）、うになり、すべての事業主の義務となった。同時

Waldfogel, Higuchi, Abe（ 1999）、森田・金子に、健康保険法等や国民年金法等の改正により、 （1998）、滋野（2000）、松浦・滋野（2001）などが育児休業期間中の健康保険料および年金保険料ある。また企業のデータからの分析として、冨田の本人負担額が免除されることが実施された。ま（1994）、駿河・西本（2002）、西本・駿河（2002）

た育児休業期間中、雇用保険から給与の25％ががある。前の２つの論文は、企業の制定した育児支給されることになった。対象者は、原則として休業制度の条件や各育児支援策の両立に対する57

季刊家計経済研究 2003 SUMMER No. 59

効果について言及している。これに対して、西

労働時間が短いこと、短時間勤務制度、半日単本・駿河（2002）では、事業所における育児休位の有給休暇が有意に就業継続女性の割合を増

業取得者の数の決定要因を分析している。

やしていた。しかしフレックスタイム制度は有意口（1994）は、1987年の「就業構造基本調な効果はなかった。

査」の個票と産業別の育児休業実施事業所割合

駿河・西本（2001）は、労働省『平成８年度女を使用して育児休業制度の結婚、出産、継続雇

子雇用管理基本調査』の企業別データにより、用への効果を別々に調べている。その結果、育児女子従業員に占める出産者数の割合を被説明変休業実施割合は結婚選択には有意に効果があり、数にして、企業における育児休業制度の規定が育児休業制度が50％の企業で導入されると、大女性の就業と出産の両立を促進していることを示

卒28歳の女性の有配偶割合は4.9％上昇することしている。になる。子どもの有無に関して、育児休業制度上述の先行研究はすべて、育児休業制度の存は、未婚者も含んだサンプルでは有意に出産を増

在は継続就業を増加させることを支持している。

やしていたが、既婚者の場合には有意でなかっしかし、出生率を上昇させるかどうかについてた。継続雇用は有意に増加していた。

は、分析対象を既婚女性としているか未婚者もWaldfogel, Higuchi, Abe（1999）は、「消費生活含めているかといった違いもあるが、まちまちなに関するパネル調査」により出産前に就業してい結果を提示していて一致した結論は出ていない。

た既婚女性のデータを使って、育児休業制度が継続就業を有意に増やしていることを示した。森田・金子（1998）は1996 年３月に日本労働研究

4．データとモデルの説明機構が実施した「女性の職業意識と就業行動にこの論文では、家計経済研究所が実施した関する調査」を使用して、生涯に産む子どもの数「消費生活に関するパネル調査」の1993年からと初職の勤続年数の決定モデルを推定している。

1997年まで計５年分の個票を使用している。この

その結果、育児休業制度の利用は子どもの数を調査は1993年から毎年実施されており、対象者増やし、初職の勤続年数を長くしていた。の年齢は調査開始の1993年10月時点で24歳から滋野（2000）は、1997年に実施された医療経済34歳までの女性である。したがって、1997年では研究所の「女性の結婚・出産と就業に関する実対象女性は、28歳から38歳までになっている。こ

態調査」を使用して、第一子出産関数と第二子こでは、この５年分のデータを結合していて、就出産関数を推定している。この調査は関西在住業している有配偶者の個票データだけをとって分の24〜34歳の女性を対象とした調査である。その析している。1993年から1994年のサンプル数は結果、育児休業制度の存在、フレックスタイム、305でそのうち妻が継続的に就職しているケース

勤続時間短縮、企業内託児所といった育児支援が261件、出産が36件となっており、1994年から策は、出産に影響を与えていなかった。松浦・滋

1995年の場合、サンプル数336、妻の継続就業

野（2001）は、３年分の「消費生活に関するパネ301件、出産43件、1995年から1996年の場合、サル調査」を利用して、育児休業制度の存在が出ンプル数322、妻の継続就業278件、出産27件、産確率を上昇させることを示している。

