資料シリーズNo.160

第1章
第1節

夫の家事分担比率が妻の労働参加に与える影響
はじめに女性が活躍する社会作りは政府の重要政策として位置づけられ、政策パッケージの 1 つとして職場で活躍することを希望する女性が自らのライフスタイル、ライフステージに合った働き方を実現する社会を作るための施策が進められている。
本研究では、女性が結婚、出産時に労働市場を退出することによって形成される、いわゆ
る労働力率における M 字カーブの谷の年齢階級である 30～44 歳に注目する。そして、これらの年齢階級の有配偶女性の労働力率を高めるための方策として夫による家事分担を考える。
M 字カーブの谷の解消のための方策は、管理職への女性の登用のような特定の年齢階級のみに限定されないものに加え、長時間労働の抑制、短時間勤務等の柔軟な勤務形態の整備、
妊娠・出産時に解雇される等の不利益の解消、研修から職業紹介までの一貫した職業紹介の促進、時間が柔軟な職業訓練の整備、保育所の待機児童の解消等、労働力需要側の企業や政府が実施するものがほとんどである。
これらに対し、夫による家事分担は家計内の問題であり、当事者の合意なしに強制することは難しい。ただし、6 歳未満の子どもを持つ夫の育児・家事関連時間を 2020 年に 1 日当たり 2 時間 30 分（2011 年は 1 時間 7 分（「平成 23 年社会生活基本調査」））にすることが政策目標となっており、政府の啓発活動を通した夫婦の家事分担に関する社会の意識の転換、夫の家事分担を促進するための夫の長時間労働を抑制する就業環境の整備や育児休業の取得率向上等が求められている。
上記を踏まえ、本研究の目的は、夫の家事分担比率が妻の労働参加に与える影響を定量的に評価することである。本章の構成は、以下のとおりである。次節では、夫の家事分担と妻の就業との関係を分析した先行研究のサーベイを行っている。第 3 節では本研究で推定したモデルを、第 4 節では使用したデータについて解説している。第 5 節では推定結果をまとめ、
第 6 節で若干の考察を行っている。
第2節

先行研究

1. 家計生産モデルにおける家事と市場労働の同時決定
Becker（1965）の家計生産モデルによれば、家計は市場で購入される財と自らが費やす時間からコモディティを生産し、それを消費することで効用を得る。そして、予算と時間制約のもとで家計の効用を最大化するように、市場で購入される財需要、及び家計内生産や市場
労働の時間配分が同時に決定される。Gronau（1976）は家計の時間配分を夫や妻といった構成員ごとに分けて表現し、市場財と家計の構成員の家事時間の組み合わせから成る家計のコモディティ、及び構成員の余暇から得られる家計の効用を最大化するように財需要と時間配分が同時決定されるモデルを提示している。Gronau（1977）では、家計は家事時間を投－12－
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入して財を生産し、その家計で生産される財、市場で購入される財及び余暇から成るコモデ
ィティの量を最大化するように時間配分が決定される。
家計生産モデルに基づく家計の時間配分の決定は、さらに家計生産の価値の計測へと展開する。Gronau（1980）は、Gronau（1976、1977）と同様のモデルを想定してアメリカの“Panel Study of Income Dynamics”のデータを使用し、妻による家計生産における限界生産性関数の推定、及び家計生産の価値を計測している。Graham and Green（1984）は、Gronau のモデルに新たに 2 つの概念を導入する。1 つは、家計生産の投入物として家事時
間そのものを与えるのではなく、そのうち有効的に使用可能な割合、つまり生産性を考慮した時間を想定することである。もう 1 つは、家事労働時間の投入が家計で生産される財のみならず、余暇時間の増加にも寄与するという結合生産を想定することである。
Solberg and Wong（1992）は、予算制約に市場労働にまつわる固定コストと通勤コスト
を、時間制約に通勤時間をそれぞれ明示的に描写し、通勤時間がその他の時間配分に与える影響を分析している。アメリカの“1977-78 Family Time Use Survey”のデータを用いて夫婦それぞれの時間配分の決定式を weighted SUR で同時に推定し、夫婦それぞれの通勤時間
が自らの家事時間に負の影響があることを示している。小原（2000）は、家計経済研究所「消費生活に関するパネルデータ」を用いて Solberg and Wong（1992）との比較分析を行い、日本では妻のみ通勤時間が自らの家事時間に負の影響がある結果を得ている。
中野（2009）は日本労働研究機構が 1991 年に実施した「職業と家庭生活に関する全国調査」の個票データを用いて、夫の家事・育児参加と妻の就業行動との関係を分析している。
夫の家事・育児参加と妻の就業が同時決定されるモデルを想定し、2 変量プロビットモデル
で分析した結果、両者は互いに独立ではなく、また正の相関関係があることが示されている。
これまで見てきたモデルでは、家計という 1 つの集合の効用を最大化することを想定しているが、これに対して家計の構成員それぞれの効用を最大化するという想定をおいているモデルの例として Apps and Rees（1997）や Chiappori（1997）がある。また、以上のモデル
では夫婦の時間配分が同時に決定されることを想定しているが、たとえば夫の時間配分が妻の時間配分に直接影響を与えるような構造は想定されていない。Leeds and von Allmen（2004）は、夫婦それぞれの家計生産関数の投入物として互いの家計生産を組み込んだモデルを想定している。

2. 妻の就業の規定要因としての夫の家事
妻の就業の規定要因として夫の家事の影響を検証している日本の研究として、山上（1999）、井口他（2002）、藤野（2002）、労働政策研究・研修機構（2008）等がある 1。いずれの先行
1

阿部（2001）は総務省「平成 7 年就業構造基本統計調査」の個票データを用いて、夫の労働時間が長くなると妻の労働力率（労働力人口を有業者と求職者の合計で定義した場合）が低下することを示している。ここでは、夫の家事労働が明示的に扱われていないが、夫の長時間労働によって夫の家事時間が減少し、妻の労働力率低下に繋がっている可能性が高い。

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研究も夫の家事は外生変数として扱われ、夫の家事が妻の就業に影響を与えるという一方向の因果関係が想定されている。
山上（1999）は、住友生命総合研究所が 1991 年に実施した「女性の就業と出産・育児の両立に関する意識調査」の個票データを用い、妻の出産・育児と就業の関係を 2 変量プロビ
ットモデルで分析している。夫が家事・育児に協力的か否かを問う項目をダミー変数として妻の就業確率関数の説明変数とし、夫が家事・育児に協力的であると妻の就業確率を上昇させる結果を得ている。
井口他（2002）は、生命保険文化センターが 1994 年に実施した「夫婦の生活意識に関する調査」の個票データを用いて出産・育児（6 歳以下の子供の有無）と妻の就業確率を 2 変
量プロビットモデルで同時推定し、夫の自己評価に基づく家事の参加志向は妻の就業確率を高めることを示している。藤野（2002）は、井口他（2002）と同じデータを用いて妻の就業選択を多項ロジットモデルで分析し、夫の自己評価に基づく家事の参加志向は妻の正規・非正規就業確率を高め、夫の育児の参加志向は妻の正規就業確率を高めることを示している。
労働政策研究・研修機構（2008）は、内閣府が 2006 年に実施した「少子化と男女共同参
画に関する意識調査」の個票データを用い、妻が評価する夫の家事分担割合（0～100％の 11
カテゴリーデータ）が妻の就業確率に与える影響をプロビットモデルで分析している。推定された限界効果によれば、夫の家事分担割合が 1％ポイント上昇すると、25～44 歳の妻の就業確率は 0.489％上昇する。
3. 夫の家事の規定要因としての妻の就業
妻の就業の規定要因として夫の家事を考える研究が存在する一方で、夫の家事の規定要因として妻の就業の影響を検証する、つまり逆の因果関係を想定する研究も存在する。
永井（2001a、b）や松田（2001）のサーベイによれば、夫婦の家事分担を規定する要因を明らかにする 1980 年代から 2000 年頃までのアメリカや日本の先行研究では、主な規定要因として子供の有無等の家事のニーズ、夫婦の労働時間等による時間制約、夫婦の収入格差
等の相対的資源、性別役割意識等のジェンダー・イデオロギー、親による家事代替等の代替資源、夫婦間の情緒関係が掲げられている。ここでは、夫の家事の規定要因として時間制約（Coverman（1985））と相対的資源（Blood and Wolfe（1960）、Becker（1973））に関わる妻の就業の影響を検証している日本の研究について確認する。
Kamo（1994）では日本とアメリカの家事労働の比較分析を行っており、日本のサンプル
は 1987 年に東京の小中学校で配布したアンケート調査より得ている。日本全体のサンプル
では妻がフルタイム雇用の場合と比較して妻が無業であると夫の家事分担比率が下がり、妻の就業形態別のサブサンプルで見ると妻の所得や労働時間は夫の家事分担比率に有意な影響をもたない。Nishioka（1998）が国立社会保障・人口問題研究所「第 1 回全国家庭動向調査（1993 年）」の個票データを用いて行った分析によると、妻の就業状態が自営、パートタイ－14－
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ム雇用、フルタイム雇用というように家庭外で拘束される労働時間が長くなるにつれて夫の家事時間が増加する。同様に、永井（1999）は、家計経済研究所が 1993～1997 年に実施した「消費生活に関するパネル調査」のデータを用いて分散分析を行い、妻が正規雇用の場合は妻がパート・アルバイトや無職の場合と比べて平日の夫の家事労働時間が長いことを示している。
その他、妻の就業形態の影響を分析したものに、Ishii-Kuntz et al.（2004）や藤野・川田（2009）がある 2。Ishii-Kuntz et al.（2004）が 1994 年に日立家庭教育研究所が実施した調査に基づき実施した研究によれば、妻の就業形態が専業主婦からパートタイム雇用、フルタ
イム雇用になるにつれて、就学前児童をもつ夫は育児により関与するようになる。藤野・川田（2009）は兵庫勤労福祉センターが 2007 年に実施した勤労意識調査「男女参画協働に関するアンケート」を使用し、妻が正規就業していると、専業主婦である場合と比べて男性労働者の平日の家事・育児時間が増加することをトービットモデルによって示している。
松田（2000）は、日本家族社会学会が 1999 年に実施した「全国家族調査[NFRJ98]」の個
票データを用い、妻が有業であると、また夫婦の年収差が小さくなると夫の家事時間が増加することを見出している。60 歳未満で有業の夫にサンプルを限定した松田（2001）では、妻の労働時間が 8 時間以上であると無業の場合と比べて、また夫婦の年収に占める妻の比率が高くなるほど夫の家事時間（トービットモデル）、育児時間（順序ロジットモデル）が増加することが示されている。さらに、6 歳以下の子供が有り、55 歳未満で有業の夫にサンプルを限定した松田（2005）においても、妻の労働時間が長い、あるいは夫婦の年収に占める妻の比率が高くなるほど夫の家事・育児時間が増加することが確認されている。
松田（2004）では、「全国家族調査[NFRJ98]」を用い、同居する子供の年齢に基づくライフステージ別に 60 歳未満で有業の夫の家事参加の規定要因をトービットモデルによって分析している。その結果、子供がいない夫婦では夫の家事参加の度合いが高く、夫の家事参加の規定要因の 1 つに夫婦の相対的資源が挙げられている。次に、子供誕生から 18 歳未満までは、夫の家事参加の度合いが低くなり、規定要因は妻の労働時間が減少し、夫の労働時間が増加する時間的余裕の差や相対的資源になる。そして、子供が 18 歳以上になると、夫の家事参加の度合いが再び高くなるが、労働時間は夫の家事参加に対して統計的に有意な影響をもたらさない。松田（2006a）では対象を正社員の夫のうち 1 日の労働時間が 17 時間以上の者を除いたサンプルに限定し、「全国家族調査[NFRJ98]」と 2004 年に実施された「全国家族調査[NFRJ03]」を用いて比較分析を行っている。同じ「全国家族調査[NFRJ98]」を用いたサブサンプルの異なる分析結果については、松田（2004）とほぼ同じ傾向であるが、子
2

加藤他（1998）は、1993 年に父親と子どもの発達研究会で実施した調査結果を使用し、間接的ではあるが妻の就業形態と夫の育児との関係を分析している。共分散構造分析の結果、母親の就業形態がフルタイムからパートタイム、専業主婦になるにつれて母親の時間的余裕が増し、また平日に子供と関わる時間が増加するにつれてやはり母親の時間的余裕が増すことを示している。その上で因果関係モデル（ISREL モデル）のパス係数を求めた結果、母親の時間的余裕があると父親の育児参加が減少することが確認されている。

