地域の出生率・個人の出生行動等に関する先行研究リスト
年次

論文タイトル

分析の種類

分析の単位 分析の単位2

推定法

従属変数

データ

主要な独立変数

データ

結論

01児童手当等の現金給付と出生

塚原康博「育児支援政策が出生行動に与える効果につ1995 いて―実験ヴィネットアプローチによる就業形態別出生確率の計量分析」, 『日本経済研究』 No.28, pp.148-161.

実証分析

1993年個票ミクロ

2000

高山憲之・小川浩・吉田浩・有田富美子・金子能宏・小島克久 「結婚・育児の経済コストと出生力―少子化の経済学的要因に関する一考察―」, 『人口問題研究』56-4.
pp.1-18.

実証分析

1985-1994年都
道府県

マクロ

2005

藤丸麻紀「少子化対策の経済効果」『和洋女子大学紀要』第45集(人文系編)pp.85-99.

理論分析

2008

山口三十四・三次真理子「広島県の財政支出と経済効果」『尾道大学経済情報論集』第8巻2号, pp.69-88.

実証分析

広島県内市町村2005,2006

マクロ田中隆一・河野敏鑑「出産育児一時金は出生率を引き2009 上げるか―健康保険組合パネルデータを用いた実証分
析」『日本経済研究』No.61,pp.94-108.

実証分析

健康保険組合パ
ネルデータ

マクロ中井順一「現代日本における出生行動支援政策の効果
2010と地域性」『千葉商大論叢』第47巻2号, pp.295-316.

理論

都道府県・地域ブロック
1959-2005年

実証分析

被扶養主婦の粗出生率

全国・時系列健康保険組合連合会「健康保険組合事業年報」

出産育児一時金付加給付

健康保険組合連合会「付加給付便 男性被保険者（夫）の給与が低い組合においては、10 万円の出産育児一時金付加給付は、男性被保険者の妻の粗出覧」
生率（被扶養主婦一人当たりの子供数）を0.017 ポイント上昇させる。
総務省統計局「家計消費実態調査」

厚生労働省「人口動態調査」

勤労者世帯の実収入(-)
家計教育費(-)
同居率(+)
家計保育料(-+)
保育所定員(+)
保育所数(+)
利用児童数(-)
延長保育(-)

相関分析

合計出生率

理論分析

藤丸麻紀「子ども手当の経済効果」『和洋女子大学紀要』第51集(人文系編)pp.129-142.

固定効果
操作変数法

実証分析
全国1984-2008
年

2011

マクロ

（フルタイム）児童手当（+）（フルタイム）乳児保育(+）
「出生行動に関するヴィネット調査」 （フルタイム）育児休業手 『出生行動に関するヴィネット調査』
育児支援政策は出生確率を有意に高める効果はあるものの、その定量的な効果は小さい。育児支援政策の第一義的
logitモデル（フルタイム／ 1年以内に子どもを産むか （社会保障研究所「出産と育児に関（社会保障研究所「出産と育児に関な目的は、子供を持つ親の育児負担を軽減し、親の就労と育児を両立させること、および子ども一人あたりの福祉を充当（+）
パートタイム／専業主婦）
する意識調査」の一環として実施
する意識調査」の一環として実施
否か
実させることである。
1993）
1993）
（パートタイム）児童手当（+）（専業主婦）児童手当（+）
児童手当支給（-）
児童福祉費支出（-）
妊産婦保険指導数（-） 厚生労働省「社会福祉行政業務報 男性賃金と出生率は正、女性賃金や住居費は負の関係がみられた。児童手当や初婚年齢についは予想を反して負のプールドモデル（25-29歳
女性人口をウェイト化した
厚生労働省「人口動態調査」
合計出生率（TFR）
幼稚園定員数（人口対比） 告」・「国民衛生の動向」・「保育白 関係であった。女性の賃金や住居費は子育て費用の一部であると考えられるため、出生率と負の関係にある。女性の重み付き最小二乗法）
賃金が機会費用となり出生率が低下することを示しているため、育児休業期間中の賃金保障を高めることは重要。
書」（-）
保育園定員数（人口対比）（+）
保育サービスの拡充・費
保育サービスの拡充・費用補助により、賃金が上昇しても保育料の上昇が小さく、育児時間と保育サービスとの代替可
用補助Willis(1973)モデルの拡張能性が大きい場合、子どもの需要を増やす効果。妻の年齢が上がれば上がるほど、子供の需要が低くなるが、それは子どもの需要した一般均衡モデル
調整費用が大きいほど、また年齢による供給力低下の度合いが大きいほど、その影響が大きくなるため、不妊検査・治不妊検査・治療への費用
療への費用補助などの政策によって調整費用を下げることができれば、子供の需要を増やす効果
補助
一人当たり地方債(-)
市町村道路実延長(+)
地方債の増加は，公共サービスの低下を招き，人口の自然増を減少させる。インフラ整備が進むことで人々の効用を高二段階最小二乗法
厚生労働省「人口動態調査」.広島県「広島県統計年鑑」
自然増加率
地代(+)
め，人口の自然増加に貢献する。
一人当たり市町村民所得
(+)