1996年から1997年の場合、サンプル数395、妻の冨田（1994）は、1993 年に大阪府が大阪府下の継続就業350件、出産27件となり、計1358件のサ企業に実施した「女性の雇用・労働の実態と課ンプルとなっている。張・七條・駿河（2001）で題に関するアンケート調査」を使用して、企業別は、就業していない既婚女性も扱っていたが、この出産後も働き続けている女性の割合を育児支の論文では企業における育児休業制度の有無の援政策で説明しようとしている。その結果、育児情報が必要なために就業している既婚女性を対象休業制度の存在、事業所内託児所の存在、年間にしている。

58

育児休業制度が女性の出産と継続就業に与える影響についてモデルとしては、バイベリエトプロビットモデ
ルを最尤法で推定し、出産と継続就業が同時決各説明変数の意味と予想される結果について以下に簡単に説明する。

定であるかどうかを確かめ、また両者間にトレー

まず、出産関数についてみると、無職の妻の賃ドオフの関係があるかどうかを調べる。それと同金データが説明変数に入っていないため、妻の学時に、育児休業制度の出産と女性の継続就業へ歴が賃金の代理変数になっている。従って、学歴の影響を検証する。

が高いほど子育ての機会費用は高くなり、出産確「消費生活に関するパネル調査」では、1994年率は低くなる。また、学歴が高いほど質の高い子と1997年に勤め先に育児休業制度があるかどうかどもを求めると考えても、出産確率は低くなる可を聞いていて、さらに、いつ設けられたのかを聞能性がある。しかし、1993年時点での24〜34歳のいているから、この情報により、就業している女女性が対象で、それから毎年１歳ずつ年齢が上が性の勤め先で毎回の調査の１年前に育児休業制度っていくデータなので、出産のタイミングから考が制定されていたかどうかという変数をモデルにえて高学歴者の方が出産の時期になっている可能入れることができる。

性が高い。子どもの数はコントロールしているも出産関数では、被説明変数は前年の10月から調のの、子どもの数が理想の数に達したときにそれ査の年の９月までの１年間に出産しているかどう

以上子どもを作らなくなるといった要素までは推かで、使用した説明変数は、妻の学歴（高卒、短定モデルには入っていないので、このデータの特大・高専卒、大学（院）卒）、妻の出身地（北海道、性として学歴の高い方が出産確率も高くなる可能

東北、関東、中部、近畿、中国、四国、九州）、性もある。実際、同じパネルデータを使用した駿夫の年収（万円）、夫の就業形態（農業・自営業、河・七條・張（2000）や張・七條・駿河（2001）で雇用就業者）、居住していた都市の規模（大都市、は、大学卒の係数は有意にプラスで、後者の影中都市、小都市）、親との居住状態（同居、準同響のほうが強いことを示している。

居・近所、県内外・死亡）、住宅ローンの有無、夫の収入水準は家計の経済的ゆとりを表して既存の子どもの数、夫の通勤時間、夫の仕事時おり、子どもが正常財で正の所得効果があると考間、妻の年齢とその２乗、夫の年齢、妻の勤めえられるので、夫の収入が高いほど出産確率は上先に育児休業制度があるかどうかである。

昇する。夫が農業・自営業者である場合、雇用

一方、継続就業関数では、被説明変数は調査就業者よりも時間を弾力的に使うことができるのしたときに、妻が就業しているかどうかである。

で、子育ての支援が容易になり、出産確率を高説明変数は、妻の学歴（高卒、短大・高専卒、大めると予想される。

学（院）卒）、妻の出身地（北海道、東北、関東、親との同居は、育児支援を受けることができる

中部、近畿、中国、四国、九州）、夫の年収（万ので、出産にはプラスの影響がある。居住都市の円）、夫の就業形態（農業・自営業、雇用就業者）、

規模は、育児環境の良し悪しの都市規模間の差居住していた都市の規模（大都市、中都市、小都を表している。住宅ローンがある場合、家計の出市）、親との居住状態（同居、準同居・近所、県内産計画にマイナスの影響があると考えられる。

外・死亡）、住宅ローンの有無、夫の通勤時間、夫夫の通勤時間、仕事時間が長くなると、家事・の仕事時間、妻の年齢とその２乗、夫の年齢、妻育児を手伝う時間が少なくなり、出産確率を低の勤め先に育児休業制度があるかどうかである。