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供が 18 歳以上でも妻の労働時間は依然として夫の家事参加の規定要因となる。
「全国家族調査[NFRJ03]」を用いた結果は、「全国家族調査[NFRJ98]」と同様であるが、子供がいない夫婦における夫の家事の規定要因に妻の労働時間があり、子供が 18 歳以上では労働時間が夫の家事参加の有意な規定要因にならないといった若干の違いがある。松田（2006b）はさらにサンプルを 6 歳以下の子供がいる者に限定し、妻の労働時間や収入割合が夫の家事参加に正の影響をもつことを「全国家族調査[NFRJ98]及び[NFRJ03]」で確認し、夫の育児（子供の身の回りの世話や子供と遊ぶこと）参加に正の影響を持つことを「全国家族調査[NFRJ03]」で確認している。
夫の家事・育児労働の規定要因としては同様のものが考えられているが、永井（2001a、2004）は、夫による分担が困難である点で家事のなかでも育児が異質であるとし、「全国家族調査[NFRJ98]」を用いて夫の育児参加の規定要因を分析している。妻の年収が 200 万円
未満の世帯は 400 万円以上の世帯よりも、夫の年収が夫婦の年収計の 6 割以下の世帯は 8 割
超の世帯よりも、それぞれ夫の育児参加日数が多い。また、妻の労働時間が 480 分超の世帯は 480 分以下の世帯よりも、妻が自営か常勤である世帯は無職もしくはアルバイトである世
帯よりもそれぞれ夫の育児参加日数が多い。分散分析の結果では、とりわけ妻が常勤である
ことが夫の育児参加日数が多いことの説明力が大きい。
「全国家族調査」以外のデータを用いた分析においても、妻の労働時間や所得が夫の家事「平成 8 年社時間を増加させる要因であることが確認されている 3。松田・鈴木（2002）は、
会生活基本調査」の個票データを用いて、妻の労働時間が 1 日 500 分以上になると無業の場
合よりも夫の家事時間が増加する、あるいは家事時間に占める夫のシェアが上昇することをトービットモデルによって示している。また、前田（2002）は、1998 年に連合傘下の企業に勤める 20 歳代以上の既婚組合員に対して行った調査結果に基づき、夫の家事・育児への貢献度を点数化した変数を用いて、妻の所得が高い、あるいは妻の帰宅時間が遅いと夫の家
事・育児分担が増すという結果を得ている。
家事の内容を詳細に分析したものとして、永井（2001b）や Tsutsui（2013）がある。永井（2001b）は、家計経済研究所が 1999 年に実施した「現代核家族調査」のデータを用いて分散分析を行い、妻の年収が高くなるほど夫は「料理の後片付け」、「洗濯」及び「育児」を行い、妻の就業形態が常勤であると夫は「掃除」を行うという結果を得ている。Tsutsui（2013）は、2009 年に実施された「全国家族調査[NFRJ08]」の個票データを利用し、固定効果モデ
ル及びランダム効果モデルによって夫婦間の家事頻度の差の規定要因の分析を行っている。
ランダム効果モデルに基づく結果によれば、妻の労働時間の増加は夫婦間の家事頻度の差を縮小させるが、家事労働のタイプによって効果は異なる。夫の分担比率の高い掃除や買い物3

中川（2008）は、2007 年に東京都内の 6 つの保育園で 0 歳児～未就学児をもつ共働きの夫婦に対する調査を行い、妻の時間的余裕を表す変数として妻の職場の仕事の大変さを訊ね、仕事が大変であると夫の家事参加が増加する結果をパス解析によって得ている。

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では頻度の差を大きく縮小させるが、食事の用意、食後あと片付け、洗濯に対する夫の貢献はそれほど大きくはならない。
これまで概観してきたように夫の家事の要因として妻の就業の影響を検証する研究の蓄積はあるが、その多くは夫の家事と妻の就業の同時性を考慮したものではない 4。同時性を意識した研究に Hallberg and Klevmarken（2003）や水落（2006）がある。Hallberg andKlevmarken（2003）は、夫あるいは妻の育児時間の決定において、配偶者の育児時間、自ら及び配偶者の市場労働時間、賃金、育児サービスの利用が内生変数であるとし、3 段階最小二乗法によって夫婦の家事時間を同時推定している。スウェーデンの家計パネル調査“Household Market and Nonmarket Activities”を用いた推定結果によれば、1984 年では夫の育児時間に対し、妻の市場労働時間は正の影響をもつ。ただし、1993 年、及び 1984 年と 1993 年をプールしたデータでは、この関係は有意には推定されない。
「全国家族調査[NFRJ98]」の個票データを用いた水落（2006）によると、妻の就業を内生変数と想定して妻の就業確率を推定し、父親の育児参加の説明変数として与えると、有意にパラメータが推定されない。なお、妻が就業していれば 1 を表すダミー変数を外生変数として与えた場合には、有意に正のパラメータを得ている。
夫の家事・育児時間を規定する要因としての妻の労働・通勤時間の内生性を意識したものではないが、固定効果モデルによって時間不変の個人固有の効果をコントロールしている研究に福田（2007）がある。家計経済研究所「消費生活に関するパネル調査」における 1993～2006 年の 14 年分のパネルデータを使用し、固定効果モデル及び変量効果モデルを推定した結果によれば、妻の 1 日の労働・通勤時間が長くなると夫の 1 日の家事・育児時間が増加する。なお、夫の 1 日の労働・通勤時間が長くなると妻の 1 日の家事・育児時間が増加する
対称的な結果も得ている。

第3節

モデル

先行研究を踏まえると、夫の家事分担と妻の就業との関係は、家計生産モデルのように同時決定されるものであるか、一方向の因果関係ではなく逆の因果性も発生しうる双方向の関係であると考えられる。この場合、夫の家事分担比率を外生変数と想定し、妻の就業選択の説明変数として回帰分析を行うと、推定されるパラメータは一致性を満たさなくなる、つまり内生性の問題が発生する可能性が高い。
そこで本研究では、妻の就業の有無、あるいは妻の労働市場参加の有無を被説明変数、夫の家事分担比率を説明変数とする通常のプロビットモデルによる推定に加え、次の 2 つの推定法を用意する。1 つは、夫の家事分担比率を内生変数と想定し、プロビットモデルを操作
4

永井（1999）では、1993 年及び 1995 年における夫の平日の労働時間は 1996 年での妻が正規雇用か否かに有意な影響を与えず、1996 年における夫の平日の労働時間のみ有意に正の影響を与えることをロジットモデルで示している。この結果に基づき、永井（1999）は夫の家事労働を行っていたから妻が正規雇用であるのではな
く、妻が正規雇用であるから夫が家事労働を行うという因果関係の方が妥当と判断している。

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変数法で推定する方法である。もう 1 つは、都道府県、年齢階級、学歴別の平均値から疑似
パネルデータを作成し、固定効果モデルで推定する方法である。後者の疑似パネルデータでは、たとえば 2006 年に北海道に居住する 25～29 歳の大卒の有配偶女性は、2011 年に北海道に居住する 30～34 歳の大卒の有配偶女性と同一コーホートであるとみなす。もちろん転出入や婚姻状況の変化があるため完全に同一のコーホートであるとは言えないが、ここでは近似できると想定する。ただし、とりわけ若年層は、転出入や婚姻の状況が大きく変化する
ため、結果の解釈には注意が必要である 5。

第4節

データ

本研究では、「平成 18 年社会生活基本調査」及び「平成 23 年社会生活基本調査」調査票
A 生活時間編の個票データを使用する 6。「社会生活基本調査」は、5 年に 1 度、総務省統計局が実施している Time Use Survey であり、国民生活において何にどれだけの時間が利用されているかを知ることができる。
被説明変数である就業の有無の定義は、「おもに仕事」、「家事などのかたわらに仕事」、「通学のかたわらに仕事」を就業有りとして 1 を割り当て、「仕事をしていない人のうち主に家事をしている人」、「仕事をしていない人のうち主に通学をしている人」、「その他の仕事をしていない人」を就業無しとして 0 を割り当てている。また、労働市場参加の有無は、就業有りの者に加え、就業無しの者のうち「仕事をしたいと思っており仕事を探している」者を労働市場参加有りとして 1 を割り当て、就業無しの者のうち「仕事をしたいと思っており仕事を探している」を除いた者を労働市場参加無しとして 0 を割り当てている。
説明変数である夫の家事分担比率は、夫の家事時間／（夫の家事時間＋妻の家事時間）×100（％）で定義され、調査対象となる 2 日間の平均値を使用している。なお、家事時間とは、「家事」、「介護・看護」、「育児」、「買い物」の時間の合計である。その他、コントロール
変数として妻の年齢、6 歳未満の子供の有無（「末子の年齢が 6 歳未満」＝1、「末子の年齢が6 歳以上、子供がいない」＝0）、65 歳以上の要介護者の有無（「65 歳以上の家族を介護」＝
1、「その他の家族を介護、介護はしていない」＝0）、調査日に土日が含まれるか否か（「2日間のうち 1 日でも土日が含まれる」＝1、「土日が 1 日も含まれない」＝0）、都道府県ダミ
ー、学歴ダミーを用意している。
分析に用いた変数の記述統計量及び構成比は、表 1－1 及び 1－2 である 7。夫の家事分担比率の平均値は 2006 年の 13.704％から 2011 年の 14.858％に上昇しているが、就業している、あるいは労働市場に参加している妻（全年齢 8）の割合は同期間にいずれも下がってい市町村別、都道府県別の人口移動、及び婚姻状況の変化については、付属資料 1 を参照されたい。
本研究ではプリコード形式の調査票 A のみを使用したが、アフターコード形式の調査票 B を用いた分析は今後の課題としたい。
7 変数の記述統計量及び構成比は、復元乗率を乗じて復元した後に算出したものではない。
8 表 1-1 と表 1-2 で年齢の最小値と最大値が示される妻全体。
5
6

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る9。

表 1－1 変数の記述統計量及び構成比（2011 年）
2011年
妻の就業の有無
妻の労働市場参加の有無
夫の家事分担比率
妻の年齢
調査日に土日を含むか6歳未満の子供の有無
65歳以上の要介護者の有無
学歴ダミー
在学中
小学・中学卒
高校・旧制中卒
短大・高専卒
大学卒
大学院卒
在学したことがない・不詳
都道府県ダミー
構成比
北海道
0.028 石川県
青森県
0.019 福井県
岩手県
0.016 山梨県
宮城県
0.016 長野県
秋田県
0.021 岐阜県
山形県
0.023 静岡県
福島県
0.017 愛知県
茨城県
0.020 三重県
栃木県
0.020 滋賀県
群馬県
0.021 京都府
埼玉県
0.032 大阪府
千葉県
0.029 兵庫県
東京都
0.027 奈良県
神奈川県
0.031 和歌山県
新潟県
0.021 鳥取県
富山県
0.022 島根県

9

観測数
48638
平均
標準偏差
0.538
0.499
0.586
0.492
14.85820.06854.741
14.528
0.749
0.433
0.120
0.325
0.081
0.272
構成比
0.002
0.179
0.502
0.217
0.089
0.003
0.008
構成比
0.020 岡山県
0.022 広島県
0.019 山口県
0.021 徳島県
0.021 香川県
0.020 愛媛県
0.034 高知県
0.020 福岡県
0.021 佐賀県
0.019 長崎県
0.029 熊本県
0.029 大分県
0.021 宮崎県
0.019 鹿児島県
0.020 沖縄県
0.021

最小値
0
0
0
16
0
0
0

最大値
1
1
100
97
1
1
1

構成比
0.020
0.020
0.018
0.019
0.019
0.018
0.014
0.024
0.019
0.019
0.019
0.018
0.017
0.017
0.016

総務省「労働力調査」によれば、2006 年 10 月における有配偶女性（年齢計）の労働力率及び就業率は 49.2％
及び 48.1％であり、2011 年 10 月にはそれぞれ 49.5％及び 48.2％と若干上昇している。本章では復元乗率をかけて集計を行っていないこと、「社会生活基本調査」は usual な就業状態を調査しているのに対して「労働力調査」は actual な就業状態を調査していることから厳密な比較はできないが、就業している割合の水準と傾向に違いが確認される。

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表 1－2 変数の記述統計量及び構成比（2006 年）
2006年
妻の就業の有無
妻の労働市場参加の有無
夫の家事分担比率
妻の年齢
調査日に土日を含むか6歳未満の子供の有無
65歳以上の要介護者の有無
学歴ダミー
在学中
小学・中学卒
高校・旧制中卒
短大・高専卒
大学・大学院卒
在学したことがない・不詳
都道府県ダミー
構成比
北海道
0.029 石川県
青森県
0.020 福井県
岩手県
0.020 山梨県
宮城県
0.020 長野県
秋田県
0.021 岐阜県
山形県
0.021 静岡県
福島県
0.019 愛知県
茨城県
0.021 三重県
栃木県
0.020 滋賀県
群馬県
0.020 京都府
埼玉県
0.033 大阪府
千葉県
0.030 兵庫県
東京都
0.026 奈良県
神奈川県
0.032 和歌山県
新潟県
0.020 鳥取県
富山県
0.021 島根県

