Panel Data Research Center at Keio University
DISCUSSION PAPER SERIES
DP2016-015
March, 2017

生活時間の貧困分析―「21 世紀縦断調査・成年者調査」による検証
石井加代子＊
浦川邦夫＊＊【要旨】
時間は生活水準を決定づける重要な要因の 1 つであり、生活を営むうえで、お金とともに重要かつ有限な資源である。本稿では，所得の貧困の計測に加え、家庭生活において必要な時間（家事・育児など）が確保されているかどうかに着目して時間の貧困を定義し貧困を
2 次元で捉えることで、①どのような世帯で所得貧困・時間貧困が発生しやすいのか、②所
得貧困と時間貧困は関連しているのか(「貧乏暇なし」は本当なのか)、③家事サービスの利用といった家事の外部化により時間の貧困を所得で補う必要性から、結果として所得貧困に陥る世帯はどの程度いるのか、④勤め先におけるワーク・ライフ・バランス施策と時間貧困との関係はあるか、これらの点について「21 世紀成年者縦断調査」の 2010 年から 2012
年の 3 年間のデータを用いて分析する。また、「日本家計パネル調査」を用いて同様の分析を行った石井・浦川（2014）と比較し、結果の整合性を確認することも本稿の目的である。
分析の結果，石井・浦川（2014）と類似した結果を得ることができ、就業と子育てが時間貧
困を引き起こす重要な要因であり，ひとり親世帯および未就学児を抱える共働き世帯において時間貧困に陥る確率が高いことがわかった。特に，ひとり親世帯では時間貧困のみならず同時に所得貧困にも陥っている世帯が多く，総じて子育て世帯においては時間貧困と所得貧困は必ずしもトレードオフの関係にはなっていないことも明らかになった。また，時間貧困という概念を加えて所得貧困を計測した際に，所得貧困率が 2.6%ポイント上昇することもわかった。さらに、時間貧困を削減するため、職場のワーク・ライフ・バランス施策のより一層の充実が期待される。
＊

慶應義塾大学大学院 商学研究科 特任講師＊＊

九州大学経済学研究院

准教授

Panel Data Research Center at Keio University
Keio University

生活時間の貧困分析―「21 世紀縦断調査・成年者調査」による検証
石井加代子（慶應義塾大学）
浦川邦夫（九州大学）

要旨
時間は生活水準を決定づける重要な要因の 1 つであり、生活を営むうえで、お金とともに重要
かつ有限な資源である。本稿では，所得の貧困の計測に加え、家庭生活において必要な時間（家事・育児など）が確保されているかどうかに着目して時間の貧困を定義し貧困を 2 次元で捉える
ことで、①どのような世帯で所得貧困・時間貧困が発生しやすいのか、②所得貧困と時間貧困は関連しているのか(「貧乏暇なし」は本当なのか)、③家事サービスの利用といった家事の外部化
により時間の貧困を所得で補う必要性から、結果として所得貧困に陥る世帯はどの程度いるのか、④勤め先におけるワーク・ライフ・バランス施策と時間貧困との関係はあるか、これらの点について「21 世紀成年者縦断調査」の 2010 年から 2012 年の 3 年間のデータを用いて分析する。
また、「日本家計パネル調査」を用いて同様の分析を行った石井・浦川（2014）と比較し、結果の整合性を確認することも本稿の目的である。分析の結果，石井・浦川（2014）と類似した結果を得ることができ、就業と子育てが時間貧困を引き起こす重要な要因であり，ひとり親世帯および未就学児を抱える共働き世帯において時間貧困に陥る確率が高いことがわかった。特に，ひとり親世帯では時間貧困のみならず同時に所得貧困にも陥っている世帯が多く，総じて子育て世
帯においては時間貧困と所得貧困は必ずしもトレードオフの関係にはなっていないことも明らかになった。また，時間貧困という概念を加えて所得貧困を計測した際に，所得貧困率が 2.6%
ポイント上昇することもわかった。さらに、時間貧困を削減するため、職場のワーク・ライフ・
バランス施策のより一層の充実が期待される。

<キーワード>
所得貧困、時間貧困、家事の外部化、ワーク・ライフ・バランス、ひとり親世帯、「21 世紀縦断
調査・成年者調査」

1． 論文の目的
本稿では、筆者らが日本家計パネル調査(Japan Household Panel Survey: JHPS)を用いて時間の貧困の特徴について分析した石井・浦川(2014)の分析内容を別データにより検証す

本稿は厚生労働科学研究費補助金（政策科学総合研究事業（政策科学推進研究事業））「就業状態の変化と積極的労働市場政策に関する研究」（H26-政策-一般-003、研究代表：慶應義塾大学・山本勲）の助成を受けている。また、本稿で使用した『成年者縦断調査』の調査票情報は統計法第 33 条の規定に基づき、厚生労働省より提供を受けた。

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ること、そして、時間の貧困の動態についてより細かく分析することを目的とする。石井・浦川(2014)では、生活時間の不足によって生じる家事サービスの購入にかかる費用を考慮した日本の貧困率を計測することを試みた。人々の生活時間に着目した貧困の計測は、諸外国
ではいくつか研究が行われているものの、日本においては、筆者らが知る限り、石井・浦川(2014)を除いては見当たらない。今回の分析では、厚生労働省が実施している大規模パネル
調査「21 世紀成年者縦断調査」を用い、石井・浦川(2014)の手法を踏襲して生活時間を考慮した貧困分析を行うことにより、従来の分析との比較検証を行う。また、「21 世紀成年者
縦断調査」特有の調査項目を活用して、職場におけるワーク・ライフ・バランス施策と時間
貧困との関係についてあわせて分析する。
時間は生活水準を決定づける重要な要因の 1 つであり、生活を営むうえで、お金とともに重要かつ有限な資源である。このような考えのもと、石井・浦川(2014)では、従来の金銭的な尺度のみを用いて測定した貧困研究では捉えることができなかった「資源としての時間」に着目し、就業や家事・育児により、どれほどの世帯が時間貧困(時間不足)に直面しているかを明らかにした。近年、わが国では長時間労働が社会問題となっており、国をあげて労働時間の短縮や長時間労働の是正に取り組み始めている。長時間労働は、単に余暇時間を短くさせるだけにとどまらず、家庭や社会とのつながりを弱め、睡眠不足や運動不足を引き起こ
し、ひいては健康を害する可能性もある。長時間働くことで、生活に必要な所得を得ることができていたとしても、時間がなく、「健康で文化的な最低限の生活」を送れていない世帯もあるだろう。このことを踏まえると、貧困測定に新たに時間という軸を加えることは大きな意味を持つ。
石井・浦川(2014)では、貧困を所得と時間の 2 次元から捉え、時間不足を家事サービスな
どの購入により補うことで、新たにどの程度の世帯が所得貧困に陥るか推計をした。生鮮食品の宅配サービスやスーパーマーケットにおけるお総菜コーナーの充実、クリーニング店の増加、家事代行サービスの台頭などを見ると、これらのサービスは生活の質を向上させる
ために多くの世帯が利用しており、貧困を分析する上で重要な視点である。
石井・浦川(2014)は、長時間労働やワーク・ライフ・バランスといった現代の問題を踏まえた分析であるが、前述のとおり、わが国における時間貧困に関する先行研究はほとんどな
く、分析結果の妥当性を検証するためには、外国の分析結果に照らし合わせるしかなかった。
そこで、今回、厚生労働省が平成 14 年から実施している大規模パネル調査「21 世紀成年者
縦断調査」を用いて同様の分析を行い、石井・浦川(2014)の分析結果との比較を行うことにより、日本の時間貧困の状況について改めて検証を行う。
「21 世紀成年者縦断調査」は、初回調査時(平成 14 年)に 20～34 歳であった男女を対象に、有配偶の場合は配偶者に対しても調査している。サンプルサイズは、初回時点で 27,000 強の大規模な調査である。
本稿では、「21 世紀成年者縦断調査」の 2010 年から 2012 年の 3 年間のデータを用い、以下の 4 点について分析を行う。①どのような世帯で所得貧困・時間貧困が発生しやすいのか、②所得貧困と時間貧困は関連しているのか(「貧乏暇なし」は本当なのか)、③家事サ
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ービスの利用といった家事の外部化により時間の貧困を所得で補う必要性から、結果として所得貧困に陥る世帯はどの程度いるのか、④勤め先におけるワーク・ライフ・バランス施策と時間貧困との関係はあるか。①～③の点については、石井・浦川(2014)との比較が可能であり、④は本稿独自の分析視角となる。
厚生労働省が発表している「平成 22 年国民生活基礎調査」のデータに基づく平成 21 年の等価可処分所得による相対的貧困率は 16.0%であり1、2000 年代半ばの値として発表されている経済協力開発機構(OECD)加盟国の平均値 10.6%2よりも高い。さらに、日本では子どものいる世帯における貧困率は高く、育児の時間的負担を加味すると、時間的にも金銭的にも厳しい状況に直面している世帯が多く存在していると考えられる。近年重要視されている
子育て世代におけるワーク・ライフ・バランスの達成に向けて、どのような世帯を対象にいかなる政策が必要なのか、この研究を通してインプリケーションを与えることができるであろう。
2． 所得と時間を考慮した貧困に関する先行研究3
従来の金銭による貧困の測定に時間の概念を加え、2 次元から貧困を捉えた実証研究の先
駆者は Vickery(1977)である。Vickery(1977)は、Becker(1965)の家計内配分モデルに基づき、家計の資源は「資産」、「時間」、「世帯員の能力」からなると定義した。Becker(1965)のモデルは、各世帯が世帯員の能力に基づいて市場での労働と家事労働に時間を適切に配分することで、家事の最適な水準や所得・消費の最適な水準が決定されるとしている。ここでの理論を踏まえ、Vickery(1977)はアメリカのデータをもとに 2 次元的貧困線を提示している。具体的には、世帯類型ごとに最低必要所得(M0)、家事労働必要時間(T1)、家事労働を外部化した場合（市場で購入した場合）の必要所得(M1)を推定している。さらに、各世帯類型
が貧困から抜け出すための賃金率(critical wage rate)を算出している。
Vickery(1977)の 2 次元的貧困線の概念を踏襲した研究はいくつか存在する。例えば、
Douthitt(2000)はアメリカの 1985 年の Time Use Survey を用い Vickery(1977)の研究のアップデートを試みている。 また、Harvey and Mukhopadhyay(2007)では、1990 年代後半のカナダにおける 2 次元的貧困率を計測し、ひとり親世帯(子ども 2 人以上)の時間貧困率が高いことを示している。そのうえで、時間不足の世帯における家事・育児などの外部化コストを考慮すると、所得貧困率が約 2％ポイント上昇することを推計している。同様に、
Kalenkoski et al.(2011)では、時間貧困と相関のある諸変数を American Time Use Survey
Data から検証し、所得の貧困は時間の貧困と統計的に無相関であることを示している。さ