下させることが予想される。

子どもの出産に関する意思決定は、実際に子既存の子どもの数は、理想子ども数に達していどもの生まれる１年ぐらい前に行っていたと考えるとそれ以上産む確率はほとんどなくなると考えられる。従って説明変数はすべて１年前のデータられるので、負の符号が予想される。そして、子を使用している。

ども一人あたりに手をかけて、子どもの質を高め各変数の記述統計量は図表 - 1にまとめてある。

る傾向があるとすれば、これもまたマイナスの符59季刊家計経済研究 2003 SUMMER No. 59

図表-1 記述統計量
出産

１３５８０．
０９７９０．
２９７３０１就業

１３５８０．
８７６３０．
３２９４０１北海道

１３５８０．
０３０９０．
１７３２０１東北

１３５８０．
１００１

０．
３００３０１

関東

１３５８

０．
２６４４０．
４４１２０１中部

１３５８０．
２２３１０．
４１６５０１

近畿

１３５８０．
１４１４０．
３４８５０１

中国

１３５８

０．
０７９５

０．
２７０７０１

四国

１３５８

０．
０４７１

０．
２１２００１九州

１３５８０．
１１３４０．
３１７２０１

１３大都市

１３５８０．
１９０００．
３９２４０

１

その他の都市

１３５８０．
５４７９０．
４９７９０

１

町村

１３５８

０．
２６２２

０．
４４００

０

１

同居

１３５８

０．
３２９２

０．
４７０１

０

１

準同居・近隣

１３５８

０．
４２１２

０．
４９３９０

１

県外・死亡

１３５８

０．
２４９６

０．
４３３０

０

１

高卒

１３５８

０．
４８８２

０．
５０００

０

１

短大・高専卒

１３５８

０．
３８９５

０．
４８７８

０

１

大学・院卒

１３５８

０．
１２２２

０．
３２７７

０

１

住宅ローンあり

１３５８

０．
３９５４

０．
４８９１

０

１

妻の年齢

１３５８

３１．
６

３．
２

２４３７

妻の年齢２乗

１３５８

１００７．
７２００．
９５７６

１３６９

既存の子ども数

１３５８

１．
５７２９０．
９８７１０４通勤時間

１３５８０．
９９９９

０．
８７４６０

５

仕事時間

妻の出身地

居住地規模

親との同居

妻の学歴

夫の時間配分

１３５８

９．
８１３５

１．
６９４３０

１４．
６７

夫の年収

１３５８

４８１．
２

２３２．
５

０

３９９９

夫の年齢

１３５８

３４．
６

４．
９２２５７

農業・自営業

１３５８

０．
１１４９

０．
３１９０

０

１

被雇用者

１３５８

０．
８６８２

０．
３３８４

０

１

１３５８

０．
３６３０

０．
４８１１０

１

夫の職業
育児休業制度あり

号が予想される。

を与える。夫の就業形態については、夫が農業・妻の勤め先に育児休業制度が制定されていた自営業に従事していると、妻も同じく農業・自場合、出産の機会費用が低下されることにより、営業に従事する傾向が考えられ、継続就業にプ出産確率を上昇させると予想できる。

ラスの影響があると考えられる。

次に、継続就業関数について考察する。説明

居住している都市規模は、大都市では、就業変数としては、妻の学歴がある。学歴が高いほ機会が多く、就職先をみつけやすいと考えられど、市場賃金が高くなる可能性があり、妻の継る。したがって、継続就業へのインセンティブが続就業にはプラスの影響が働くと予想される。

弱くなる可能性がある。

親との同居は、家事・育児を手伝ってもらえ、住宅ローンは、日本では家計にとって非常に大特に子どもの面倒をみてもらえることを考慮しきな負担であり、ローン返済のために妻の継続就て、同居している方が妻の継続就業にプラスにな業に正の効果を与えると考えられる。

ると予想される。

夫は通勤時間、労働時間が長くなると、家夫の収入が高いほど、妻が家計を補助するため事・育児を手伝う余裕がなくなり、妻の継続就の就業の必要性が減少し、つまり妻の留保賃金