第5節

観測数
49491
平均
標準偏差
0.548
0.498
0.587
0.492
13.70419.42353.39814.202
0.749
0.434
0.120
0.326
0.063
0.243
構成比
0.001
0.211
0.517
0.186
0.074
0.011
構成比
0.021 岡山県
0.020 広島県
0.020 山口県
0.021 徳島県
0.020 香川県
0.021 愛媛県
0.032 高知県
0.019 福岡県
0.020 佐賀県
0.019 長崎県
0.029 熊本県
0.027 大分県
0.021 宮崎県
0.019 鹿児島県
0.023 沖縄県
0.021

最小値
0
0
0
17
0
0
0

最大値
1
1
100
96
1
1
1

構成比
0.018
0.019
0.018
0.019
0.019
0.018
0.016
0.022
0.019
0.018
0.019
0.019
0.018
0.016
0.016

推定結果

1. 通常のプロビットモデル10(1) 2011 年の推定結果
25 歳以上の妻の就業の有無に対する夫の家事分担比率の限界効果（各観測値の限界効果の平均値）（表 1－3）を見ると、25～29 歳の妻の場合に限界効果が相対的に大きく、夫の家事分担比率（平均値は 16.674％）の 1％ポイントの上昇によって 25～29 歳の妻の就業確率は0.352％ポイント高まる。ついで夫の家事分担比率の限界効果が高いのは、30～34 歳及び 35～39 歳の妻の場合であり、夫の家事分担比率（平均値は 17.341％及び 14.514％）の 1％ポ
イントの上昇によって妻の就業確率はそれぞれ 0.253％ポイント及び 0.214％ポイント高まる。同様に M 字カーブの谷に相当する年齢階級であっても、40～44 歳の妻の場合は、相対的に夫の家事分担比率の限界効果が高いわけではない。年齢階級を集計した 25～44 歳の妻の場合は、夫の家事分担比率（平均値は 14.691％）の 1％ポイントの上昇によって妻の就業確率は 0.210％ポイント上昇する。
10

本研究では説明変数の内生性や説明変数間の相関を考慮し、説明変数を限定した回帰モデルを想定している。
説明変数の追加による夫の家事分担比率の限界効果の変化については、補論を参照のこと。

－20－
労働政策研究・研修機構(JILPT)

資料シリーズNo.160

このような傾向は、限界効果を「社会生活基本調査」の母集団に復元する乗率で加重平均
した場合でも同様である。25～29 歳、30～34 歳及び 35～39 歳の妻の場合、夫の家事分担
比率の 1％ポイントの上昇によって妻の就業確率はそれぞれ 0.357％ポイント、0.261％ポイ
ント及び 0.224％ポイント高まる。25～44 歳の妻の場合は、夫の家事分担比率の 1％ポイン
トの上昇によって妻の就業確率は 0.220％ポイント上昇する。
なお、妻が 60 歳未満までは夫の家事分担比率の限界効果が有意に正の値で推定されるが、妻が 60 歳以上になると有意ではなくなるか、あるいは有意に負の値で推定されるようになる 11。また、6 歳未満の子供の存在は、妻の年齢階級がいずれであっても、総じて妻の就業確率に対して有意に負の影響をもつ。45～49 歳及び 55～59 歳の妻の場合は、65 歳以上の要介護者の存在は妻の就業確率に対して有意に負の影響をもつ。ただし、65 歳以上の要介護者の存在は、妻の年齢階級によって限界効果の符号や有意性にばらつきがあり、妻の就業確率に対する影響にはっきりした傾向は確認されない。
妻の労働市場参加の有無に対する夫の家事分担比率の限界効果（表 1－4）を見ると、やはり 25～29 歳の妻の場合に限界効果が相対的に大きくなるが、妻の就業の有無の場合のように突出してはいない。夫の家事分担比率の 1％ポイントの上昇によって 25～29 歳の妻の労働市場参加確率は 0.252％ポイント高まるが、30～34 歳の妻の場合でも 0.234％ポイント高
まり、両者の差は大きくない。35～39 歳の妻の場合では、夫の家事分担比率の 1％ポイントの上昇によって妻の労働市場参加確率は 0.147％ポイント上昇する。年齢階級を集計した 25～44 歳の妻の場合は、夫の家事分担比率の 1％ポイントの上昇によって妻の労働市場参加確率は 0.157％ポイント上昇する。
「社会生活基本調査」の母集団に復元する乗率で加重平均した限界効果を見ると、25～29
歳、30～34 歳及び 35～39 歳の妻の場合、夫の家事分担比率の 1％ポイントの上昇によって妻の労働市場参加確率はそれぞれ 0.265％ポイント、0.247％ポイント及び 0.159％ポイント高まる。25～44 歳の妻の場合は、夫の家事分担比率の 1％ポイントの上昇によって妻の労働市場参加確率は 0.170％ポイント上昇する。
妻の労働市場参加の有無で見ても、妻が 60 歳以上になると夫の家事分担比率の限界効果が有意ではなくなるか、あるいは有意に負の値で推定されるようになる。また、6 歳未満の子供の存在は、妻の年齢階級がいずれであっても、総じて妻の労働市場参加確率に対して有意に負の影響をもつ。

11

本研究のように妻の年齢による区分がなく、妻が 60 代であるとは限らないため比較は困難であるが、岩井（2001）によれば、60 代の夫の家事参加に対し、妻の就業は有意に正の影響をもつ。

－21－
労働政策研究・研修機構(JILPT)

資料シリーズNo.160

表 1－3 妻の就業の有無に対する限界効果（2011 年、プロビットモデル）
妻(全年齢）
妻(25～44歳）
夫の家事分担比率（％）(
年齢(
調査日に土日を含むか否か（土日ダミー）(
6歳未満の子供の有無(
65歳以上の要介護者の有無(
学歴ダミー
都道府県ダミー
サンプルサイズLog likelihood
LR chi2
Pseudo R2
夫の家事分担比率（％）（各観測値の限界効果を乗率で加重平均）

夫の家事分担比率（％）
年齢
調査日に土日を含むか否か（土日ダミー）
6歳未満の子供の有無
65歳以上の要介護者の有無
学歴ダミー
都道府県ダミー
サンプルサイズLog likelihood
LR chi2
Pseudo R2
夫の家事分担比率（％）（各観測値の限界効果を乗率で加重平均）(-0.00007
0.00011 )-0.01434
0.00017 )***
-0.00480
0.00484 )-0.33576
0.00536 )***
-0.00447
0.00768 )
yes
yes
48638
-29557.686
8031.00 ***0.1196-0.00007
0.00011 )妻(45～49歳）
0.00161(0.00039 )***
0.00683(0.00447 )-0.00493(
0.01433 )-0.21119(0.05973 )***
-0.06799(
0.02714 )**
yes
yes
4461
-2242.9408
193.78 ***0.04140.00178(0.00044 )***

(
(
(
(
(

(

0.002100.00023 )***
0.004380.00086 )***
-0.01409
0.00935 )-0.21216
0.00907 )***
-0.03848
0.02581 )
yes
yes
13402
-8102.453
1223.92 ***0.07020.002200.00024 )***

妻(50～54歳）
0.00105(
0.00036 )***
-0.01060(
0.00432 )**-0.02767(
0.01395 )**-0.42491(
0.27585 )0.00255(
0.01876 )
yes
yes
4850
-2621.725
106.63 ***0.01990.00109(
0.00037 )***

妻(25～29歳）
0.00352(0.00072 )***
0.01739(0.00982 )*-0.04768(
0.03023 )-0.20205(
0.02661 )***
0.18214(0.09584 )*
yes
yes
1383
-869.578
154.33 ***0.08150.00357(
0.00074 )***

妻(30～34歳）
0.00253(0.00047 )***
0.00746(
0.00627 )-0.01110(0.02100 )-0.20356(
0.01812 )***
-0.03789(
0.08185 )
yes
yes
2896
-1813.366
303.98 ***0.07730.00261(0.00049 )***

妻(35～39歳）
0.00214(0.00041 )***
-0.00129(
0.00507 )-0.00574(
0.01656 )-0.21783(
0.01448 )***
-0.05905(
0.04940 )
yes
yes
4404
-2664.364
449.82 ***0.07780.00224(0.00043 )***

妻(40～44歳）
0.00119(0.00038 ) ***0.00924(0.00463 ) **-0.01347(
0.01488 )-0.21328(
0.01959 ) ***-0.05483(
0.03381 )
yes
yes
4719
-2658.106
320.54 ***0.05690.00126(0.00041 ) ***妻(55～59歳）
0.00162(0.00034 )***
-0.02489(
0.00443 )***
-0.00701(
0.01469 )妻(60～64歳）
0.00025(0.00031 )-0.03084(
0.00427 )***
-0.00961(
0.01373 )

妻(65歳以上）-0.00174(
0.00017 )***
-0.01611(
0.00070 )***
-0.01792(
0.00836 )**妻(65～69歳）-0.00096(
0.00034 ) ***-0.02621(
0.00478 ) ***-0.01515(
0.01535 )-0.04599
0.01890 )**
yes
yes
5607
-3515.391
163.90 ***0.02280.00166(
0.00035 )***(

0.001930.01871 )
yes
yes
6900
-4692.732
174.05 ***0.01820.00025(0.00031 )(-0.04659
0.01202 )***
yes
yes
13127
-6823.222
875.60 ***0.0603-0.00168(
0.00017 )***(

-0.02031
0.02439 )
yes
yes
4712
-2888.993
177.11 **0.0297-0.00095(
0.00033 ) ***(注 1：限界効果の推定に当たり、復元乗率によるウェイト付けは行っていない。
注 2：括弧内は標準誤差を示している。***、**及び*は、それぞれ有意水準 1％、5％及び 10％で統計的に有意であることを示している。
注 3：妻（全年齢）には、16 歳以上 97 歳以下の妻が含まれる。また、妻（65 歳以上）には 70 歳以上の妻も含
まれる。

－22－
労働政策研究・研修機構(JILPT)

資料シリーズNo.160

表 1－4 妻の労働市場参加の有無に対する限界効果（2011 年、プロビットモデル）
妻(全年齢）
妻(25～44歳）
夫の家事分担比率（％）(
年齢(
調査日に土日を含むか否か（土日ダミー）(
6歳未満の子供の有無(
65歳以上の要介護者の有無(
学歴ダミー
都道府県ダミー
サンプルサイズLog likelihood
LR chi2
Pseudo R2
夫の家事分担比率（％）（各観測値の限界効果を乗率で加重平均）

夫の家事分担比率（％）
年齢
調査日に土日を含むか否か（土日ダミー）
6歳未満の子供の有無
65歳以上の要介護者の有無
学歴ダミー
都道府県ダミー
サンプルサイズLog likelihood
LRchi2
Pseudo R2
夫の家事分担比率（％）（各観測値の限界効果を乗率で加重平均）(-0.00027
0.00010 )***
-0.01640
0.00016 )***
-0.00295
0.00467 )-0.35236
0.00534 )***
-0.002560.00736 )
yes
yes
48638
-27798.424
10367.53 ***0.1572-0.00027
0.00010 )***

妻(45～49歳）
0.000990.00035 )***(
0.00233
0.00393 )(0.00450
0.01274 )(-0.11478
0.05351 )**(-0.04595
0.02409 )*
(
yes
yes
4461
-1847.3118
155.15 ***0.04030.00112(0.00040 )***

0.00157
0.00021 )***
0.004160.00080 )***
-0.01071
0.00865 )-0.20298
0.00857 )***
-0.00137
0.02398 )
yes
yes
13402
-7216.500
1249.10 ***0.07970.001700.00023 )***

妻(25～29歳）
0.00252(0.00070 )***
0.01592(
0.00938 )*-0.02439(
0.02903 )-0.17634(
0.02492 )***
0.25357(
0.06795 )***
yes
yes
1383
-809.318
160.74 ***0.09030.00265(0.00074 )***

妻(30～34歳）
0.00234(0.00046 )***
0.00923(0.00598 )-0.01722(
0.01989 )-0.19755(
0.01683 )***
-0.00629(
0.07890 )
yes
yes
2896
-1681.411
319.23 ***0.08670.00247(0.00049 )***

妻(35～39歳）
0.00147(0.00038 )***
-0.00192(
0.00477 )0.00229(0.01558 )-0.21825(
0.01376 )***
-0.00950(
0.04568 )
yes
yes
4404
-2412.265
475.35 ***0.08970.00159(0.00042 )***