1 厚生労働省「平成 22 年国民生活基礎調査の概況」を参照。等価可処分所得とは世帯の可処分所得を世帯人員の平方根で割って調整した所得であり，ここでの相対的貧困線は，等価可処分所得の中央値の半分と定義されている。
2 相対的貧困率の OECD 加盟国の平均値は，OECD Factbook 2010 を参照。
3 この項は、石井・浦川（2014）より文章を引用しつつ、一部、最新の先行研究の情報を取り入れている。

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らに、ひとり親世帯、ふたり親世帯ともに、子どもの多い家庭で時間貧困率が高く、子ども
1 人の増加は、大人の日常の裁量時間(discretionary time: 睡眠や身支度、家事・育児全般、労働以外に充てることが可能な時間)を 1 日約 35 分減らすことを明らかにしている。また、
Burcahrdt(2008)、(2010) は、UK Time Use Survey 2000 を用い、世帯類型ごとの利用可能な資源(時間、人的資源、社会保障給付)や遂行すべき責務(個人的ケア、育児、介護など)を考慮し、余暇と労働への実現可能な時間配分と所得の組み合わせについて分析している。
また、時間という一側面だけに焦点を当て貧困を分析した研究もいくつかある(Goodin etal.,(2005) 、 (2008) 、 McGinnity and Russell(2007) 、 Warren(2003) な ど ) 。 Goddin etal,(2005)(2008)では、時間貧困の定義について綿密な議論を行い、そのうえで、国ごとの社会保障制度の違いが個人の裁量時間(discretionary time) の多寡にどのような影響を与えているかといった研究を行っている。さらに、McGinnity and Russell(2007)、Warren(2003)、
Goodin et al.(2008)では、時間貧困の性差という観点のもと、世帯内における有償労働と無償労働への時間配分の男女差について分析している。
時間と所得による 2 次元的貧困の研究は、筆者らが知る限り日本において分析が少ない研究テーマであるが、生活時間に関する分析はいくつかある。それらの研究は、主に子育て世
帯のワーク・ライフ・バランスに焦点をあてており、特にひとり親世帯において仕事と育児による時間的負担を示唆するものが多い(田宮・四方(2007)、労働政策研究・研修機構(2012)、
内閣府編(2013)など)。田宮・四方(2007)では、母子世帯に焦点を絞り、仕事と育児の両立について国際比較の観点から分析を進め、日本のシングルマザーは欧米各国と比較して顕著に仕事時間が長く、育児時間が短いことを指摘している4。労働政策研究・研修機構(2012)
では、「子どものいる世帯の生活状況及び保護者の就業に関する調査」を実施し、それに基づき様々な集計を行っている。その結果、仕事を持つ保護者のうち、「仕事と家庭生活の間でコンフリクト(衝突)が起きる頻度」が「ほぼ毎日」と回答した割合は母子世帯 16.8%、父子世帯 13.8%、ふたり親世帯(母親が回答)で 7.6%であり、ここでもひとり親世帯における時間的負担の大きさがみられる。また、内閣府編(2013)『子ども・若者白書』では、1 週間のうち母親と会話する時間が 4 時間以下しか取れない子どもが 1 割、父親と会話する時間
が 4 時間以下の子どもは 3 割存在(平成 21 年)することを明らかにしている。このような状況を踏まえると、所得のみならず時間も加えて貧困を計測することで、特に子育て世帯における生活の困窮状況をより的確に把握することができると考えられる。
さらに、今回の分析の新たな視点として職場におけるワーク・ライフ・バランス施策について時間貧困との関係を見るが、ワーク・ライフ・バランス施策の効果に関する先行研究についても触れておく。川口(2011)では、日本と EU(4 か国）)企業調査(従業員数 250 人以上の企業が対象)をもとに「WLB が充実している企業では女性が活躍しやすい」という仮説
4 具体的には，6 歳未満の子どもを抱えるふたり親世帯の母親とひとり親世帯の母親の労働時間の差を日米比較し，アメリカでは仕事時間の差は 1 時間未満であるのに対し，日本では４時間以上あり，有業者だけを比較しても 2 時間以上あることを明らかにしている。また，その差は 80 年代から 2000 年代にかけて拡大しているとも指摘している。

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を検証している。「女性の採用割合」や「女性の勤続年数」を被説明変数とする計量分析の結果、「WLB 支援制度の数」、「短時間管理職の存在ダミー」が統計的に有意に正、「フルタ
イム正社員の週労働時間」、「残業をしているフルタイム正社員の割合」が有意に負であり、WLB 支援制度が女性の活躍に正の効果を持つという仮説を支持する結果であった。また、
阿部(2007)は、ポジティブ・アクションやワーク・ライフ・バランスといった、企業の人事・労務管理制度が男女の生産性にどのような影響を与えたかについて検証を行っている。用いられているデータは、労働政策研究・研修機構(JILPT)が 2006 年に実施した「仕事と家庭の両立支援にかかわる調査」である。分析の結果、ポジティブ・アクションとワーク・ラ
イフ・バランスの両方の制度を行っている企業ほど、企業の生産性が高まっていることが示された。また、ワーク・ライフ・バランス支援だけを行っている企業では生産性が改善されないことや、女性労働者に対して偏見の強い企業では全体の生産性が低下する傾向がある
ことが示された。総じて、ワーク・ライフ・バランス施策やポジティブ・アクションは、労働者にとって家庭での生活時間を確保し時間貧困を削減する効果があるにとどまらず、企業側にとってもメリットがあることが分かる。
3． 分析のフレームワーク――所得と時間による 2 次元的貧困線5
本節では、Vickery(1977)および Harvey and Mukhopadhyay(2007)を参考に、本稿の分
析フレームワークである所得と時間による 2 次元的貧困線を説明する。なお、所得貧困および時間貧困に関するそれぞれの定義については次項で説明する。
図 1 は、所得と時間よる 2 次元的貧困線を表したものである。縦軸に所得、横軸に時間をとり、M0 は最低限必要な所得を示す所得貧困線、T1 は最低限必要な家事時間を示す時間貧困線である6。横軸の最大値である Tm は可処分時間を表しており、具体的には 1 日 24 時間から基礎的活動時間(睡眠・食事・身の回りの用事(排泄・入浴・身支度など)を差し引いた値をとる。Tm から T1 を差し引いた値は Ta であり、原点に向かって実際の労働時間 Tw(通勤時間も含む)が Ta を上回り、時間貧困線である T1 を侵食する場合、その世帯は時間貧困であると判断する。なお、家事労働と市場労働は成人の世帯員によって担われると仮定し、M0、Tm、T1 、Ta の変数の各値は世帯内の成人の時間の合計値となる。当然、世帯類型によって諸変数は異なる値をとる。M0 と T1 の 2 軸により、右上の領域を「非貧困」、右下の領域を