業に負の効果を与える。特に通勤時間が長い家が高くなるから、妻の継続就業にマイナスの影響

計では、妻が就業するときにも同じように通勤時

60

育児休業制度が女性の出産と継続就業に与える影響について

図表-2 バイベリエトプロビットモデルによる推定結果
出産関数

継続就業関数

常数項
妻の出身地

居住地規模

親との同居

妻の学歴

−０．
９４６４８

常数項

０．
４５２５９＊

東北

−０．
０９７２８

東北

関東

（基準）

関東

（基準）

中部

−０．
０８９７０

中部

０．
２８５３１＊＊

妻の出身地

−０．
３７７８１
０．
６１２１２＊＊＊

近畿

０．
０８２３１

近畿

０．
１６５２１

−０．
０９６２４

中国

０．
３４８２９＊

四国

−０．
０９６３８

四国

０．
３５７１２

九州

０．
０９６０９

九州

１３大都市

−０．
０４６５７

その他の都市−０．
１５４４９町村

（基準）

同居

０．
４２３５１＊＊

居住地規模

親との同居

０．
００４１７

１３大都市

−０．
２６８９０＊

その他の都市−０．
３１５７６＊＊＊

町村

（基準）

同居

０．
２４５６６＊

準同居・近隣０．
１６０９３

準同居・近隣

０．
０３３７３

県外・死亡

（基準）

県外・死亡

（基準）

高卒

（基準）

大学・院卒
住宅ローンあり

妻の学歴

−０．
００１６４
０．
３４６２４＊＊
−０．
０６６０２

妻の年齢

０．
１３８１４

妻の年齢２乗既存の子ども数−０．
３８４８１＊＊＊

夫の時間配分

−０．
０２２１２

仕事時間

−０．
０２５４０

夫の年収

夫の年収

０．
００００７

夫の職業

夫の年齢

−０．
０３８８７＊＊
農業・自営業
被雇用者

育児休業制度あり

０．
０３１４７

大学・院卒

０．
２０６０７
０．
１２８９６
０．
４１１７６
−０．
００５３５

通勤時間

−０．
００１７８

仕事時間

−０．
０３１２１
−０．
０００４９＊＊＊

農業・自営業
被雇用者

０．
５０５８８＊＊＊

夫の年齢

（基準）

育児休業制度あり

０．
２２２９８＊＊

観測値＊＊p＜0.05、＊p＜0.1
注：＊＊＊p＜0.01、（基準）

短大・高専卒

妻の年齢

−０．
００３００
通勤時間

高卒

住宅ローンあり

妻の年齢２乗

夫の職業

北海道

中国

短大・高専卒夫の時間配分

−６．
０４２８４

北海道

ログ尤度

０．
１６４４４
（基準）
−０．
０００３１
０．
２２１８７＊＊
１０３８
−８０１．
７８９１
−０．
４８８８

間が長くなる可能性があるため、継続就業をあきは同時決定であることを意味している。しかも、らめる可能性も高く、よりいっそう負の効果を与

ρの値が負であるから、両者はマイナスの相関関えると考えられる。

係にあることが分かる。いい換えれば、両者はト妻の勤め先に育児休業制度が明示化された場レードオフ関係にあり、両者の両立が困難である合、妻の出産後の育児に使える時間が弾力的とことを意味している。この結果は、張・七條・駿なり、労働市場に参加する機会費用が低くなり、河（2001）の結果と同じ結果である。以下、結プラスの影響を期待できる。

果を張・七條・駿河（2001）と比較しているが、前述したように、この論文では就業している既婚5．バイベリエトプロビットモデルによる推定結果女性だけを扱っているのに対し、張・七條・駿河（2001）は就業していない既婚女性もデータの中に含まれていることに注意が必要である。

（1）出産と継続就業の同時決定について
図表 - 2は推定結果をまとめている。この図表よ（2）出産関数

り、ρ値が−0.4888で、ρ＝0の帰無仮説が棄却さ

まず、出産関数をみよう。
妻の大卒ダミーが５％れることが分かる。これは、出産と妻の継続就業の水準で出産を有意に正の影響を与えている。こ61

季刊家計経済研究 2003 SUMMER No. 59の結果は、前述したように、駿河・七條・張て、東北、中部、及び中国出身ダミーはそれぞ（2000）や張・七條・駿河（2001）の結果と同じでれ１％、５％と10％の水準で妻の継続就業を有意ある。本調査の対象者の年齢層から考えると、に正の影響を与えている。東北出身と中部出身大卒の妻がちょうど出産時期になっているため、ダミーは、張・七條・駿河（2001）でも同様の結出産確率を上げている可能性が高い。