妻(40～44歳）
0.00077(0.00034 ) **0.00488(0.00410 )-0.00949(
0.01309 )-0.18618(
0.01855 ) ***-0.02654(
0.03017 )
yes
yes
4719
-2199.539
288.01 ***0.06140.00085(0.00037 ) ***妻(50～54歳）
0.000760.00032 )**(-0.00874
0.00389 )**(-0.03121
0.01240 )**(妻(55～59歳）
0.001350.00033 )***(
-0.03065
0.00425 )***(
-0.00642
0.01411 )(妻(60～64歳）
0.00008
0.00031 )(-0.03763
0.00424 )***(
-0.00177
0.01369 )(妻(65歳以上）-0.00175
0.00017 )***(
-0.01766
0.00071 )***(
-0.01671
0.00846 )**(妻(65～69歳）-0.001050.00034 ) ***(-0.03013
0.00484 ) ***(-0.01646
0.01557 )(0.00165
0.01688 )
yes
yes
4850
-2242.916
101.81 ***0.02220.00079(0.00034 )**-0.05300
0.01838 )***
yes
yes
5607
-3315.266
188.75 ***0.02770.00139(0.00034 )***

(
(
(
(
(

(

(

(

0.006400.01865 )
yes
yes
6900
-4678.424
197.22 ***0.02060.00009(
0.00031 )(-0.04986
0.01220 )***
yes
yes
13127
-6954.630
955.04 ***0.0643-0.00171(
0.00017 )***(

-0.03057
0.02467 )
yes
yes
4712
-2955.667
182.49 ***0.0299-0.00104(0.00034 ) ***(注 1：限界効果の推定に当たり、復元乗率によるウェイト付けは行っていない。
注 2：括弧内は標準誤差を示している。***、**及び*は、それぞれ有意水準 1％、5％及び 10％で統計的に有意であることを示している。
注 3：妻（全年齢）には、16 歳以上 97 歳以下の妻が含まれる。また、妻（65 歳以上）には 70 歳以上の妻も含
まれる。

－23－
労働政策研究・研修機構(JILPT)

資料シリーズNo.160(2) 2006 年の推定結果
2011 年の推定結果と同様、25～29 歳の妻の場合における夫の家事分担比率の限界効果（表1－5）が相対的に高く、夫の家事分担比率（平均値は 15.980％）が 1％ポイント高まると、妻の就業確率は 0.296％ポイント上昇する。30～34 歳の妻の場合では、夫の家事分担比率（平均値は 14.585％）が 1％ポイント高くなると、妻の就業確率は 0.236％ポイント上昇する。
35～39 歳及び 40～44 歳の場合は夫の家事分担比率の限界効果が同程度であり、夫の家事分担比率（平均値は 12.645％及び 10.729％）が 1％ポイント高まると、妻の就業確率はそれぞれ 0.137％ポイント及び 0.138％ポイント上昇する。年齢階級を集計した妻が 25～44 歳の場
合では、夫の家事分担比率（平均値は 12.892％）が 1％ポイント高くなると、妻の就業確率は 0.185％ポイント上昇する。
「社会生活基本調査」の母集団に復元する乗率で加重平均した限界効果を見ると、25～29
歳及び 30～34 歳の妻の場合、夫の家事分担比率の 1％ポイントの上昇によって妻の就業確率はそれぞれ 0.299％ポイント及び 0.239％ポイント高まる。35～39 歳及び 40～44 の妻の場合は夫の家事分担比率の限界効果が同程度であり、夫の家事分担比率の 1％ポイントの上昇によって妻の就業確率はそれぞれ 0.143％ポイント及び 0.146％ポイント高まる。25～44
歳の妻の場合は、夫の家事分担比率の 1％ポイントの上昇によって妻の就業確率は 0.192％
ポイント上昇する。
妻の労働市場参加の有無に対する夫の家事分担比率の限界効果（表 1－6）を見ると、やはり 25～29 歳の妻の場合に限界効果が相対的に大きくなる。夫の家事分担比率の 1％ポイン
トの上昇によって 25～29 歳の妻の労働市場参加確率は 0.250％ポイント高まる。ついで夫の家事分担比率の限界効果が大きいのは 30～34 歳の妻の場合であり、夫の家事分担比率の 1％
ポイントの上昇によって妻の労働市場参加確率は 0.202％ポイント高まる。35～39 歳及び40～44 歳の妻の場合では、夫の家事分担比率の 1％ポイントの上昇によって妻の労働市場参
加確率はいずれも 0.112％ポイント上昇する。年齢階級を集計した 25～44 歳の妻の場合は、夫の家事分担比率の 1％ポイントの上昇によって妻の労働市場参加確率は 0.150％ポイント上昇する。
「社会生活基本調査」の母集団に復元する乗率で加重平均した限界効果を見ると、25～29
歳及び 30～34 歳の妻の場合、夫の家事分担比率の 1％ポイントの上昇によって妻の労働市
場参加確率はそれぞれ 0.258％ポイント及び 0.208％ポイント高まる。35～39 歳及び 40～44
歳の妻の場合、夫の家事分担比率の 1％ポイントの上昇によって妻の労働市場参加確率はそれぞれ 0.120％ポイント及び 0.121％ポイント高まる。25～44 歳の妻の場合は、夫の家事分担比率の 1％ポイントの上昇によって妻の労働市場参加確率は 0.160％ポイント上昇する。

－24－
労働政策研究・研修機構(JILPT)

資料シリーズNo.160

表 1－5 妻の就業の有無に対する限界効果（2006 年、プロビットモデル）
妻(全年齢）
妻(25～44歳）
夫の家事分担比率（％）(
年齢(
調査日に土日を含むか否か（土日ダミー）(
6歳未満の子供の有無(
65歳以上の要介護者の有無(
学歴ダミー
都道府県ダミー
サンプルサイズLog likelihood
LR chi2
Pseudo R2
夫の家事分担比率（％）（各観測値の限界効果を乗率で加重平均）

夫の家事分担比率（％）
年齢
調査日に土日を含むか否か（土日ダミー）
6歳未満の子供の有無
65歳以上の要介護者の有無
学歴ダミー
都道府県ダミー
サンプルサイズLog likelihood
LR chi2
Pseudo R2
夫の家事分担比率（％）（各観測値の限界効果を乗率で加重平均）(-0.00040
0.00011 )***
-0.01336
0.00018 )***
-0.00126
0.00486 )-0.35711
0.00539 )***
-0.03350
0.00866 )***
yes
yes
49491
-30599.411
6953.87 ***0.1020-0.00040
0.00011 )***

妻(45～49歳）
0.00126(0.00040 )***
-0.00237(
0.00419 )-0.01286(
0.01357 )-0.17006(
0.06114 )***
-0.04314(
0.02593 )*
yes
yes
4994
-2586.4123
192.55 ***0.03590.00136(0.00043 )***

(
(
(
(
(

(

0.001850.00024 )***
0.007100.00084 )***
-0.03471
0.00899 )***
-0.22898
0.00906 )***
-0.03461
0.02886 )
yes
yes
14268
-8620.170
1638.54 ***0.08680.001920.00025 )***

妻(50～54歳）
0.00123(0.00036 )***
-0.01717(
0.00414 )***
-0.01672(
0.01345 )-0.33133(0.24022 )-0.07940(
0.02178 )***
yes
yes
5510
-3039.634
242.92 ***0.03840.00130(0.00038 )***

妻(25～29歳）
0.00296(0.00066 )***
0.01284(0.00904 )-0.02934(
0.02832 )-0.18536(
0.02534 )***
-0.03484(
0.15228 )
yes
yes
1579
-996.984
192.93 ***0.08150.00299(0.00067 )***

妻(30～34歳）
0.00236(0.00047 )***
0.00194(
0.00581 )-0.05562(
0.01907 )***
-0.23493(
0.01628 )***
0.07810(0.07884 )
yes
yes
3575
-2256.040
428.20 ***0.08670.00239(0.00047 )***

妻(35～39歳）
0.00137(0.00043 )***
0.00774(
0.00481 )-0.04342(
0.01604 )***
-0.21928(
0.01464 )***
-0.05485(0.05225 )
yes
yes
4588
-2778.166
498.11 ***0.08230.00143(0.00045 )***

妻(40～44歳）
0.00138(0.00042 ) ***0.00001(
0.00472 )-0.01393(
0.01471 )-0.25736(
0.02339 ) ***-0.04752(
0.03851 )
yes
yes
4526
-2479.718
308.21 ***0.05850.00146(0.00045 ) ***妻(55～59歳）
0.00086(0.00030 )***
-0.02413(
0.00409 )***
-0.01160(
0.01316 )妻(60～64歳）
0.00022(0.00035 )-0.03269(
0.00486 )***
-0.00333(
0.01564 )妻(65歳以上）-0.00217(
0.00019 )***
-0.01474(
0.00079 )***
0.02293(0.00892 )**妻(65～69歳）-0.00178(0.00034 ) ***-0.008077(
0.00474 ) *0.01442(0.01536 )-0.05690
0.01947 )***
yes
yes
7109
-4580.591
200.01 ***0.02140.00088(
0.00031 )***(

-0.02695
0.02438 )
yes
yes
5236
-3516.459
185.61 ***0.02570.00022(0.00035 )(-0.07465
0.01352 )***
yes
yes
12032
-6635.373
789.32 ***0.0561-0.00205(
0.00018 )***(

-0.04698
0.02544 ) *
yes
yes
4799
-2993.820
166.79 **0.0271-0.00172(0.00033 ) ***(注 1：限界効果の推定に当たり、復元乗率によるウェイト付けは行っていない。
注 2：括弧内は標準誤差を示している。***、**及び*は、それぞれ有意水準 1％、5％及び 10％で統計的に有意であることを示している。
注 3：妻（全年齢）には、17 歳以上 96 歳以下の妻が含まれる。また、妻（65 歳以上）には 70 歳以上の妻も含
まれる。

－25－
労働政策研究・研修機構(JILPT)

資料シリーズNo.160

表 1－6 妻の労働市場参加の有無に対する限界効果（2006 年、プロビットモデル）
妻(全年齢）
妻(25～44歳）
夫の家事分担比率（％）(
年齢(
調査日に土日を含むか否か（土日ダミー）(
6歳未満の子供の有無(
65歳以上の要介護者の有無(
学歴ダミー
都道府県ダミー
サンプルサイズLog likelihood
LR chi2
Pseudo R2
夫の家事分担比率（％）（各観測値の限界効果を乗率で加重平均）

夫の家事分担比率（％）
年齢
調査日に土日を含むか否か（土日ダミー）
6歳未満の子供の有無
65歳以上の要介護者の有無
学歴ダミー
都道府県ダミー
サンプルサイズLog likelihood
LR chi2
Pseudo R2
夫の家事分担比率（％）（各観測値の限界効果を乗率で加重平均）(-0.00052
0.00011 )***
-0.01507
0.00017 )***
0.001650.00473 )-0.37389
0.00536 )***
-0.04083
0.00844 )***
yes
yes
49491
-29292.201
8513.17 ***0.1269-0.00052
0.00011 )***

妻(45～49歳）
0.000780.00036 )**(-0.00414
0.00382 )(-0.02214
0.01220 )*(-0.17895
0.05979 )***(
-0.04501
0.02411 )*
(
yes
yes
4994
-2248.271
208.94 ***0.04440.00084(
0.00039 )**

(
(
(
(
(

(

0.001500.00023 )***
0.005690.00080 )***
-0.02487
0.00856 )***
-0.23434
0.00878 )***
-0.06548
0.02858 )**
yes
yes
14268
-8002.119
1660.69 ***0.09400.00160
0.00024 )***

妻(50～54歳）
0.000790.00033 )**(-0.01601
0.00393 )***(
-0.01851
0.01268 )(-0.10805
0.24106 )(-0.07650
0.02092 )***
(
yes
yes
5510
-2800.450
232.84 ***0.03990.00085(0.00036 )**妻(25～29歳）
0.00250(0.00067 )***
-0.00279(
0.00901 )-0.01158(
0.02805 )-0.17626(
0.02469 )***
0.01161(0.15469 )
yes
yes
1579
-986.310
157.83 ***0.07410.00258(
0.00069 )***

妻(30～34歳）
0.00202(0.00046 )***
0.00145(0.00570 )-0.04081(
0.01863 )**-0.25098(
0.01562 )***
0.01042(0.07881 )
yes
yes
3575
-2183.787
459.45 ***0.09520.00208(
0.00048 )***

妻(35～39歳）
0.00112(0.00041 )***
0.00375(
0.00456 )-0.03692(
0.01510 )**-0.22466(
0.01408 )***
-0.09371(
0.05137 )*
yes
yes
4588
-2549.242
521.30 ***0.09280.00120(0.00044 )***