5 この項は、石井・浦川（2014）に主に依拠しているが、貧困線の設定のフレームワークは異なる点は注意を要する。
6 なお，Vickery (1977) では，世帯の家庭生活を機能させるために睡眠・食事・排泄・入浴・身支度といった基礎的な活動時間以外に 1 世帯当たり最低限 2 時間/日 (これを T0 と定義) は家庭での時間を持たなくてはならず，所得の多寡にかかわらず，T0 が 2 時間/日を下回ると，その世帯は貧困と定義するとしている。すなわちここでの 2 時間/日は所得で代替することができない必要時間である。Vickery (1977) では具体的な説明はないが，推測するに，母乳育児をしている母親が授乳に費やす時間，親子や夫婦の関係を維持するために最低限必要な会話やスキンシップをはかる時間がこれに当てはまるであろう。Vickery(1997) を踏襲した Harvey and Mukhopadhyay (2007)では，理論モデルの説明では T0 を取り上げているが，データを用いた実証分析では T0 を扱わず T1 のみで時間貧困を推計している。本稿では T0 が示す時間を最低限必要な余暇時間に含めてカウントすることとする。

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「所得貧困・時間非貧困」、左上の領域を「所得非貧困・時間貧困」、左下の領域を「所得貧
困・時間貧困」の 4 つに分けることができる。
さらに、「所得非貧困・時間貧困」においては、家事サービスの購入(外食や保育サービスの利用など)といった所得による時間の代替を想定することで、2 タイプに分類することができる。所得貧困線と時間貧困線の交点である E 点から家事サービスの購入価格を傾きに持つ曲線を引くと、縦軸との交点 M1 は必要な家事労働を全て外部化した場合の最低限必要な所得となる。曲線よりも上の範囲は、生活時間の不足を補うために家事サービスを購入しても所得貧困に陥らない世帯(「時間調整後所得非貧困」)、曲線よりも下の範囲は、時間不足を補うために家事サービスを購入すると所得貧困に陥ってしまう世帯(「時間調整後所得貧困」)に分類することができる。
(ア)所得貧困線の設定
石井・浦川(2014)では、日本の公的扶助制度である生活保護の扶助基準をもとに所得の貧困線を定義したが、「21 世紀成年者縦断調査」を用いた本稿の分析では、所得が把握できるすべての世帯における等価所得の中央値の 50％を貧困線とした。利用した所得は、対象者が 1 年間に得た所得(働いて得た所得(税込み)とその他の所得の合計金額)であり、有配偶世帯の場合は、夫の所得と妻の所得を合計した。そのうえで、世帯人数の差異による規模の経済を考慮するために、上述の所得について世帯員数の平方根で割り、等価所得7を算出した。
(イ)時間貧困線の設定8時間に関する貧困線の定義にも様々なものがある(Burchardt(2010), Kalenkoski (2011))。
Vickery(1977)、Harvey and Mukhopadhyay(2007)などの研究では、時間貧困を測定する
うえで最低限必要な家事時間(図 1 における T1)を世帯類型ごとに定義している。ここでの最低限必要な家事時間は、炊事、洗濯、育児、介護、買い物といった一連の家事作業を全く外部化(外食や出前、お惣菜の購入、市場での家事関連サービスの購入など)しない場合に最低限必要となる家事時間を表している。Vickery(1977)は、当時の生活時間調査9を参考に、少なくとも専業主婦(主夫)が 1 人いる世帯における家事時間の平均値を最低限必要な家事時間としている。Harvey and Mukhopadhyay(2007)もこれに倣い、カナダの General Social
Survey から同様の値を算出している。基礎的活動時間(睡眠・食事・身の回りの用事(排泄・入浴・身支度など))については、生活時間調査をもとに、成人の平均値をあてはめている。
具体的には、Vickery(1977)では United States 1966 Michigan Time-use survey を参考に
7 等価所得の計算をすることにより、複数人の同居から生じる規模の経済性を考慮した「世帯員 1 人当たりが享受できる所得水準」を算出することができる。ただし、等価尺度にはいくつものヴァリエーション
があり，たとえば，イギリスでは世帯員の年齢ごとに異なる等価尺度を用いる McClements scale が一般的に用いられている。
8 この項は、石井・浦川（2014）の文章に多くを依拠している。
9 Kathryn E. Walker and Margaret E. Woods.らが 1976 年に発表した Time Use: A Measure ofHousehold Production of Family Goods and Services.を用いている。

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成 人 の 基 礎 的 活 動 時 間 の 平 均 値 10.2 時 間 / 日 を 利 用 し て お り 、 Harvey andMukhopadhyay(2007)では、カナダにおける同様の調査データから成人の基礎的活動時間の平均値 10.5 時間/日を利用している。
さらに、両研究では最低限必要余暇時間を設けており、これについて Vickery(1977)では10 時 間 / 週 、 Harvey and Mukhopadhyay(2007) で は 14 時 間 / 週 と 定 め て い る 。
Burcahrdt(2008)(2010)においても最低限必要とされる生活時間に注目し、絶対的な観点か
ら時間貧困を定義している。基礎的活動時間については Vickery(1997)などの先行研究での設定値を参考にしているが、育児時間については英国の育児のガイドラインを参考としている。また、家事時間については家事作業を全く外部化しない世帯における家事時間の平均値をあてはめている。
本稿では、これらの研究を参考として時間貧困線を定義する。具体的には、総務省「平成23 年社会生活基本調査」を参考に、基礎的活動時間(睡眠・食事・身の回りの用事(排泄・入「社
浴・身支度など))と最低限必要家事時間(T1)を後節で定義する世帯類型ごとに設定する。
会生活基本調査」は総務省が 5 年に一度、日本国民における生活時間の配分や余暇における主な活動の状況などを明らかにするために行っている調査であり、平成 23 年度調査では
約 83,000 世帯の 10 歳以上の世帯員約 20 万人を対象としている。
基礎的活動時間については、男女別に 20-64 歳における週全体の平均値を用いた。内訳としては、睡眠時間10は男性で 7.5 時間/日、女性で 7.2 時間/日、身の回りの用事は男性で 1.1
時間/日、女性で 1.5 時間/日、食事は男性で 1.5 時間/日、女性で 1.6 時間/日である。さらに、先行研究に倣い、基礎的活動時間には最低限必要な余暇時間を含めることとした。これについては、月曜日から金曜日は 1 時間/日、土曜日と日曜日は 3 時間/日と仮定した。
最低限必要家事時間(T1)については、炊事、洗濯、育児・買い物、介護といった一連の家
事作業を全く外部化(外食や出前、お惣菜の購入、市場経済での家事関連サービスの購入など)しない場合に最低限必要となる家事時間を意味するため、分析対象となる世帯類型ごとに、少なくとも無業の成人 1 人がいる世帯における家事時間の平均値をあてはめた。
具体的には、夫婦と子どもからなる世帯および夫婦ふたり世帯においては夫が有業で妻が無業である世帯における家事時間、単身世帯およびひとり親世帯においては無業世帯における家事時間を参照した。家事活動としては、「社会生活基本調査」より、家事、看護・介
護、育児、買い物を考慮している。なお、男性の単身世帯においては、他の世帯と比較して家事時間の平均値が大幅に短い。おそらく、男性の単身世帯の多くでは、自炊をせず外食が多いなど、すでに家事の多くが外部化されていることが考えられる。そのため、男性の単身世帯の最低限必要家事時間については、女性の単身世帯の家事時間を代用することとした。
表 1 には、「平成 23 年度社会生活基本調査」を参照した世帯類型ごとの基礎的活動時間
厚生労働省「健康づくりのための睡眠指針 2014」では，必要睡眠時間について具体的な数値は示されておらず、必要な睡眠時間は人それぞれであり、昼間の眠気で困らない程度の睡眠が必要とされているため、本稿では色々な生活状況にある人々の平均値で代用した。なお、睡眠時間においては平日と休日 (土曜日・日曜日) の差が大きく、平日は短く休日は長い傾向があるため、週全体の平均値を用いた。