果となっている。

夫の収入は、正の符号が出てはいるが、有意居住都市については、大都市、中都市ダミーではない。夫の農業・自営業ダミーは１%の水準はそれぞれ10％と１％の水準で有意に継続就業で、出産に有意に正の影響を与えている。夫の時確率を低下させている。ただし、この結果は、間が弾力的で、子育ての支援ができる場合、出張・七條・駿河（2001）では両変数とも有意でな産確率を高める可能性を示している。張・七く、異なった結果となっている。

條・駿河（2001）では２つの変数はともに有意で親との同居については、同居しているダミーない結果となっており、農業・自営業ダミーの影は、10％の水準で女性の継続就業確率を高めて響が異なっている。

いる。親が同居していて、家事・育児の方を手居住都市ダミーについては、大都市ダミー、中伝ってくれて、仕事に出かけることができるから都市ダミーとも負の符号が出ているが、有意ではといえ、予想された結果となっている。また、ない。

張・七條・駿河（2001）の結果と同じである。た親との同居では、親との同居ダミーが５%の水準で出産確率を高めている。親が同居しているだし、張・七條・駿河（2001）では、親と準同居・近所でも有意に就業率を高めていた。と、育児を助けてくれることができることを支持

夫の年収は、予想されたように１％の水準で女していて、予想した結果が得られている。張・七性の継続就業にマイナスの影響を与えている。夫

條・駿河（2001）
では、この変数は有意でなかった。の所得が多くなると、妻が家計を補うため、継続夫の通勤時間、労働時間の符号は予想したと就業する必要性が減少する。これも張・七條・おりであるが、いずれも有意ではない。夫の年齢が５％の水準で出産確率を低下させている。
住宅ローンは負の符号が出ているが、有意な影響をもたなかった。
既存の子どもの数は、予想したとおりに、１％の水準で有意に負になっている。家計としては、

駿河（2001）の結果と同じとなっている。
妻の勤め先に育児休業制度が明示された場合、５％の水準で、妻の就業に有意に正の影響を与えている。このことは、育児休業制度の充実が、妻の継続就業の確率を高めていることを示唆している。

理想とした子どもの数があり、一定数の子どもを持つと、それ以上に子を産まないことが分かる。
また、妻の年齢とその２乗、いずれも有意な結果が出ていない。

6．おわりに本稿は、家計経済研究所が実施した「消費生妻の勤め先に育児休業制度が明示化された場活に関するパネル調査」1993年から1997年まで５合、５％の水準で出産確率を有意に高めている。

年分の個票データから、調査前年度に就業してこのことは、勤め先に育児休業制度などの支援策いた既婚女性を取り出して、バイベリエトプロビが明示化された場合、出生率の向上に貢献してットモデルで育児休業制度が明示化されたことがいることを示している。

出産と女性の継続就業に与える影響について検証した。

（3）継続就業関数

推定の結果から、出産と女性の継続就業は同次に、継続就業関数をみると、妻の学歴につ時決定であり、トレードオフの関係があることがいては、いずれも有意な結果が出ていない。そし分かった。日本では、女性がいまでも出産と継続62

育児休業制度が女性の出産と継続就業に与える影響について就業とを両立することが困難な場面に直面させられていることを示している。
推定の結果から、勤め先に育児休業制度が制定されている場合、出産確率を高めることができ、女性の継続就業をも促進していることが分かった。
このことは、育児休業制度などの支援策が出産・育児の機会費用を低下させることにより、女性の出産・育児との継続就業を両立させることができることを示している。
出産・育児、及び女性の就業などはあくまでも家計内で意思決定する事項とはいえ、出産・育児と継続就業との両立が困難であるなかで、社会的な支援策を得られれば、こうした両立の困難さを緩めることにより、出生率の上昇と女性の継続就業に貢献できると思われる。
※この論文は、厚生科学研究費補助金政策科学推進研究事業平成13年度報告書『少子化に関する家族・労働政策の影響と少子化見通しに関する研究』（主任研究者高橋重郷）に収録された論文を修正・加筆したものである。厚生科学研究費の資金援助に感謝の意を表したい。
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