妻(40～44歳）
0.00112(0.00039 ) ***-0.00319(
0.00433 )-0.00747(
0.01354 )-0.25465(
0.02314 ) ***-0.06520(
0.03701 ) *
yes
yes
4526
-2177.042
297.03 ***0.06390.00121(0.00042 ) ***妻(55～59歳）
0.000810.00029 )***(
-0.02714
0.00399 )***(
-0.00812
0.01283 )(妻(60～64歳）
0.000130.00035 )(-0.03434
0.00486 )***(
0.00634
0.01565 )(妻(65歳以上）-0.00208
0.00019 )***(
-0.01639
0.00079 )***(
0.02297
0.00902 )**(妻(65～69歳）-0.00158
0.00035 ) ***(-0.01414
0.00480 ) ***(0.014240.01559 )(-0.06462
0.01922 )***
yes
yes
7109
-4414.608
225.36 ***0.02490.00083(0.00030 )***(

-0.05085
0.02436 )**
yes
yes
5236
-3519.746
213.75 ***0.02950.00012(0.00035 )(-0.06923
0.01388 )***
yes
yes
12032
-6739.241
822.41 ***0.0575-0.00197(
0.00018 )***(

-0.03987
0.02608 )
yes
yes
4799
-3055.964
157.69 ***0.0252-0.00154(
0.00034 ) ***(注 1：限界効果の推定に当たり、復元乗率によるウェイト付けは行っていない。
注 2：括弧内は標準誤差を示している。***、**及び*は、それぞれ有意水準 1％、5％及び 10％で統計的に有意であることを示している。
注 3：妻（全年齢）には、17 歳以上 96 歳以下の妻が含まれる。また、妻（65 歳以上）には 70 歳以上の妻も含
まれる。

－26－
労働政策研究・研修機構(JILPT)

資料シリーズNo.160

2. 操作変数法によるプロビットモデル
夫の家事分担比率を内生変数と想定し、2011 年のデータを用いて操作変数法によってプロ
ビットモデルを推定した結果が表 1－7 及び 1－8 である。夫の家事分担比率の操作変数には、夫のふだんの 1 週間の就業時間（「無業」＝0、「15 時間未満」＝1、「15～29 時間」＝2、「30～34 時間」＝3、「35～39 時間」＝4、「40～48 時間」＝5、「49～59 時間」＝6、「60 時間以上」＝7）、及び夫のふだんの健康状態（「良い、まあ良い」＝1、「あまり良くない、悪い」＝0）を選択している 12。
5 歳刻みの妻の年齢階級別の結果では、夫の家事分担比率を説明する 1 段階目の回帰式のF 値が低いため、弱操作変数の可能性がある。そこで、年齢階級について集計した妻が 25～
44 歳及び 30～44 歳の場合の結果を見ると、いずれも 1 段階目の回帰式の F 値が 10 以上であり、過剰識別検定で操作変数と誤差項に相関がないという帰無仮説が棄却されないため、夫のふだんの 1 週間の就業時間と夫のふだんの健康状態が適当な操作変数と判定できる。その上で、夫の家事分担比率の内生性の検定の結果を見ると、内生変数ではないという帰無仮説が棄却されず、夫の家事分担比率は外生変数であると判定される。この結果は、妻の就業の有無を被説明変数とした場合も妻の労働市場参加の有無を被説明変数とした場合も同様である。
5 歳刻みの妻の年齢階級別推定では適当な操作変数を発見できなかったため留保条件が残されるが、妻が 25～44 歳及び 30～44 歳の推定結果を根拠として、本研究では夫の家事分担
比率を外生変数として扱うこととする。したがって、前節で示した通常のプロビットモデル
による推定結果を採用する。

12

他にも、すべて夫に関して、勤務形態、年次有給休暇の取得日数、ふだんの片道の通勤時間、及び仕事からの1 年間の収入または収益（税込み）を操作変数の候補として推定を試みたが、いずれも夫の家事分担比率を説明する 1 段階目の回帰式の F 値が低く弱操作変数の可能性があったり、過剰識別検定で操作変数と誤差項に相関がないという帰無仮説を棄却してしまったりしたため採用していない。

－27－
労働政策研究・研修機構(JILPT)

資料シリーズNo.160

表 1－7 妻の就業の有無に関する推定結果（2011 年、操作変数プロビットモデル）
妻(全年齢）
妻(30～44歳）

妻(25～44歳）
妻(25～29歳）
1段階目の回帰（夫の家事分担比率（％））
ふだんの1週間の就業時間（夫）(
ふだんの健康状態（夫）(サンプルサイズ
F値
Aｄｊ R2
2段階目の回帰（妻の就業有無）
夫の家事分担比率（％）(
年齢(
調査日に土日を含むか否か（土日ダミー）(
6歳未満の子供の有無(
65歳以上の要介護者の有無(
学歴ダミー
都道府県ダミー
サンプルサイズLR chi2
Wald test of exogeneity： chi2
Test of overidentifying restrictions：
Amemiya-Lee-Newey minimum chi2

-1.46971
0.07207 )***
-0.02161
0.33628 )
31960
39.54 ***
0.0654-0.05429
0.00464 )***
-0.01811
0.00097 )***
0.431220.04328 )***
-0.60681
0.03325 )***
-0.05790
0.03701 )
yes
yes
31960
1219.73 ***248.07 ***

(
(

(
(
(
(
(

1.376

妻(45～49歳）
1段階目の回帰（夫の家事分担比率（％））
ふだんの1週間の就業時間（夫）(
ふだんの健康状態（夫）(サンプルサイズ
F値
Aｄｊ R2
2段階目の回帰（妻の就業有無）
夫の家事分担比率（％）(
年齢(
調査日に土日を含むか否か（土日ダミー）(
6歳未満の子供の有無(
65歳以上の要介護者の有無(
学歴ダミー
都道府県ダミー
サンプルサイズLR chi2
Wald test of exogeneity： chi2
Test of overidentifying restrictions：
Amemiya-Lee-Newey minimum chi2

-0.91353
0.22004 )***
-0.21617
0.84068 )
4024
4.70 ***
0.0507-0.04508
0.02479 )*0.017360.01936 )0.37179
0.19834 )*-0.53153
0.20808 )**-0.35279
0.11838 )***
yes
yes
4024
131.47 ***5.57 **
0.233

(
(

(
(
(

(

-1.35953
0.13899 )***
-0.06378
0.60333 )12265
21.63 ***
0.08890.00200
0.00768 )0.01097
0.00345 )***
0.00474
0.08259 )-0.59545
0.02912 )***
-0.10753
0.07881 )
yes
yes
12265
1030.02 ***
0.27

(
(

(
(
(
(
(

-2.07954
0.45073 )***
1.05367
1.96184 )
1266
2.65 ***
0.06800.00868
0.01502 )0.041100.02925 )-0.13717
0.16297 )-0.57251
0.08567 )***
0.574070.35538 )
yes
yes
1266
120.25 ***0.00

妻(30～34歳）

(
(

(
(
(
(
(

-1.29343
0.14625 )***
-0.16169
0.63499 )10999
20.09 ***
0.09150.00147
0.00860 )0.010420.00463 )**0.016960.09270 )-0.59809
0.03328 )***
-0.14121
0.08141 )*
yes
yes
10999
943.69 ***
0.23

0.140

1.740

0.000

妻(50～54歳）

妻(55～59歳）

妻(60～64歳）-1.37983
0.23301 )***
1.386100.89456 )
4220
4.75 ***
0.0483-0.02106
0.01364 )-0.03782
0.01609 )**0.07272
0.11677 )0.053540.07697 )
yes
yes
4220
88.65 ***
3.75 *
1.607

(
(

(
(
(

(

-1.44372
0.18986 )***
0.03692
0.88261 )4242
4.89 ***
0.0497-0.05375
0.01296 )***
-0.05729
0.01833 )***
0.337210.11105 )***

-0.071200.07716 )
yes
yes
4242
78.00 **
34.04 ***
0.000

(
(

(
(
(

(

-1.591300.16288 )***
-0.28634
0.91998 )
3841
4.90 ***
0.0547-0.06668
0.01060 )***
-0.00798
0.02050 )0.395080.08966 )***

-0.042100.08722 )
yes
yes
3841
86.83 ***
73.83 ***
1.168

(
(

(
(
(
(
(

-1.50825
0.33404 ) ***1.422431.49649 )2642
4.78 ***
0.07670.00472
0.01479 )0.021900.02181 )0.00503
0.16459 )-0.58413
0.05806 ) ***-0.08873
0.25074 )
yes
yes
2642
248.50 ***0.03

妻(35～39歳）

(
(

(
(
(
(
(

0.478

(

(
(
(

(

-1.33914
0.19598 ) ***-0.72042
1.03976 )3119
2.86 ***
0.0322-0.08902
0.01558 ) ***0.038700.01035 ) ***0.37671
0.11354 ) ***-0.03339
0.18798 )
yes
yes
3119
76.44 **
82.82 ***
7.494 ***

0.03494
0.01834 )*0.012700.01907 )-0.30648
0.19383 )-0.67194
0.06107 )***
-0.07143
0.16986 )
yes
yes
4037
338.17 ***2.83 *
0.002

妻(65歳以上）(-1.04145
0.23658 )***
0.91523
1.05253 )4037
7.55 ***
0.0861

妻(40～44歳）

(
(

(
(
(
(
(

-1.35918
0.22432 )***
-1.89126
0.93687 )**4320
7.92 ***
0.085-0.03280
0.01393 )**0.020800.01707 )0.342990.15083 )**-0.51380
0.07528 )***
-0.21376
0.11948 )*
yes
yes
4320
249.14 ***8.16 ***
0.361

妻(65～69歳）

(
(

(
(
(

(

-1.63288
0.24530 )***
-0.61870
1.40390 )1608
2.59 ***
0.0517-0.07942
0.01619 )***
-0.02624
0.03424 )
0.40158
0.14018 )***

-0.02629
0.22455 )
yes
yes
1608
77.92 **
51.06 ***
3.553 *

注 1：推定に当たり、復元乗率によるウェイト付けは行っていない。
注 2：括弧内は標準誤差を示している。***、**及び*は、それぞれ有意水準 1％、5％及び 10％で統計的に有意であることを示している。
注 3：妻（全年齢）には、16 歳以上 97 歳以下の妻が含まれる。また、妻（65 歳以上）には 70 歳以上の妻も含
まれる。

－28－
労働政策研究・研修機構(JILPT)

資料シリーズNo.160

表 1－8 妻の労働市場参加の有無に関する推定結果（2011 年、操作変数プロビットモデル）
妻(全年齢）
妻(30～44歳）

妻(25～44歳）
妻(25～29歳）
1段階目の回帰（夫の家事分担比率（％））
ふだんの1週間の就業時間（夫）(
ふだんの健康状態（夫）(サンプルサイズ
F値
Aｄｊ R2
2段階目の回帰（妻の労働市場参加有無）
夫の家事分担比率（％）(
年齢(
調査日に土日を含むか否か（土日ダミー）(
6歳未満の子供の有無(
65歳以上の要介護者の有無(
学歴ダミー
都道府県ダミー
サンプルサイズLR chi2
Wald test of exogeneity： chi2
Test of overidentifying restrictions：
Amemiya-Lee-Newey minimum chi2

-1.46971
0.07207 )***
-0.02161
0.33628 )
31960
39.54 ***
0.0654-0.05578
0.00474 )***
-0.02643
0.00101 )***
0.446410.04422 )-0.68985
0.03416 )***
-0.03995
0.03792 )
yes
yes
31960
1428.94 ***240.77 ***

(
(

(
(
(
(
(

4.795 **

妻(45～49歳）
1段階目の回帰（夫の家事分担比率（％））
ふだんの1週間の就業時間（夫）(
ふだんの健康状態（夫）(サンプルサイズ
F値
Aｄｊ R2
2段階目の回帰（妻の労働市場参加有無）
夫の家事分担比率（％）(
年齢(
調査日に土日を含むか否か（土日ダミー）(
6歳未満の子供の有無(
65歳以上の要介護者の有無(
学歴ダミー
都道府県ダミー
サンプルサイズLR chi2
Wald test of exogeneity： chi2
Test of overidentifying restrictions：
Amemiya-Lee-Newey minimum chi2

-0.91353
0.22004 )***
-0.21617
0.84068 )
4024
4.70 ***
0.0507-0.03454
0.02505 )0.00559
0.01961 )0.315500.20032 )-0.36147
0.20537 )*-0.29231
0.11849 )**
yes
yes
4024
118.36 ***2.78 *
0.002

(
(

(
(
(

(

-1.35953
0.13899 )***
-0.06378
0.60333 )12265
21.63 ***
0.08890.000220.00806 )0.011140.00362 )***
0.020700.08666 )-0.64473
0.03043 )***
-0.00938
0.08501 )
yes
yes
12265
1075.76 ***
0.36