107および最低限必要家事時間(T1)を掲載している。分析対象となる世帯類型については、後述
するとおり、「平成 23 年度社会生活基本調査」における世帯類型に合わせる形で 7 つのタイプを設定している。本稿で用いる世帯類型ごとの各生活時間に加えて、比較対象として、先行研究(Vickery(1977)および Harvey at al.(2006))で用いられた生活時間についても合わ
せて掲載している。基礎的活動時間および最低限必要家事時間においても、本稿で設定した値は先行研究の値より小さく、その分時間貧困線が低くなる。この理由は、OECD(2011)による国際比較11でも明らかにされているとおり、日本人が余暇や個人的ケアに費やす時間は諸外国と比較して短いためと考えられ、日本の状況・慣習を反映した時間貧困線である点に注意が必要である。
(ウ)家事労働の代替率の設定
貧困の計測に時間の概念を取り入れることにより、所得の貧困の計測も少なからず影響を受ける。図 1 の線分 E M1 は、最低限必要な家事・育児を時間不足で賄えない場合に、市場から家事・育児関連のサービスをその不足時間に応じて購入する場合の予算線を示している。すなわち、線分 E M1 と線分 EM0 との角度は、家事・育児サービスの単位時間当たりの加重平均価格を示しており、M1 は家事・育児サービスをすべて外部化した場合に最低限必要な所得を示している。したがって、線分 E M1 は外部化のコストを考慮した所得貧困線と言える。このような形で生活時間を考察の対象に含めると、所得の貧困率も幾分上昇する可能性がある。
前述のとおり、本稿では、家事サービスの購入(外食や保育サービスの利用など)といった所得による時間の代替を想定し、これにより所得貧困に陥る世帯がどの程度いるか確認する。この際、家事サービスの価格を設定する必要があり、先行研究においてもそれぞれ独自の方法で価格を設定している。たとえば、Vickery(1977)では、家事労働の代替率を 2 ドル
から 2.5 ドルと設定しており、この金額は当時の皿洗いや掃除婦/掃除夫の時給と比較して妥当であるとしている。そのうえで、代替率が常に一定のケースや、代替率が逓増するケース(外食のように安いものから市場で購入を始め、保育のようにお金がかかるのを後に回す)を検討している。一方、Harvey at al.(2006)では、代替率に当時の最低賃金(1998 年時点で6.55 カナダドル)をあてはめて計算している。
家事労働の代替率の設定にはほかにもさまざまな方法が考えられるが、本稿では市場における各家事サービスの時間当たり価格を設定することで、単位時間当たりの家事サービスの平均価格の推計を世帯類型別に行う。具体的には、T1 における家事内容として「買い物」、「家事」、「育児」の 3 つを想定した12。「買い物」においては、食糧品および日用品の宅配サービスを想定し、大手運輸会社の冷蔵宅配サービスの価格を参考に、代替率を 833 円/時OECD (2011) p.130 Figure 6.2.
ただし、単身世帯、夫婦ふたり世帯、末子が 10 歳以上の世帯においては、育児サービスの購入は必要ないものと仮定した。

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「家事」(掃除、洗濯など)については、大手家事代行サービス業者における間と設定した13。
1 時間あたりの家事代行サービスの価格 3240 円(税込)をあてはめた。そして、「育児」については、10 歳未満の子どもがいる世帯を対象に、大手ベビーシッター業者における 1 時間
当たりの料金 4464 円(税込み)14 をあてはめた。ただし、認可保育所を利用している保育園児に対しては、総務省「平成 23 年小売物価統計調査」より認可保育所の月額保育料（県庁所在地の全国平均：47,210 円）から割り出した時間当たり保育料を当てはめた15。
4． データ
本稿で用いるデータは厚生労働省による「21 世紀成年者パネル調査（平成 14 年成年者）」である。「21 世紀成年者パネル調査」は平成 14 年 10 月末時点で 20 歳から 34 歳であった
全国の男女（およびその配偶者）を対象にした調査16である。結婚、出産、就業などの実態や意識の経年変化を観測し、少子化対策等の企画立案を行うために実施された調査で、就業や家族構成、結婚意欲、子育て、労働環境に関する質問項目が含まれている。厚生労働省のHP で公表されている調査概要によると、調査客体数は女性票で 16,725、男性票で 16,964、
うち回収客体数は女性票で 14,150、男性票で 13,743 となっている。加えて、配偶者票として、女性の客体数は 264、男性の客体数は 1,495、うち、回収客体数は女性で 246、男性で1,427 である。初年度で合計 3 万を超える客体数は、わが国においては他に例を見ないほど、大規模なものだといえよう。
本稿では、石井・浦川(2014)と比較可能な形式にするため、このうち 2010 年から 2012 年の 3 年間のデータを用いて分析する。初めの年次では回収できた配偶票が少なく(例えば第1 回調査で配偶票と結合できたのは、男性票で 1,417、女性票で 242)、有配偶世帯を分析す
る場合、多くのサンプルを除外しなくてはならないという制約があり、その観点からも 2010年からの 3 年間のデータを利用するのは妥当と考えられる。ちなみに、ほかのパネルデー
タ同様、調査に協力する対象者は年々減少している一方で、配偶票については第 9 回調査
まで年々増加している。また、本稿の分析で重要な変数の 1 つである所得についても、設問
方法が第 6 回(2007 年)調査より変更されていることから、入手できたデータの中で直近 3年間に着目している。
分析対象としては、世帯内の成人の生活時間(主に労働時間)の情報をもとに時間貧困を測

大手宅配業者の冷蔵宅配サービス 972 円 (2 ㎏まで) を週 3 回利用すると仮定。時間換算するために，
1 日あたり 30 分で毎日買い物する代わりに，宅配サービスを利用すると考えると，(972 円×3)÷(0.5 時
間×7 日)=833 円で，買い物に関する 1 時間当たりの代替率が 833 円となる。
14 1 時間あたりの価格 3564 円に交通費 900 円一律を加えたものである。なお，参照した業者では，託児したい子どもが 2 人以上いる場合は，2 人目以降は半額という設定になっているので，本稿の分析でもそのように価格を設定した。
15 認可保育所、認証保育所や無認可保育所での延長保育などのサービスを併用 (保育所や幼稚園に登園している時間以外に，ベビーシッターを雇っているなど) しているケースも考えられるが、本稿のデータでは、それぞれのサービスの利用や価格に関する詳細な情報が入手できないためこのような措置をとった。
16 平成 27 年の調査をもってこの調査は終了している。ただし、平成 24 年より別のパネルを対象に調査が行われている（「21 世紀成年者縦断調査（平成 24 年成年者）」。
13

9

るため、その情報を正確に把握することができる世帯に分析対象を限定する17。分析対象は、
20 歳未満の子どもと夫婦からなる世帯(ふたり親世帯)、20 歳未満の子どもとひとり親からなる世帯(ひとり親世帯)、単身世帯(学生を除く)、夫婦ふたり世帯(子どもがいない世帯、もしくは子どもと同居していない世帯)、以上 4 つのタイプに限定する。調査の対象者が初年度で 20 歳から 34 歳と限定されていたため、分析対象も、2010 年の時点で 28 歳から 44 歳となっている。なお、分析では、総務省「社会生活基本調査」における世帯類型に合わせて、上記の分析対象を以下の 7 世帯に分類する。
・男性単身世帯・女性単身世帯・ひとり親世帯・ふたり親と末子が 6 歳以上の子からなる世帯(長子は 20 歳未満)
・ふたり親と 6 歳未満の子が 1 名からなる世帯(長子は 20 歳未満)
・ふたり親と 6 歳未満の子が 2 名以上からなる世帯(長子は 20 歳未満)
・夫婦ふたり世帯
いくつか重要な変数の作成方法についても説明しておく。最終学歴については第 1 回と第2 回調査のみ聞いており、その後は、変更がある場合のみ情報を更新する形になっていた。
最終学歴に変数を作成する際には、1 回目と 2 回目の欠損値を双方で補い合い、その後最終学歴に変更がない限り、2 回目の情報を以降の調査年の情報として補充することとした。また、前述のとおり調査対象者の配偶者については、年々回収数が増加しているため、1 回目と 2 回目の調査の情報がない場合は、3 回目以降の情報を活用し、他の調査年の欠損値を補った。
就業形態についても、第 5 回調査までは毎年尋ねているが、第 6 回調査以降は前年から変更があるときのみ答える形式に変更されていた。欠損値が多かったため、まずは、第 1 回から第 5 回調査における欠損値をその間の最頻値で補った。その後、第 6 回以降で変更がな
い限り、第 5 回調査の情報を補充した。変更があった場合は、それ以降、その情報を優先した。
所得については、第 6 回調査以降、女性票(女性用配偶者票も含む)では「あなたの所得」と「配偶者の所得」、男性票(男性用配偶者票)では「あなたの所得」を聞いており、世帯所得については、有配偶の場合は妻と夫の所得を足し合わせたもの18、無配偶では「あなたの所得」を利用している。世帯類型については、対象者が父母(義父母)と同居している場合は分析対象から除き、そのうえで、配偶状況と世帯人数、同居している子どもの年齢をもとに作
17 子育て期の世帯において，祖父母との同居の有無は生活水準を左右する重要な要素であり，時間貧困を救う重要な要素でもあるが、祖父母の労働時間について調査から把握できないため、祖父母と同居している世帯は分析から除いた。
18 提供を受けたデータでは、妻が回答した夫の所得と夫が答えた本人の所得がすべて一致していた。

10

成した。有配偶の場合、配偶票がないサンプルについては分析から削除した。最終的に分析に用いたサンプルは、対象者および配偶者の就労状態、労働時間、通勤時間、子どもの年齢、子どもの就学状況、対象者の最終学歴、これらの変数がすべて揃う 9625 世帯(3 年分のデー
タをプール)である。
5． 分析結果(ア)時間貧困について
まずは、時間貧困の重要な決定要因である世帯類型別の夫婦(単身世帯およびひとり親世帯の場合は世帯主)の労働時間の合計値を図 2 で確認する。石井・浦川(2014)で得られた数値についても比較のため並列している。
本稿の分析では、利用するデータの特性上、分析対象が 20 代後半から 44 歳となって居る
ため、JHPS を用いて 20 代から 64 歳までを分析対象に含めた石井・浦川(2014)とは労働時間の平均値が異なるのは自明のことである。単身世帯においては、男性で 46 時間、女性
で 41 時間であり、壮年期を対象としているため、高年齢者も含んでいる JHPS よりもやや長めに出ている。同様に、夫婦ふたり世帯全体においても、分析対象の年齢層の違いから、本稿の分析対象のほうが労働時間の平均値が大きい。一方で、子どものいる世帯においては、
子どもの年齢と数を所与としているため、おのずと親の年齢層も似てくるのか、両分析結果の平均値に大きな差はないことが分かる。
夫婦の働き方の組み合わせ(図 3 および表 2)についてみてみると、JHPS での集計結果同様に、6 歳未満の子どもがいる世帯において片働き率が極めて高いことが分かる。6 歳未満の子どもが 1 名のみの世帯では、本稿の集計結果では JHPS よりも片働き率がやや高めに集計されているが、それ以外では、両調査の集計結果はかなり似た値を示している。夫婦ともに常勤勤務のケースに着目すると、夫婦ふたり世帯でもっともその割合が高く、子どもがいる夫婦世帯においては、その割合が 10％前後であることには変わりがない。また、末子が小学生以上になると、片働き率が減り、夫が常勤で妻が非常勤のケースが 4 割以上に増える点も両分析結果から確認できる。
次に、世帯類型別の時間の貧困の程度について確認していく。表 3 では、各世帯における時間貧困の深さを把握するため、可処分時間(Ta)から労働時間と通勤時間の合計値(Tw)を差し引いた裁量時間をみている。可処分時間(Ta)には最低限必要家事時間は含まれないため、裁量時間が負であると最低限必要な家事時間を確保することができず、時間貧困の状態であると判断する。もっとも裁量時間の短い世帯は、JHPS の分析ではひとり親世帯であったが、本稿の分析では、それと同程度に 6 歳未満の子が 2 人以上いる共働き世帯も裁量時間が短い世帯として浮上している。ひとり親世帯における裁量時間平均値は 5.8 時間/週であり JHPS の 6.3 時間/週に近い。6 歳未満の子どもが 2 人以上いる世帯については、石井・浦川(2014)ではサンプルサイズの問題から 6 歳未満の子どもが 1 人の世帯と一括りに集計したため、比較することができない。そして、世帯類型ごとに時間貧困に陥っている世帯の11

割合(時間貧困率)を見ると、6 歳以上の子どもが 2 人以上いる共働き世帯において、時間貧
困率が 39.6％ともっとも高く、次いでひとり親世帯で 30.6％となっている。本稿の分析では、石井・浦川(2014)と異なり、壮年層の働き盛りの単身男性の時間貧困率が 14.4％と高くなっている。一方、末子が 6 歳以上である夫婦世帯と夫婦ふたり世帯においては、片働きであれ共働きであれば、時間貧困率が低い点は、石井・浦川(2014)と同じ結果を示している。
単身世帯を除くと、育児が時間貧困を招く重要な要因の 1 つであると考えられるが、それでは、職場におけるワーク・ライフ・バランス施策は、時間貧困とどのような関係があるだ
ろうか。表 4 では、結婚し就学前の子どもを持つ有配偶世帯に限定して、時間貧困と本人の勤め先におけるワーク・ライフ・バランス施策との関係を夫婦別に t 検定により検証したものである。推計結果を参照すると、妻の場合は短時間勤務制度については、時間貧困の世
帯ほど、実際の利用を経験した割合が高いことがわかる。ただし、その一方で自分の勤め先が短時間勤務制度を利用しにくい雰囲気であると回答した割合が高く、時間非貧困世帯との間に統計的に有意な差がみられる。また、育児休業制度については、時間貧困世帯の妻のほうが貧困でない世帯と比べて制度の利用を希望しているが、実際の利用に関しては統計的な差がないことから、これまで必ずしも十分な活用がなされていないことが示唆される。
さらに、時間貧困でない世帯の夫のほうが、利用可能な育児休業制度、短時間勤務制度が存在する職場で働いていることがわかった。ただし、実際の利用については統計的な差はなく、夫の場合は、時間貧困世帯、時間貧困でない世帯のいずれにおいても、制度の活用が十分になされていないことがわかった。
(イ)所得と時間による 2 次元的貧困表 5 では、図 1 に示した 5 つの貧困タイプ(「非貧困」「所得貧困・時間非貧困」「所得貧
困・時間貧困」「時間調整後所得貧困」「所得非貧困・時間貧困（時間調整後所得非貧困）」)について世帯類型ごとにその割合を算出している。生活時間が不足している部分については、上述のとおり、買い物、家事、育児のそれぞれについて市場にて家事サービスを購入することで、家事労働を代替することを想定し、追加的に必要となる所得を算出し、「時間調整後所得貧困」の領域に入るか、「所得非貧困・時間貧困」の領域に入るかの識別を行った。
ただし、世帯類型ごとに、買い物、家事、育児に配分する時間の割合が異なるため、「社会生活基本調査」のデータに基づき、それぞれの世帯類型における時間配分を用いた推定を行っている。
表を参照すると、「所得非貧困・時間貧困」世帯において市場で家事サービスを購入することで可処分時間を稼ぐことができるが、それにより所得貧困に陥ってしまう「時間調整後所
得貧困」世帯は、全体で 2.6%いることがわかる。世帯類型別にみると、ひとり親世帯で 8.1％、未就学児を 2 人以上持つふたり親世帯で 5.7%、未就学児を 1 人持つ二人親世帯で 4.3％と割合が高い。所得だけを基準とした従来の貧困では、「所得貧困・時間貧困」および「所得貧困・時間非貧困」世帯しか貧困にカウントされないが、時間という観点を加えて貧困をみ
12

ると、所得貧困はさらに深刻になることがわかる。
(ウ)計量分析
表 5 では、これまでの分析に用いた諸変数とパネルデータ分析に用いる諸変数の記述統計量(2010 年から 2012 年のプーリングデータ)を示した。世帯類型の構成割合や夫婦の就業形
態の構成割合は、JHPS のデータと概ね大きな差異はないが、いくつかの点では差異が存在しているため、先に要点についてまとめておく。第 1 に、ふたり親世帯で 6 歳未満の子ども 1 名の割合が 19％で JHPS の 36％と比べて非常に低くなっている。これは、分析対象の年齢上限が 42 歳であることが大きな理由である。第 2 に、有配偶世帯について言えば、片働き世帯の割合が 47.5％で JHPS の 37％と比べて高くなっている。この理由も上述のサンプルの年齢構成の差異によるところが大きいと考えられる。第 3 に、世帯主の最終学歴が不詳であるケースが約 3 割存在しているという問題がある。
表 7 では有配偶世帯(「夫婦と子どもからなる世帯」および「夫婦ふたり世帯」)を対象に、
時間貧困のダミー変数(時間貧困ならば 1、それ以外は 0)、あるいは生活時間調整後の所得
貧困のダミー変数を被説明変数においた計量モデルのパネルデータ・ロジットモデルによる推計結果を掲載している。これらの計量モデルは、比較のため説明変数は同じ種類であり、夫婦の働き方、世帯主の学歴、世帯収集、年次に関連する変数が説明変数として用いられた。
まず、夫婦の働き方を表すダミー変数としては、常勤同士世帯、夫常勤＋妻非常勤世帯、片働き世帯のそれぞれを示すダミー変数を作成し、利用した。ここでは、リファレンス・グ
ループは、その他の共働き世帯(夫自営＋妻自営世帯、夫常勤＋妻自営世帯など)になる。また、世帯主や世帯全体の生産性を表す変数として、世帯主の学歴カテゴリー(中・高卒をレファレンスに、短大・高専卒ダミー、大学・大学院卒ダミー)や世帯収入の各 5 分位階級のダミー変数が説明変数に投入された。
推定結果から夫婦の就業形態の影響をみると、共働き(夫常勤・妻常勤)で時間貧困あるいは生活時間調整後の所得貧困に陥る確率が高いことが明らかになった。また、生活時間調整
後の所得貧困については、世帯所得第一分位よりも世帯所得第二分位にいる人のほうが統計的に正に有意であった。ただし、世帯主の学歴の影響をみると、JHPS を用いた石井・浦川(2014)と異なり、高学歴の統計的な有意性は確認できなかった。
6． 結論
本稿では、厚生労働省が実施している大規模パネル調査「21 世紀縦断調査・成年者調査」
を用いることにより、所得の貧困に加え、家庭生活において必要な時間(家事・育児など)が確保されているかどうかに着目した時間貧困の分析を行った。日本における貧困研究の多くは所得や資産といった金銭的尺度を用いた分析を行っているが、世帯員の余暇時間の多寡も当該世帯の生活水準を決定づける重要な要因のひとつである。所得と時間という 2 つの次元から貧困を捉えた研究は、諸外国においてはすでに研究が蓄積されてきているが、日13