(
(

(
(
(
(
(

-2.07954
0.45073 )***
1.05367
1.96184 )
1266
2.65 ***
0.06800.005140.01572 )0.047630.03025 )-0.07426
0.17092 )-0.58908
0.09037 )***
1.36357
0.58277 )**
yes
yes
1266
135.56 ***0.03

妻(30～34歳）

(
(

(
(
(
(
(

-1.29343
0.14625 )***
-0.16169
0.63499 )10999
20.09 ***
0.0915-0.00031
0.00905 )0.011430.00487 )**0.03455
0.09759 )-0.65031
0.03484 )***
-0.06643
0.08721 )
yes
yes
10999
993.12 ***
0.32

1.261

0.966

0.771

妻(50～54歳）

妻(55～59歳）

妻(60～64歳）-1.37983
0.23301 )***
1.386100.89456 )
4220
4.75 ***
0.0483-0.02398
0.01454 )*-0.03346
0.01714 )*0.057960.12467 )0.045930.08179 )
yes
yes
4220
88.06 ***
3.94 **

(
(

(
(
(

(

0.376

-1.44372
0.18986 )***
0.03692
0.88261 )4242
4.89 ***
0.0497-0.051250.01289 )***
-0.08177
0.01828 )***
0.338070.11046 )***

-0.08473
0.07648 )
yes
yes
4242
99.98 ***
28.86 ***
0.042

(
(

(
(
(

(

-1.591300.16288 )***
-0.28634
0.91998 )
3841
4.90 ***
0.0547-0.06012
0.01017 )***
-0.02994
0.01970 )0.379100.08608 )***

-0.03069
0.08378 )
yes
yes
3841
91.54 ***
59.32 ***
2.576

(
(

(
(
(
(
(

-1.50825
0.33404 ) ***1.422431.49649 )2642
4.78 ***
0.07670.00469
0.01533 )0.028620.02249 )0.00234
0.17039 )-0.64121
0.06152 ) ***0.05118
0.26829 )
yes
yes
2642
262.38 ***0.03

妻(35～39歳）

(
(

(
(
(
(
(

0.264

(

(
(
(

(

-1.33914
0.19598 ) ***-0.72042
1.03976 )3119
2.86 ***
0.0322-0.09030
0.01569 ) ***0.035670.01042 ) ***0.37992
0.11441 ) ***-0.03546
0.18954 )
yes
yes
3119
73.26 *
84.57 ***
7.868 ***

0.02449
0.01839 )0.00299
0.01919 )-0.19895
0.19441 )-0.72471
0.06131 )***
0.007230.17026 )
yes
yes
4037
382.16 ***
1.25
0.000

妻(65歳以上）(-1.04145
0.23658 )***
0.91523
1.05253 )4037
7.55 ***
0.0861

妻(40～44歳）

(
(

(
(
(
(
(

-1.35918
0.22432 )***
-1.89126
0.93687 )**4320
7.92 ***
0.085-0.02731
0.01449 )*0.008070.01780 )0.28555
0.15689 )*-0.54792
0.07647 )***
-0.14676
0.12551 )
yes
yes
4320
242.41 ***4.66 **
3.019 *

妻(65～69歳）

(
(

(
(
(

(

-1.63288
0.24530 )***
-0.61870
1.40390 )1608
2.59 ***
0.0517-0.07932
0.01606 )***
-0.03294
0.03397 )0.388120.13917 )***

-0.04458
0.22333 )
yes
yes
1608
75.45 **
49.72 ***
4.581 **

注 1：推定に当たり、復元乗率によるウェイト付けは行っていない。
注 2：括弧内は標準誤差を示している。***、**及び*は、それぞれ有意水準 1％、5％及び 10％で統計的に有意であることを示している。
注 3：妻（全年齢）には、16 歳以上 97 歳以下の妻が含まれる。また、妻（65 歳以上）には 70 歳以上の妻も含まれる。

3. 疑似パネルデータによる固定効果モデル
時間不変の個人固有の効果をコントロールするために、都道府県、年齢階級、学歴で区分されるコーホートの平均値から疑似パネルデータを 2006 年及び 2011 年について作成し、そ－29－
労働政策研究・研修機構(JILPT)

資料シリーズNo.160の完備パネルデータを用いて固定効果モデルを推定した結果が表 1－9 である。
本研究で注目している若年・壮年層は、転出入や婚姻状況の変化が多い年代であると推察され、疑似パネルデータで同一コーホートを追跡することは難しい 13。5 歳刻みの妻の年齢
階級別に推定された夫の家事分担比率のパラメータは不安定であり、妻が 30～34 歳の場合以外は概ね有意に推定されない。また、観測期間も短い。それゆえ、ここで示される推定結果は参考値として捉えていただきたいが、年齢階級について集計した妻が 30～34 歳の場合の結果を見ると、夫の家事分担比率が 1％ポイント上昇すると、妻の就業確率が 0.402％ポ
イント、妻の労働市場参加確率が 0.431％ポイント上昇する。この年齢階級においてのみ、夫の家事分担比率が妻の就業確率及び労働市場参加率に有意に正の影響をもつことが確認できる。

表 1－9 妻の就業及び労働市場参加確率に関する推定結果（2006～2011 年、固定効果モデル）
妻(全年齢）
妻(25～44歳）

妻の就業確率夫の家事分担比率（％）
調査日に土日を含むか否か（土日ダミー）
6歳未満の子供の有無
65歳以上の要介護者の有無
定数項
Number of obs
Number of groups
R-sq: within
R-sq: between
R-sq: overall
F test that all u_i=0:-0.00124(
0.00037 )***
0.00093(0.02008 )-0.35636(
0.03277 )***
-0.07287(
0.03994 )*0.59838(
0.01128 )***
4968
2676
0.05400.02260.0093F(2675, 2288) =3.81 ***
妻(全年齢）

調査日に土日を含むか否か（土日ダミー）
6歳未満の子供の有無
65歳以上の要介護者の有無
定数項
Number of obs
Number of groups
R-sq: within
R-sq: between
R-sq: overall
F test that all u_i=0:0.00084( 0.00073 )0.06620( 0.03717 ) *-0.34833( 0.03251 ) ***-0.08076( 0.16975 )
0.76351( 0.02071 ) ***1506
813
0.14820.05440.0951F(812, 689) =1.62 ***
妻(25～44歳）

妻の労働市場参加確率
夫の家事分担比率（％）

妻(30～44歳）
妻(25～29歳）-0.00043( 0.00114 )0.00815( 0.07782 )-0.43545( 0.07153 ) ***-0.34768( 0.41143 )
0.84436( 0.04107 ) ***315
190
0.24980.18570.2516F(189, 121) =1.95 ***-0.00131(
0.00035 )***
-0.01198(
0.01916 )-0.34158(
0.03126 )***
-0.07602(
0.03811 )**0.65027(0.01076 )***
4968
2676
0.05620.03650.017
F(2675, 2288) =4.55 ***

0.00134( 0.00093 )0.07748( 0.04273 ) *-0.32563( 0.03658 ) ***-0.02529( 0.18707 )
0.74034( 0.02388 ) ***1191
623
0.13400.01870.0573F(622, 564) =1.51 ***

妻(30～34歳）
0.00402( 0.00140 ) ***-0.05446( 0.07772 )-0.43046( 0.05565 ) ***0.29400( 0.37278 )0.81842( 0.03880 ) ***377
200
0.28890.09090.1873F(199, 173) =1.31 **

妻(35～39歳）-0.00241(0.00171 )0.15903(0.08479 ) *-0.27346(
0.07099 ) ***-0.04482(
0.33406 )0.72509(0.05081 ) ***402
211
0.09510.01290.0271F(210, 187) =1.52 ***

妻(40～44歳）
0.00214(0.00178 )0.10569(
0.06391 )-0.24309(
0.06434 )***
-0.07932(
0.28402 )0.68392(
0.03727 )***
412
212
0.09330.00070.0175F(211, 196) =1.69 ***

妻(30～34歳）
0.00431( 0.00122 ) ***0.00091( 0.06739 )-0.37063( 0.04825 ) ***0.15140( 0.32323 )
0.85520( 0.03364 ) ***377
200
0.29800.04520.1332F(199, 173) =1.53 ***

妻(35～39歳）-0.00350(
0.00162 ) **0.20073(0.08061 ) **-0.29888(
0.06749 ) ***-0.04896(
0.31760 )0.79391(0.04831 ) ***402
211
0.13330.0076
0.0314F(210, 187) =1.42 ***

妻(40～44歳）
0.00000(
0.00163 )0.08236(0.05847 )-0.23727(
0.05886 )***
-0.00019(
0.25983 )0.79114(0.03409 )***
412
212
0.08800.00750.0371F(211, 196) =1.48 ***

妻(30～44歳）

0.00041( 0.00066 )0.04721( 0.03371 )-0.33162( 0.02948 ) ***0.02932( 0.15393 )
0.85054( 0.01878 ) ***1506
813
0.15910.07470.1165F(812, 689) =1.44 ***

妻(25～29歳）-0.00073( 0.00093 )-0.14113( 0.06322 ) **-0.43150( 0.05812 ) ***0.27065( 0.33427 )0.99906( 0.03337 ) ***315
190
0.36740.22100.3351
F(189, 121) =1.50 ***

0.00064( 0.00085 )0.09525( 0.03912 ) **-0.30460( 0.03349 ) ***-0.00483( 0.17125 )0.80977( 0.02186 ) ***1191
623
0.13930.01940.0594F(622, 564) =1.46 ***

注 1：推定に当たり、復元乗率によるウェイト付けは行っていない。
注 2：括弧内は標準誤差を示している。***、**及び*は、それぞれ有意水準 1％、5％及び 10％で統計的に有意であることを示している。

13

市町村別、都道府県別の人口移動、及び婚姻状況の変化については、付属資料 1 を参照されたい。

－30－
労働政策研究・研修機構(JILPT)

資料シリーズNo.160

第6節

若干の考察

第 5 節 1.の推定結果に基づき、2006～2011 年の 2 時点間の変化を概観する。2 時点に共通する推定結果を見ると、妻の就業の有無、あるいは労働市場参加の有無に対する夫の家事分担比率の限界効果は、妻が 25～29 歳の場合にもっとも大きく、ついで妻の 30～34 歳の場
合に大きくなる。2 時点で異なる結果として、2006 年では、妻が 35～39 歳の場合の限界効
果が 30～34 歳の場合よりも小さくなり、40～44 歳の場合と同程度になる。一方、2011 年
では、妻が 35～39 歳の場合の限界効果は、30～34 歳の場合と同程度であり、40～44 歳の場合では小さくなる。2 時点で異なる傾向は、晩婚化や出産の高齢化に加え、世代固有のコーホート効果の影響があると推察される。
妻が 45 歳以上の場合における夫の家事分担比率の限界効果においても、コーホート効果の存在を窺わせる。妻が 45 歳以上の場合において限界効果が相対的に大きいのは、2006 年
では 50～54 歳であり、2011 年では 55～59 歳である。2011 年に 55～59 歳である妻は、2006
年には 50～54 歳であり、限界効果が相対的に高い年齢階級は同一コーホートである。
本研究で推定された 2006 年における 25～44 歳の妻の就業の有無に対する夫の家事分担比率の限界効果を、ほぼ同時期（2006 年 3 月）に実施された内閣府の調査に基づく労働政策
研究・研修機構（2008）と比較すると、夫の家事分担比率の 1％ポイント上昇によって妻の就業確率が前者では 0.212％ポイント高まるのに対し、後者では 0.489％ポイント高まり、両者には 2 倍以上の差がある。2011 年では、夫の家事分担比率の 1％ポイント上昇によって妻の就業確率が 0.220％ポイント高まり、2006 年の水準よりは高くなるが、それでも依然として労働政策研究・研修機構（2008）とは 2 倍以上の差が残される。本研究の推定結果と労働政策研究・研修機構（2008）との違いは、1)前者の 25～44 歳の妻のサンプルサイズが 11578（2006 年）であるのに対し、後者は 2214 であること、2)前者の夫の家事分担比率は調査日2 日間の平均値であるのに対し、後者はふだんの家事分担比率を 0％～100％の 10％刻みの11 カテゴリーで回答したものであること、3)本研究の方が説明変数に使用したコントロール
変数が多いこと等に起因すると考えられるが、慎重な検討が必要であろう。

第7節

おわりに

本研究において「社会生活基本調査」の個票データを用いて妻の就業の有無、及び労働市場参加の有無に対する夫の家事分担比率の限界効果を推定した結果、妻の年齢階級によって限界効果が異なり、また 2006～2011 年の 2 時点であっても時間の経過とともに限界効果の大きさは変化している。
労働力需給モデル（労働政策研究・研修機構(2013)）を構成する有配偶女性の労働力率関
数では、女性の M 字カーブ対策として夫による家事分担が説明変数になっており、本研究の分析は、今後の労働力率関数の検討に資するものである。これまでの労働力需給モデルではいずれの 5 歳刻みの年齢階級でも共通のパラメータが活用されてきたが、妻の年齢階級によ－31－
労働政策研究・研修機構(JILPT)

資料シリーズNo.160って夫の家事分担比率の限界効果が異なることを鑑みて、年齢階級ごとに異なるパラメータの活用が検討されるべきであろう。また、夫の家事分担比率の限界効果は経年変化することから、より近時点のデータを用いて推定されたパラメータの活用も考慮するべきである。

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労働政策研究・研修機構(JILPT)

資料シリーズNo.160

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------------（2004）「男性の家事参加―家事参加を規定する要因―」渡辺秀樹・稲葉昭英・嶋﨑尚子編『現代家族の構造と変容－全国家族調査[NFRJ98]による計量分析』8 章「男性の家事・育児参加」Ⅰ、pp.175-189、東京大学出版会.
------------（2005）「男性の家事・育児参加と女性の就業促進」橘木俊詔編著『現代女性の労働・結婚・子育て―少子化時代の女性活用政策―』第 4 章、pp.127-146、ミネル
ヴァ書房.
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全国家族調査委員会.