本では筆者らが知る限りいまだ十分な分析がなされていない現状にある。
主な推定結果からは、JHPS を用いた石井・浦川(2014)と同様、時間貧困を考慮することの重要性が示された。第 1 に、時間貧困に陥りやすい世帯としてもっとも目立つのがひとり親世帯である点が石井・浦川(2014)と同様、改めて確認された。ひとり親世帯では、1 人の親が子育てと就業を一手に担っているため、金銭的・物的補助が不十分であれば、必然的に時間不足は避けられない。ただし、本稿では、データの制約上、祖父母やその他家族との同居により時間不足を軽減している世帯については分析対象に含めることができなかった。
そのため、ひとり親世帯における時間不足を実際より深刻に捉えている可能性があり、今後も別調査を用いた検討を要する。
第 2 に、ひとり親世帯に次いで、就業と子育てにより時間不足に直面しているのは、未就学児を抱える共働き(ともに常勤)のふたり親世帯である点が示された。生活時間の不足を補
うための家事の外部化にかかる費用を考慮した所得貧困線を考えると、皮肉なことに所得貧困に陥る世帯が上記のグループでは約 5％ポイント増え、無視できない割合で存在していることが明らかになった。いわば、夫婦で長時間労働をすることが貧困の脱出に結びつかないケースが存在している。
第 3 に、子育ての負担がない単身世帯においても時間不足が無視できない割合で発生していることもわかった。労働時間の長期化や、不安定雇用の拡大によりいくつもの働き口を掛け持つといった状況も今日では珍しくなく、この場合、子育ての負担がなくても時間不足に陥ることがある(石井・浦川(2014))。
第 4 に、職場におけるワーク・ライフ・バランス施策と時間貧困にはいくつかの点で統計的に有意な関係が確認された。現在、家庭での生活時間が不足している時間貧困世帯では、そうでない世帯と比べて妻が現在または以前に短時間勤務制度を活用していた割合が高い
が、その一方で、時間貧困世帯では、短時間勤務制度が利用しにくい雰囲気であると回答している妻(就業者)の割合が高かった。このことは、仮に短時間勤務制度が実際より利用しやすい環境であった場合に比べて、制度の活用を抑制してしまっている可能性が考えられる。
また、育児休業制度については、時間貧困世帯の妻のほうが貧困でない世帯と比べて制度の利用を希望しているが、実際の利用に関しては統計的な差がないことから、これまで必ずしも十分な活用がなされていないことが示唆される。さらに、夫に関しては、時間貧困世帯、
時間貧困でない世帯ともに制度の活用が十分になされていない。
第 5 に、所得貧困と時間貧困が関連しているか、すなわち、「貧乏暇なし」は存在するのかという点についても改めて石井・浦川(2014)と同様の知見を得ることができた。まず、単身世帯においては、時間貧困率と所得貧困率はそれぞれ高いものの、それらは独立に発生しており、時間貧困と所得貧困はトレードオフの関係にあることがうかがえた。その一方、子育ての負担から十分な労働時間を確保することができないひとり親世帯では、所得貧困と時間貧困がほぼ同時的に発生しているケースが多い。また、ふたり親と子どもからなる世帯においては、夫婦ともに常勤職で就労している場合、時間貧困率が高い一方で所得貧困率は
14低い傾向にある。しかし、未就学児を抱える世帯においては、所得・時間の同時貧困を経験している世帯があることが確認できた。パネルデータを用いた計量分析の結果を見ても、有配偶世帯で時間貧困と所得貧困が必ずしもトレードオフの関係にはないことが示された。
第 6 に、家事サービスの購入といった家事の外部化により時間貧困を所得で代替すること
で、所得貧困に新たに算定される世帯はどの程度いるのかという点についても計測し、他の個票データを用いた分析と概ね変わらない数値を得ることができた。生活時間の不足に陥っている世帯が家事サービスの購入により必要不可欠な生活時間を補うことで、結果として所得貧困に陥るケース(2.6％)を加味すると全体の所得貧困率は 12.7％にまで上昇する。
時間はお金と同様に有限な資源であり、毎日の生活を健やかに送るためには不足してはな
らないものである。多くの人が時間に追われている現代社会において、時間を稼ぐための家
事の外部化の手段は幅広く用意されている。たとえば、スーパーのお惣菜売り場やファミリーレストラン、食事の宅配サービスなどは、手ごろに家事を外部化できる手段であり、所得の多寡にかかわらず幅広い層で活用されている。ワイシャツのアイロン掛けの手間をなくしてくれる衣類のクリーニングサービスなどもスーツを着る多くの男性にとっては、非常に便利な家事代替サービスの一類型である。さらに、食洗機や衣類乾燥機、ロボット型の掃除機など、家事負担を軽減するさまざまな高級家電が普及しつつある(石井・浦川(2014))。
このような状況を踏まえると、技術進歩や生活支援サービスの普及が労働と家庭生活の時
間配分に与えた影響や時間貧困への影響など、今後も時間の観点を考慮した貧困分析が重要と考えられる。
なお、これまでの貧困に関する多次元的な分析が示すとおり、生活の困窮状態は所得と時間の 2 つの指標のみで完全に把握できるものではないだろう。しかしながら、生活水準をかなり的確に捉えることができる所得という指標に加えて、所得とは必ずしも相関を示さない時間というもう 1 つの指標を加えて貧困を計測したことの意味は大きいと考えられる。
最後に、本稿の分析から得られる政策インプリケーションについて述べる。第 1 に、所得
貧困と時間貧困が同時に発生する確率の高いひとり親世帯へのより一層の支援の必要性である。OECD(2013)などで論じられているように、所得の貧困に対する対策として、失業者への就労支援は重要かつ効果的である。しかしながら、先行研究が示すとおり、欧米諸国と比較して日本のシングルマザーは顕著に労働時間が長いこと(田宮・四方(2007))、さらに、母子世帯や父子世帯ではふたり親世帯と比べて「仕事と家庭生活の間でコンフリクト(衝突)が起きる頻度」が顕著に高い(労働政策研究・研修機構(2012))といった現実を考えると、就労の負担の軽減や就労時間外における子育ての負担の軽減といった支援も充実させる必要がある。
第 2 に、未就学児を抱える共働き世帯への子育て支援や教育支援もより一層の拡充が必要だろう。保育所の拡充は進みつつあるものの、東京都心部などでは未だに待機児童の多さが目に付く。保育所の拡充のみならず、企業におけるワーク・ライフ・バランスやポジティブ・
アクションへの取り組みも必須である。いくつかの先行研究(阿部(2007)、川口(2011))から、
15

これらの施策が企業の生産性を向上させることも明らかになっており、労働者のみならず企業にとってもメリットの大きい課題であり、今後さらなる効果的な取り組みが期待され
る。

16

参考文献
[1]
[2]