------------（2006b）「近年における父親の家事・育児参加の水準と規定要因の変化」『季刊家計経済研究』71、p.45-54.
松田茂樹・鈴木征男（2002）「夫婦の労働時間と家事時間の関係」『家族社会学研究』、13(2)、pp.73-84.
水落正明（2006）「父親の育児参加と家計の時間配分」『季刊家計経済研究』、71、pp.55-63.
山上俊彦（1999）「出産･育児と女性就業の両立可能性について」『季刊社会保障研究』、35(1)、pp.52-64.
労働政策研究・研修機構（2008）『労働力需給の推計－労働力需給モデル（2007 年版）による将来推計－』JILPT 資料シリーズ No.34.
--------------------------------（2013）『労働力需給の推計－労働力需給モデル（2013 年版）によ－34－
労働政策研究・研修機構(JILPT)

資料シリーズNo.160

る政策シミュレーション－』JILPT 資料シリーズ No.129.

補論

説明変数の追加による夫の家事分担比率の限界効果の変化

本文では説明変数の内生性や説明変数間の相関を考慮した回帰モデルを想定し、妻の就業確率や労働市場参加確率に対する夫の家事分担比率の限界効果を推定したが、ここでは説明
変数を追加することによって限界効果がどの程度変化するかを確認する。追加する説明変数
は、夫婦の家事時間の合計値（1 日平均、単位：分）、及び三世代同居を示すダミー変数である。後者は、夫の両親、男親あるいは女親、夫婦及び子という三世代が同居している場合に1 をとる夫の親三世代同居ダミー、及び妻の両親、男親あるいは女親、夫婦及び子という三世代が同居している場合に 1 をとる妻の親三世代同居ダミーを用意している。したがって、三世代同居ダミーの基準となるのは、三世代同居ではない場合である。説明変数を追加し、
第 5 節の 1.と同様に通常のプロビットモデルで限界効果を推定したもの（追加ケースと呼ぶ）
が表 1－10～1－13 である。
追加した説明変数について、妻の就業確率及び労働市場参加確率に対する限界効果を見ると、夫婦の 1 日の家事時間合計はいずれの年齢階級においても有意に負の値である。また、三世代同居ダミーの限界効果は、とりわけ夫の親と同居する場合で有意に正の値となる傾向がある。追加した説明変数には内生性や多重共線性などの問題が残されるが、これらの説明
変数を追加する前と比較して、妻の就業や労働市場参加の有無に対する夫の家事分担比率の限界効果が大きくなる傾向がある。

－35－
労働政策研究・研修機構(JILPT)

資料シリーズNo.160

表 1－10 妻の就業の有無に対する限界効果（2011 年、プロビットモデル（追加ケース））
妻(全年齢）
妻(25～44歳）
夫の家事分担比率（％）(
夫婦の1日の家事時間合計（分）(
夫の親と三世代同居(
妻の親と三世代同居(
年齢(
調査日に土日を含むか否か（土日ダミー）(
6歳未満の子供の有無(
65歳以上の要介護人の有無(
学歴ダミー
都道府県ダミー
サンプルサイズLog likelihood
LR chi2
Pseudo R2

夫の家事分担比率（％）(
夫婦の1日の家事時間合計（分）(
夫の親と三世代同居(
妻の親と三世代同居(
年齢(
調査日に土日を含むか否か（土日ダミー）(
6歳未満の子供の有無(
65歳以上の要介護人の有無(
学歴ダミー
都道府県ダミー
サンプルサイズLog likelihood
LR chi2
Pseudo R2

0.000820.00010 )-0.00067
0.00001 )***
0.11665
0.00650 )***
0.066130.01533 )***
-0.01404
0.00016 )***
0.00379
0.00468 )-0.22769
0.00659 )***
0.02900
0.00738 )***
yes
yes
48638
-27556.344
12033.68 ***0.1792

妻(45～49歳）
0.002900.00041 )***
-0.00066
0.00003 )***
0.08982
0.01410 )***
0.079430.03556 )**0.00394
0.00425 )0.00975
0.01415 )-0.08023
0.05115 )-0.03782
0.02475 )
yes
yes
4461
-2044.437
590.79 ***0.1262

(
(
(
(
(
(
(
(

(
(
(
(
(
(
(
(

0.003220.00023 ) ***-0.00061
0.00002 ) ***0.11358
0.01150 ) ***0.03305
0.03391 )0.005130.00083 ) ***0.00100
0.00911 )-0.08181
0.00949 ) ***-0.03094
0.02470 )
yes
yes
13402
-7499.640
2429.54 ***0.1394

妻(50～54歳）
0.001690.00035 ) ***-0.00076
0.00003 ) ***0.11300
0.01384 ) ***0.05653
0.03241 ) *-0.01076
0.00407 ) ***-0.00188
0.01380 )-0.42313
0.26600 )0.036220.01692 ) **
yes
yes
4850
-2365.145
619.79 ***0.1158

(
(
(
(
(
(
(
(

(
(
(
(
(
(

(

妻(25～29歳）
0.004740.00071 ) ***-0.00072
0.00005 ) ***0.088780.04472 ) **0.05766
0.13447 )0.017100.00924 ) *-0.02661
0.02885 )-0.02730
0.02986 )0.18123
0.09207 ) **
yes
yes
1383
-785.445
322.60 ***0.1704妻(30～34歳）
0.00360(
0.00047 ) ***-0.00060(
0.00003 ) ***0.10400(
0.02918 ) ***0.03121(0.09696 )0.00959(
0.00600 )0.00838(0.02038 )-0.06647(
0.02031 ) ***-0.04062(
0.07677 )
yes
yes
2896
-1677.916
574.88 ***0.1463

妻(35～39歳）
0.00345(0.00041 )***
-0.00057(
0.00003 )***
0.15213(0.01973 )***
0.03037(
0.06572 )-0.00325(
0.00485 )0.00792(
0.01618 )-0.10983(
0.01540 )***
-0.05260(
0.04843 )
yes
yes
4404
-2475.185
828.18 ***0.1433

妻(40～44歳）
0.00210(0.00038 ) ***-0.00064(
0.00003 ) ***0.08832(
0.01677 ) ***0.02391(
0.04387 )0.00995(
0.00442 ) **-0.00053(
0.01457 )-0.07852(
0.01862 ) ***-0.04635(
0.03212 )
yes
yes
4719
-2455.525
725.7 ***
0.1287

妻(55～59歳）
0.00257
0.00034 ) ***-0.00085
0.00003 ) ***0.10351
0.01883 ) ***0.06378
0.03811 ) *-0.02105
0.00420 ) ***-0.00048
0.01409 )妻(60～64歳）
0.00153(0.00030 ) ***-0.00090(
0.00003 ) ***0.09717(0.02191 ) ***0.08400(
0.04346 ) *-0.03094(
0.00406 ) ***-0.00464(
0.01312 )妻(65歳以上）-0.00097(
0.00016 )***
-0.00055(
0.00002 )***
0.07652(
0.01375 )***
-0.00035(
0.02871 )-0.01763(
0.00068 )***
-0.02338(
0.00819 )***

妻(65～69歳）
0.00014(0.00033 )-0.00070(
0.00004 ) ***0.07643(0.02898 ) ***0.00372(
0.05291 )-0.02680(
0.00461 ) ***-0.01550(
0.01487 )-0.00012
0.01762 )
yes
yes
5607
-3204.787
785.11 ***0.1091(

0.06257
0.01799 ) ***
yes
yes
6900
-4339.044
881.43 ***0.0922(-0.011250.01276 )
yes
yes
13127
-6469.021
1584.00 ***0.1091(0.03257
0.02513 )
yes
yes
4712
-2726.543
502.01 ***0.0843

注 1：限界効果の推定に当たり、復元乗率によるウェイト付けは行っていない。
注 2：括弧内は標準誤差を示している。***、**及び*は、それぞれ有意水準 1％、5％及び 10％で統計的に有意であることを示している。
注 3：妻（65 歳以上）には 70 歳以上の妻も含まれる。

－36－
労働政策研究・研修機構(JILPT)

資料シリーズNo.160

表 1－11 妻の労働市場参加の有無に対する限界効果（2011 年、プロビットモデル（追加ケース））
妻(全年齢）
妻(25～44歳）
夫の家事分担比率（％）(
夫婦の1日の家事時間合計（分）(
夫の親と三世代同居(
妻の親と三世代同居(
年齢(
調査日に土日を含むか否か（土日ダミー）(
6歳未満の子供の有無(
65歳以上の要介護人の有無(
学歴ダミー
都道府県ダミー
サンプルサイズLog likelihood
LR chi2
Pseudo R2

夫の家事分担比率（％）(
夫婦の1日の家事時間合計（分）(
夫の親と三世代同居(
妻の親と三世代同居(
年齢(
調査日に土日を含むか否か（土日ダミー）(
6歳未満の子供の有無(
65歳以上の要介護人の有無(
学歴ダミー
都道府県ダミー
サンプルサイズLog likelihood
LRchi2
Pseudo R2

0.000530.00010 )***
-0.00058
0.00001 )***
0.09799
0.00631 )***
0.057270.01481 )***
-0.01616
0.00015 )***
0.00334
0.00454 )-0.25648
0.00644 )***
0.027640.00706 )***
yes
yes
48638
-26194.105
13576.17 ***0.2058妻(45～49歳）
0.00200
0.00037 )***
-0.00049
0.00003 )***
0.057400.01264 )***
0.04101
0.03329 )0.00051
0.00378 )0.016130.01274 )-0.01767
0.04060 )-0.02165
0.02169 )
yes
yes
4461
-1707.021
435.73 ***0.11320.002530.00022 )***
-0.00047
0.00002 )***
0.08966
0.01063 )***
0.046440.03130 )0.00466
0.00077 )***
-0.00089
0.00852 )-0.09871
0.00899 )***
0.004700.02301 )
yes
yes
13402
-6787.369
2107.36 ***0.1344妻(25～29歳）
0.00360(
0.00070 )***
-0.00056(
0.00005 )***
0.07696(0.04210 )*0.16005(
0.11232 )0.01522(0.00896 )*-0.00820(
0.02817 )-0.04564(
0.02894 )0.25206(
0.06778 )***
yes
yes
1383
-751.234
276.9 ***
0.1556

妻(50～54歳）
0.001210.00032 )***(
-0.00055(
0.00003 )***
0.07834(
0.01281 )***
0.03654(0.03007 )-0.00866
0.00374 )**(-0.01413
0.01248 )**(妻(55～59歳）
0.002230.00033 )***(
-0.00077(
0.00003 )***
0.08973(
0.01804 )***
0.05780(
0.03602 )-0.02720
0.00405 )***(
-0.00262
0.01360 )
(

(
(
(
(
(
(
(
(

(

0.026890.01535 )*
yes
yes
4850
-2077.972
431.70 ***0.0941(-0.00986
0.01710 )
yes
yes
5607
-3041.539
736.2 ***
0.1080

(
(
(
(
(
(
(
(

(
(
(
(
(
(

(

妻(30～34歳）
0.003410.00048 )***
-0.00049
0.00003 )***
0.071270.02797 )**0.118100.08327 )0.01073
0.00576 )*-0.00370
0.01953 )-0.08688
0.01944 )***
0.00383
0.07591 )
yes
yes
2896
-1580.506
521.04 ***0.1415妻(60～64歳）
0.001290.00030 )***
-0.00083
0.00003 )***
0.078210.02195 )***
0.06837
0.04326 )-0.03790
0.00406 )***
0.00225
0.01317 )0.063890.01784 )***
yes
yes
6900
-4375.260
803.55 ***0.0841

(
(
(
(
(
(
(
(

(
(
(
(
(
(

(

妻(35～39歳）
0.002560.00039 ) ***-0.00046
0.00003 ) ***0.14138
0.01785 ) ***0.04106
0.06182 )-0.00339
0.00460 )0.01168
0.01532 )-0.12910
0.01473 ) ***-0.00312
0.04428 )
yes
yes
4404
-2265.633
768.61 ***0.1450

妻(65歳以上）-0.00099
0.00016 ) ***-0.00055
0.00002 ) ***0.07378
0.01385 ) ***-0.00258
0.02904 )-0.01918
0.00068 ) ***-0.02221
0.00829 ) ***-0.01421
0.01290 )
yes
yes
13127
-6609.446
1645.41 ***0.1107

(
(
(
(
(
(
(
(

(
(
(
(
(
(

(

妻(40～44歳）
0.001510.00035 ) **-0.00046
0.00003 ) ***0.052480.01510 ) ***-0.00003
0.04092 )0.00561
0.00396 )-0.00191
0.01295 )-0.07964
0.01697 ) ***-0.02000
0.02875 )
yes
yes
4719
-2063.755
559.58 ***0.1194

妻(65～69歳）
0.00006
0.00033 )-0.00069
0.00004 ) ***0.072090.02920 ) **-0.02114
0.05285 )-0.03086
0.00469 ) ***-0.01708
0.01511 )0.021880.02534 )
yes
yes
4712
-2800.925
491.98 ***0.0807

注 1：限界効果の推定に当たり、復元乗率によるウェイト付けは行っていない。
注 2：括弧内は標準誤差を示している。***、**及び*は、それぞれ有意水準 1％、5％及び 10％で統計的に有意であることを示している。
注 3：妻（65 歳以上）には 70 歳以上の妻も含まれる。

－37－
労働政策研究・研修機構(JILPT)

資料シリーズNo.160

表 1－12 妻の就業の有無に対する限界効果（2006 年、プロビットモデル（追加ケース））
妻(全年齢）
妻(25～44歳）
夫の家事分担比率（％）(
夫婦の1日の家事時間合計（分）(
夫の親と三世代同居(
妻の親と三世代同居(
年齢(
調査日に土日を含むか否か（土日ダミー）(
6歳未満の子供の有無(
65歳以上の要介護人の有無(
学歴ダミー
都道府県ダミー
サンプルサイズLog likelihood
LR chi2
Pseudo R2

夫の家事分担比率（％）(
夫婦の1日の家事時間合計（分）(
夫の親と三世代同居(
妻の親と三世代同居(
年齢(
調査日に土日を含むか否か（土日ダミー）(
6歳未満の子供の有無(
65歳以上の要介護人の有無(
学歴ダミー
都道府県ダミー
サンプルサイズLog likelihood
LR chi2
Pseudo R2

0.000700.00011 ) ***-0.00072
0.00001 ) ***0.108220.00594 ) ***0.085190.01497 ) ***-0.01313
0.00017 ) ***0.012020.00468 ) **-0.25724
0.00648 ) ***0.00665
0.00827 )
yes
yes
49491
-28318.597
11515.50 ***0.1690妻(45～49歳）
0.002460.00040 ) ***-0.00072
0.00003 ) ***0.10958
0.01245 ) ***0.14892
0.02478 ) ***-0.00645
0.00395 )0.01268
0.01344 )-0.04800
0.05016 )-0.01620
0.02341 )
yes
yes
4994
-2316.001
733.37 ***0.1367

(
(
(
(
(
(
(
(

0.003250.00024 )***
-0.00067
0.00002 )***
0.10855
0.01018 )***
0.09004
0.03198 )***
0.007530.00080 )***
-0.01551
0.00874 )*-0.101520.00930 )***
-0.00906
0.02656 )
yes
yes
14268
-7895.500
3087.88 ***0.1636

妻(50～54歳）
0.00201(
0.00035 )***
-0.00077(
0.00003 )***
0.11115(0.01400 )***
0.02686(
0.03421 )-0.01505(
0.00392 )***
0.00945(0.01323 )-0.38256(
0.24877 )-0.03651(
0.01986 )*
yes
yes
5510
-2739.490
843.21 ***0.1334妻(25～29歳）
0.00447(0.00066 )***
-0.00070(
0.00005 )***
0.14828(0.03995 )***

0.01004
0.00856 )-0.01959
0.02699 )-0.04465
0.02739 )-0.001730.14577 )
yes
yes
1579
-907.098
372.70 ***0.1704妻(30～34歳）
0.00357(
0.00045 ) ***-0.00070(
0.00003 ) ***0.11720(0.02492 ) ***0.09038(
0.09509 )0.00281(0.00549 )-0.03761(
0.01837 ) **-0.10079(
0.01767 ) ***0.07338(0.07053 )
yes
yes
3575
-2043.540
853.20 ***0.1727

妻(55～59歳）
0.002020.00029 )***
-0.00090
0.00003 )***
0.084280.01785 )***
0.083220.03731 )**-0.02125
0.00387 )***
0.012400.01267 )妻(60～64歳）
0.00195(
0.00034 ) ***-0.00089(
0.00003 ) ***0.11585(0.02721 ) ***-0.05526(
0.05392 )-0.03054(
0.00462 ) ***-0.00352(
0.01492 )

(
(
(
(

(
(
(
(
(
(

(

0.00246
0.01803 )
yes
yes
7109
-4163.982
1033.23 ***0.1104(0.04386
0.02399 ) *
yes
yes
5236
-3240.119
738.29 ***0.1023

(
(
(
(
(
(
(
(

(
(
(
(
(
(

(

妻(35～39歳）
0.002810.00043 )***
-0.00067
0.00003 )***
0.13456
0.01712 )***
0.10554
0.05644 )*0.00826
0.00458 )*-0.02364
0.01568 )-0.11098
0.01504 )***
-0.03610
0.04859 )
yes
yes
4588
-2551.666
951.11 ***0.1571

妻(65歳以上）-0.00121
0.00018 )***
-0.00059
0.00002 )***
0.05451
0.01221 )***
0.039310.02972 )-0.01616
0.00076 )***
0.017140.00875 )*-0.03648
0.01442 )**
yes
yes
12032
-6278.208
1503.65 ***0.1069

(
(
(
(
(
(
(
(

(
(
(
(
(
(

(

妻(40～44歳）
0.00291
0.00044 )***
-0.00065
0.00003 )***
0.07467
0.01493 )***
0.06386
0.03801 )*0.000430.00450 )0.006690.01453 )-0.12417
0.02252 )***
-0.01147
0.03481 )
yes
yes
4526
-2281.104
705.43 ***0.1339妻(65～69歳）-0.00031
0.00033 )-0.00075
0.00004 )***
0.06204
0.02328 )***
0.057270.05071 )-0.00847
0.00456 )*0.008110.01489 )0.01146
0.02677 )
yes
yes
4799
-2797.584
559.27 ***0.0909

注 1：限界効果の推定に当たり、復元乗率によるウェイト付けは行っていない。
注 2：括弧内は標準誤差を示している。***、**及び*は、それぞれ有意水準 1％、5％及び 10％で統計的に有意であることを示している。
注 3：妻（65 歳以上）には 70 歳以上の妻も含まれる。

－38－
労働政策研究・研修機構(JILPT)

資料シリーズNo.160

表 1－13 妻の労働市場参加の有無に対する限界効果（2006 年、プロビットモデル（追加ケース））
妻(全年齢）
妻(25～44歳）
夫の家事分担比率（％）(
夫婦の1日の家事時間合計（分）(
夫の親と三世代同居(
妻の親と三世代同居(
年齢(
調査日に土日を含むか否か（土日ダミー）(
6歳未満の子供の有無(
65歳以上の要介護人の有無(
学歴ダミー
都道府県ダミー
サンプルサイズLog likelihood
LR chi2
Pseudo R2

夫の家事分担比率（％）(
夫婦の1日の家事時間合計（分）(
夫の親と三世代同居(
妻の親と三世代同居(
年齢(
調査日に土日を含むか否か（土日ダミー）(
6歳未満の子供の有無(
65歳以上の要介護人の有無(
学歴ダミー
都道府県ダミー
サンプルサイズLog likelihood
LR chi2
Pseudo R2

0.000490.00010 )***
-0.00064
0.00001 )***
0.096420.00582 )***
0.06494
0.01466 )***
-0.014850.00016 )***
0.012140.00460 )***
-0.28326
0.00636 )***
-0.00436
0.00807 )
yes
yes
49491
-27397.623
12302.33 ***0.1833

妻(45～49歳）
0.001740.00037 )***
-0.00058
0.00003 )***
0.08605
0.01140 )***
0.10799
0.02348 )***
-0.00755
0.00364 )**-0.00236
0.01225 )-0.06810
0.04807 )-0.02449
0.02182 )
yes
yes
4994
-2042.557
620.37 ***0.1318

(
(
(
(
(
(
(
(

(
(
(
(
(
(
(
(

0.002710.00023 )***
-0.00056
0.00002 )***
0.09035
0.00973 )***
0.05752
0.03121 )*0.00606
0.00078 )***
-0.01133
0.00841 )-0.12530
0.00910 )***
-0.04439
0.02657 )*
yes
yes
14268
-7454.013
2756.90 ***0.1561

妻(50～54歳）
0.001430.00033 )***
-0.00066
0.00003 )***
0.09674
0.01325 )***
0.02886
0.03189 )-0.01406
0.00375 )***
0.003900.01259 )-0.10081
0.25109 )-0.03905
0.01910 )**
yes
yes
5510
-2551.747
730.25 ***0.1252

妻(25～29歳）
0.00388(
0.00067 )***
-0.00063(
0.00005 )***
0.11524(0.03914 )***

(
(
(
(

-0.00503
0.00862 )-0.00390
0.02702 )-0.05055
0.02755 )*0.044760.14424 )
yes
yes
1579
-914.786
300.88 ***0.1412

(
(
(
(

(
(
(
(
(
(

妻(55～59歳）
0.001920.00029 )***
-0.00082
0.00003 )***
0.07555
0.01744 )***
0.062540.03685 )*-0.02439
0.00379 )***
0.012850.01244 )(-0.00792
0.01778 )***
yes
yes
7109
-4048.863
956.85 ***0.1057

(
(
(
(

(
(
(
(
(
(

(

妻(30～34歳）
0.003120.00046 )***
-0.00060
0.00003 )***
0.10995
0.02423 )***
0.11400
0.09021 )0.00185
0.00546 )-0.02911
0.01813 )-0.13810
0.01749 )***
0.005960.07191 )
yes
yes
3575
-2019.549
787.92 ***0.1632

妻(60～64歳）
0.001790.00035 )***
-0.00084
0.00004 )***
0.107810.02721 )***
-0.07191
0.05436 )-0.03234
0.00464 )***
0.00558
0.01502 )0.01606
0.02410 )
yes
yes
5236
-3275.310
702.63 ***0.0969

(
(
(
(
(
(
(
(

(
(
(
(
(
(

(

妻(35～39歳）
0.002390.00042 )***
-0.00055
0.00003 )***
0.10223
0.01630 )***
0.081810.05333 )0.004090.00439 )-0.02404
0.01491 )-0.131720.01460 )***
-0.07801
0.04823 )
yes
yes
4588
-2380.627
858.53 ***0.1528

妻(65歳以上）-0.00114
0.00018 )***
-0.00057
0.00002 )***
0.05375
0.01234 )***
0.034540.02991 )-0.01781
0.00077 )***
0.01700
0.00886 )*-0.031300.01471 )**
yes
yes
12032
-6407.853
1485.19 ***0.1039

(
(
(
(
(
(
(
(

(
(
(
(
(
(

(

妻(40～44歳）
0.002390.00041 )***
-0.00052
0.00003 )***
0.061070.01374 )***
0.01453
0.03754 )-0.00272
0.00418 )0.00799
0.01354 )-0.13660
0.02184 )***
-0.03447
0.03360 )
yes
yes
4526
-2029.440
592.24 ***0.1273

妻(65～69歳）-0.00017
0.00034 )-0.00073
0.00004 )***
0.063410.02362 )***
0.049960.05117 )-0.01466
0.00463 )***
0.00758
0.01514 )0.01861
0.02711 )
yes
yes
4799
-2875.758
518.10 ***0.0826

注 1：限界効果の推定に当たり、復元乗率によるウェイト付けは行っていない。
注 2：括弧内は標準誤差を示している。***、**及び*は、それぞれ有意水準 1％、5％及び 10％で統計的に有意であることを示している。
注 3：妻（65 歳以上）には 70 歳以上の妻も含まれる。

－39－
労働政策研究・研修機構(JILPT)