Becker, G. (1965) “A theory of the allocation of time” The Economic Journal, 75:493–517.
Burchardt, T. (2008) “Time and income poverty”, CASE Report 57, London School of Economics,
Centre for Analysis of Social Exclusion.
[3]
Burchardt, T. (2010) “Time, income and substantive freedom: A capability approach”, Time andSociety, 19 (3): 318-344.
[4]
Douthitt, R. (2000) “Time to do the chores?” Factoring Home-production needs into measures ofpoverty”, Journal of Family and Economics Issues, 21 (1) 7-22.
[5]
Goodin R, A. Parpo and O.Kangas (2004) “The temporal welfare state: The case of Finland”, Journalof Social Policy, 33(4): 531–52.
[6]
Goodin R, J. Ricw, M. Bittman and S. Saunders (2005) “The time-pressure illusion: Discretionary
time vs free time” Social Indicators Research, 73: 43–70.
[7]
Goodin R, J. Rice, A. Parpo and L. Eriksson (2008) Discretionary Time: A New Measure of Freedom.
Cambridge: Cambridge University Press.
[8]
Harvey, A. and A.K.Mukhopadhyay (2007) “When twenty-four hours is not enough: Time povertyof working parents”, Social Indicators Research, 82, 57-77.
[9]Kalenkoski, C. and K.S. Karmrick (2013) “How does time poverty affect behavior? A look ateating and physical activity”, Applied Economic Perspectives and Policy, 35 (1): 89-105.
[10] Kalenkoski, C., K.S. Karmrick and M. Andrews (2011) “Time poverty thresholds and rates for the
US population”, Social Indicators Research, 104: 129-155.
[11] McGinnity, F and H, Russell (2007) “Gender inequalities in time use –The distribution of caring,housework and employment among women and men in Ireland”, The Economics and Social
Research Institute, Dublin, Ireland.
[12] OECD (2011) How’s Life? –Measuring well-being, OECD Press.
[13] Vickery, C. (1977) “The time poor: A new look at poverty” The Journal of Human Resources12(1): 27–48.
[14] Warren, T. (2003) “Class- and gender-based working time? Time poverty and the division ofdomestic labour”, Sociology, 37 (4): 733-752.
[15] 阿部彩(2007)「日本における社会的排除の実態とその要因」『季刊社会保障研究』43(1):27-40.
[16] 阿部正浩(2007)「ポジティブ・アクション, ワーク・ライフ・バランスと生産性」『季刊[17] 社会保障研究』43(3), 184-196.
[18] 石井加代子・浦川邦夫（2014）「生活時間を考慮した貧困分析」『三田商学研究』57(4):97-121.
[19] 石井加代子・山田篤裕（2007）「貧困の動態分析－KHPSに基づく3年間の動態およびその国際比較」樋口美雄・瀬古美喜・慶應義塾大学経商連携21世紀COE編『日本の家計行
動のダイナミズムⅢ』慶應義塾大学出版会, 101-129.
[20] 伊藤セツ・天野寛子・天野晴子・水野谷武志編(2005)『生活時間と生活福祉』光生館.
[21] 大竹文雄(2005)『日本の不平等―格差社会の幻想と未来』日本経済新聞社.
[22] 小塩隆士・浦川邦夫(2008)「2000年代前半の貧困化傾向と再分配政策」『季刊社会保障研究』44(3): 278-290.
[23] 川口章(2011)「長期雇用制度とワーク・ライフ・バランス施策が女性の活躍に及ぼす影響」内閣府経済社会総合研究所(ESRI)編『平成22 年度 ワーク・ライフ・バランス社会の実現と生産性の関係に関する研究報告書』, 81-96.
[24] 黒田祥子・山本勲(2011)「人々はいつ働いているのか？―深夜化と正規・非正規雇用の関係―」RIETI Discussion Paper Series 11-J-053.
[25] 厚生労働省(2006)「健康づくりのための睡眠指針2014」[26] 駒村康平(2003)「低所得世帯の推計と生活保護制度」『三田商学研究』46(3):107-126.
[27] 橘木俊詔(1998)「日本の経済格差 所得と資産から考える」岩波新書.
[28] 橘木俊詔・浦川邦夫(2006)「日本の貧困研究」東京大学出版会.
[29] 田宮遊子・四方理人(2007)「母子世帯の仕事と育児―生活時間の国際比較から―」『季刊
社会保障研究』43 (3): 219-231.
[30] 内閣府編(2013)『子ども・若者白書』.

17

[31]
[32]
[33]

直井道生・山本耕資(2010)「日本家計パネル調査の標本設計と代表性」樋口美雄・宮内
環・C.R.Mckenzie・慶應義塾大学パネルデータ設計・解析センター編『貧困のダイナミズ
ム―日本の税社会保障・雇用政策と家計行動―』慶應義塾大学出版会, 2010年, pp.3-27.
労働政策研究・研修機構(2012)「子どものいる世帯の生活状況および保護者の就業に関する調査―世帯類型別にみた「子育て」，「就業」と「貧困問題」―」調査報告書.
矢野眞和(1998)『ゆとりの構造―生活時間の6カ国比較―』連合総合生活開発研究所.

図 1.

所得と時間による 2 次元的貧困線

所得非貧困‐
時間貧困

非貧困① Tw(労働時間＋通勤時間)がTaを超過 [時間貧困]

時間調整後
所得非貧困

M1

② Tw(労働時間＋通勤時間)がTa以内 [時間非貧困][家事サービス購入価格]

M0

時間調整後
所得貧困

E

所得貧困‐
時間貧困

所得貧困‐
時間貧非困
(時間)

O
T1

Tm
Ta(=Tm‐T1)

家事必要労働時間

出所： Vickery (1977)および Harvey and Mukhopadhyay (2007) を参考に筆者らが作成。

18

表 1. 世帯類型ごとの基礎的活動時間および最低限必要家事時間
最低限必要家事時間 (T1) ※1

基礎的活動時間 (Te)
総時間(V)
（単位：時間）
夫婦と子どもの世帯 (夫有業 妻無業)
末子年齢6歳以上 ※2
6歳未満が1人(在園児なし) ※2
6歳未満が2人以上(在園児なし) ※2
Vickery (1977) *Hervey et al. (2006) *夫婦のみ世帯Vickery (1977) **ひとり親世帯(無業の母子世帯) ※3
Vickery (1977) ***Hervey et al. (2006) ***男性単身世帯(無業) ※4
女性単身世帯(無業)Vickery (1977)

week

336
336
336
336
336
336
336
168
168
168
168
168
168

余暇
余暇
(平日) (土日)Tm(V-Te) 家

事

介護
看護

育

児 買い物 合計

可処分
時間
Ta
(Tm-T1)

week

day

day

week

day

day

day

day

week

week

165.5
165.5
165.5
162.8
175.0
165.5
162.8
83.2
81.4
87.5
82.3
83.2
81.4

2.0
2.0
2.0
2.0
4.0
2.0
2.0
1.0
1.0
2.0
1.0
1.0
1.0

6.0
6.0
6.0
5.0
4.0
6.0
5.0
3.0
2.5
2.0
3.0
3.0
2.5

170.5
170.5
170.5
173.2
161.0
170.5
173.2
84.8
86.6
80.5
85.7
84.8
86.6

5.5
4.0
3.7
4.3
3.5
2.3
2.3
-

0.2
0.1
0.1
0.1
0.1
0.1
0.1
-

0.4
5.0
6.2
0.1
1.1
0.0
0.0
-

1.2
1.1
1.0
1.1
1.0
0.6
0.6
-

50.9
71.3
77.0
62.0
74.6
39.4
43.0
39.3
57.0
52.0
21.2
21.2
31.0

119.6
99.2
93.5
111.2
86.4
131.1
130.2
45.5
29.6
28.5
64.5
63.6
55.6

出所：総務省「平成 23 年度社会生活基本調査」統計表を用いて筆者らが作成。
※1：最低必要家事時間(T1)は，家事の外部化(お惣菜の購入や保育サービスの利用など)をしない場合に最低限必要となる家事時間。少なくとも世帯に 1 人無業の成人がいる世帯の家事時間の平均値を使用。
※2：子どもの年齢と数により育児時間が異なるため，「平成 23 年度社会生活基本調査」に合わせて，世帯を分類。家事の外部化をしない場合に必要となる家事時間を把握するため，6 歳未満の子どもについては保育園や幼稚園に在園していない世帯の家事時間を参照。
※3：ひとり親世帯においては，無業の母子世帯(母と子のみからなる世帯)における家事時間を参照。
子どもの数別の集計値がなかったため，母子世帯全体の平均値を参照している。
※4：男性単身世帯の家事時間の平均値が他世帯と比較して大幅に短く，すでに家事の外部化がなされていることが理由であると考え，この世帯における最低限必要家事時間は女性単身世帯の値で代用。
*：ふたり親と子ども 1 人からなる世帯における値。
**：夫婦ふたり世帯における値。
***：ひとり親と子ども 1 人からなる世帯における値。

19

図 2

世帯類型別の夫婦(もしくは世帯主)の労働時間の合計値(平均値)

出所： 「21 世紀縦断調査(成年者調査)[2010-2012]」の個票データより推計。
注 1）JHPS の値については、石井・浦川（2014）より引用。
注 2）単身世帯およびひとり親世帯においては世帯主の労働時間を表記している。

図 3

世帯類型別の夫婦の働き方

出所： 「21 世紀縦断調査(成年者調査)[2010-2012]」の個票データより推計。

20

表 2

夫常勤＋妻常勤
夫常勤＋妻非常勤
その他共働き片働き

世帯類型別の夫婦の働き方（石井・浦川, 2014 との比較）
ふたり親世帯夫婦ふたり世帯6歳未満1名6歳未満2名以上
末子6歳以上
JHPS
JHPS
JHPS
JHPS
成年者
成年者
成年者
成年者
9%
11%
10%
11%
8%
7%
19%
19%
43%
43%
19%
22%
15%
9%
37%
20%
17%
19%
7%
12%
6%
11%
14%
22%
31%
26%
63%
55%
71%
72%
31%
32%

出所： 「21 世紀縦断調査(成年者調査)[2010-2012]」の個票データより推計。
注 1）JHPS の値については、石井・浦川（2014）より引用。

表 3

世帯類型別の貧困の程度(可処分時間(Ta)-労働および通勤時間(Tw))

Ta－労働時間－通勤時間

裁量時間（週当たり）
n
Mean
St.d

単身世帯（男子）
単身世帯（女子）
ひとり親世帯ふたり親世帯（末子6歳以上）

1027
12.5
14.0
751
17.0
13.9
431
5.8
14.6
全体
1843
45.7
25.2
共働き
1261
33.8
19.6
ふたり親世帯（6歳未満1名）
全体
2462
34.0
24.3
共働き
897
9.9
19.8
ふたり親世帯（6歳未満2名以上） 全体
1138
30.5
22.1
共働き
333
5.1
17.9
夫婦ふたり世帯（子どもなし）
全体
1973
51.2
27.8
共働き
1359
37.2
20.0
出所： 「21 世紀縦断調査(成年者調査)[2010-2012]」の個票データより推計。
注 1） JHPS の値については、石井・浦川（2014）より引用。

21

時間貧困率
成年者

14.4%
6.4%
30.6%
3.3%
4.8%
11.1%
30.0%
12.0%
39.6%
2.1%
3.0%

参考値(JHPS)

10.4%
14.2%
39.7%
4.8%
6.4%
12.0%
28.0%
3.3%
5.4%

表 4

時間の貧困と勤め先の WLB 制度の状況に関する t 検定
夫 (就労者のケース）

6歳未満の子どもあり(N=1461)
非貧困
時間貧困

短時間勤務制度

育児休業制度
利用可能な制度の存在

利用しにくい
雰囲気

55.5%
36.6%

24.1%
19.9%

4.54 **

t-value

1.18

実際の利用経験（現在＋以前）

実際の利用経験（現在＋以前）

利用可能な
制度の存在

利用しにくい
雰囲気

18.8%
12.4%

0.3%
0.0%

35.1%
23.0%

11.7%
10.6%

15.6%
11.2%

3.2%
2.5%

2.00 *

0.86

0.42

1.48

0.46

利用の希望

3.07 **

利用の希望

妻 (就労者のケース）
6歳未満の子どもあり(N=749)非貧困
時間貧困t-value

短時間勤務制度

育児休業制度
利用可能な
制度の存在

52.7%
79.5%
-7.31 **

利用しにくい
雰囲気

6.7%
7.4%
-0.32

利用の希望

実際の利用経験（現在＋以前）

利用可能な
制度の存在

15.4%
19.3%
-1.31

41.8%
63.9%

43.6%
72.1%

-7.61 **

利用しにくい
雰囲気

利用の希望

12.1%
22.1%
-3.60 **

28.5%
37.7%

-5.80 **

実際の利用経験（現在＋以前）-2.50 *

14.3%
19.3%
-1.76 +

(Note) ** p<0.01, * p<0.05, + p<0.1

出所：「21 世紀縦断調査(成年者調査)[2010-2012]」の個票データより推計。3 年間のデータをプーリングした推計。

表 5

世帯類型別にみた様々な貧困率
所得非貧困(N=9625)
単身世帯
ひとり親世帯ふたり親世帯（末子6歳以上）
ふたり親世帯（子ども6歳未満1名）
ふたり親世帯（子ども6歳未満2名以上）夫婦世帯（子どもなし）
Total

所得貧困
時間貧困
0.3
11.6
0.2
0.4
1.2
0.1
0.9

所得貧困
時間非貧困
6.1
50.4
10.3
7.0
11.0
3.5
9.2

出所： 「21 世紀縦断調査(成年者調査)[2010-2012]」の個票データより推計。

22

時間貧困

生活時間調整後 生活時間調整後
所得非貧困
所得貧困
9.0
10.9
2.6
6.5
5.0
1.9
5.3

1.7
8.1
0.5
4.3
5.7
0.2
2.6

非貧困
82.9
19.0
86.4
81.8
77.1
94.4
82.1

表 6

ロジット分析の記述統計量
全世帯
mean

S.D.

N

9625
9625
9625

0.087
0.100
0.179

0.282
0.300
0.383

7416
7416
7416

0.069
0.079
0.144

0.254
0.269
0.351

9625
9625
9625
9625
9625
9625

0.185
0.045
0.191
0.256
0.118
0.205

0.388
0.207
0.393
0.436
0.323
0.404
7416
7416
7416
7416

0.118
0.289
0.113
0.475

0.322
0.453
0.316
0.499

7416
7416

0.266
0.734

0.442
0.442

7416
7416
7416
7416

0.243
0.076
0.166
0.310

0.429
0.266
0.372
0.462

(2010-2012のプーリングデータ)
N
貧困タイプ
時間貧困ダミー
所得貧困ダミー
時間貧困 or 所得貧困ダミー
世帯類型
単身世帯
ひとり親世帯ふたり親世帯（末子6歳以上）
ふたり親世帯（子ども6歳未満1名）
ふたり親世帯（子ども6歳未満2名以上）夫婦世帯（子どもなし）
夫婦の就業形態
共働き世帯（フルタイム同士）
共働き世帯（夫フルタイム、妻パートタイム）
共働き世帯（その他）
片働き世帯
子どもの人数0
1以上
WLB諸制度の利用
育児休業支援制度 (利用しにくい雰囲気)
育児休業支援制度 (制度の実際の利用)(利用しにくい雰囲気)
短時間勤務制度(制度の実際の利用)
短時間勤務制度
世帯主の学歴
中卒・高卒
短大・高専卒、専門学校卒
大卒以上
学歴不詳
世帯主の年齢階級
20's
30's
40's
調査年
2010 dummy
2011 dummy
2012 dummy (ref)

9625
9625
9625
9625

0.193
0.144
0.329
0.334

0.395
0.351
0.470
0.472

7416
7416
7416
7416

0.203
0.131
0.360
0.306

0.402
0.338
0.480
0.461

9625
9625
9625

0.060
0.638
0.302

0.238
0.481
0.459

7416
7416
7416

0.056
0.645
0.298

0.231
0.478
0.457

9625
9625
9625

0.350
0.332
0.318

0.477
0.471
0.466

7416
7416
7416

0.349
0.332
0.319

0.477
0.471
0.466

出所：「21 世紀縦断調査(成年者調査)[2010-2012]」の個票データより推計。

23

有配偶世帯
mean
S.D.

表 7

ロジット分析の推定結果(有配偶サンプル)[有配偶世帯]
時間貧困ダミー
時間調整後所得貧困ダミー
z
z
係数
係数
夫婦の働き方（ref: 夫自営業・妻自営業等）
夫常勤・妻常勤
夫常勤・妻非常勤

3.160 ***

6.09

2.710 ***

4.68

-0.457-1.05-0.506-1.03-9.090

夫常勤・妻専業主婦

***

-7.37

-6.759***-4.95

世帯主の学歴（ref: 中卒・高卒）
大卒・大学院卒

0.267

0.54

0.253

0.46

短大・高専卒、専門学校卒

0.873

1.51

0.738

1.24

2.46

0.699

1.26

0.55

1.030 *

1.84

2.08

1.720 ***

3.28

1.282

学歴不詳

***

等価世帯所得 五分位（ref: 第Ⅲ五分位）
0.290

第Ⅰ五分位

0.912

**

第Ⅳ五分位

0.742

*

1.77

-0.591

-1.17

第Ⅴ五分位

-0.732-1.48-2.760 ***

-3.85

定数項

-7.090 ***-11.34-7.160 ***

-8.82

第Ⅱ五分位

N×T
Log likelihood
Hausman statistics
Accepted model(Note) *** p<0.01, ** p<0.05, * p<0.1

5223-730.00
7.29(RE model was accepted)

5223-401.84
1.77(RE model was accepted)

出所：「21 世紀縦断調査(成年者調査)[2010-2012]」の個票データより推計。モデル[有配偶世帯]は、3 年間ともに有配偶であったサンプルを使用。

24