マクロ

重回帰分析

理論

Willis(1973)モデルを拡張した家計内財生産関数モ
デル

出生率

マクロ

重回帰分析

1983-2008年TFR

子ども手当

厚生労働省「人口動態調査」

50-54歳賃金/20-24歳賃金(+)
教育費合計(-)

坂爪聡子 「経済的支援が子ども数と女性の労働供給に与える影響―児童手当と保育サービス利用への補助に2011関するモデル・シミュレーション分析―」『季刊社会保障研究』46巻4号,pp.426- 436.
宮本由紀・荒渡良「所得補助と非所得補助が出生率に2013 与える効果の比較:市別データを用いた分 析」『日本経済研究』No.68,pp.70-87.

理論

理論分析

実証分析

市別
2005年775市マクロ

子ども数と女性の労働供給の同時決定モデル

重回帰分析

子ども数

児童手当

出生数/15-44歳女性

安岡匡也・後藤尚久「育児支援政策と年金給付が出生
2014 率と経済成長に与える影響」『商経論集』第49巻第3・4合併号(北九州市立大学),pp.29-46.

理論分析

理論

世代重複モデル

出生率池田亮一「失業給付と子ども数」『社会保障研究』第1巻第3号,pp.642-655.

理論分析

理論

世代重複モデル

子ども数

2016

保育サービス利用への補助の拡充

総務省統計局「全国消費実態調査」
総務省統計局「国勢調査」
総務省統計局「全国消費実態調査」 保育支援に限定した支援策の出生率改善効果は殆ど期待できないか, 効果はあっても極めて限定的な水準に留まると評価される｡
厚生労働省｢社会福祉調査等の概況｣

マクロ経済効果としては，子ども手当は消費拡大効果はあるのものの，財源確保のための政府消費・公共投資削減・増税等によってマイナスの効果になる。ただし，子ども手当に出生率増加の効果があれば労働力人口の増加を通じて年
厚生労働省「労働統計データ検索シ 金・医療保険・介護などの社会保障問題が緩和される。ミクロ経済効果としては，子ども手当は家計所得の増加となる
ため子どもに対する需要を増加させる効果はあるが，その効果は小さい。また，子どもの需要増が出生率上昇につながステム」
るとは限らない。所得が高い家計ほど子ども一人当たりの教育関連費支出が高いため，教育格差が生じる可能性があ文部科学省『平成20年度子どもの学 る。年齢による賃金の伸びがフラット化して期待される生涯賃金が低下していることが出生率を押し下げている。教育費
習費調査報告書』・日本学生支援機 の増加が出生率を押し下げている。
構『平成20年度学生生活調査』
子どもと他の消費財の代替可能性が低いケースについて，保育サービスの利用への補助の拡充はプラスの影響を与える可能性がある。特に，保育サービスと女性の育児時間の代替可能性が高いケースでは，その可能性は極めて高い。児童手当に比重が置かれているケースについて，保育サービス利用補助への配分比率の上昇は，プラスの影響を与える可能性がある。特に，子どもと他の消費財の代替可能性が低いか，あるいは保育サービスと女性の育児時間の代替可能性が高いケースでは，その可能性は高くなる。

所得補助（民生費・児童福 情報公開を用いて総務省自治財政局から入手/総務省自治行政局市町
祉費・扶助費/子ども数） 村課編「住民基本台帳に基づく人 第１に、所得補助と非所得補助は出生率に対してプラスの効果を持つ。つまり所得補助、非所得補助どちらも出生率を総務省自治行政局市町村課編「住上げる効果がある。第２に、所得補助と非所得補助の出生率に対する効果の大きさは、各市における子供１人当たり非(+)
民基本台帳に基づく人口・人口動態
口・人口動態及び世帯数」
所得補助のサイズ及び女性の賃金の水準に依存して、所得補助の効果の方が大きい市もあれば、非所得補助の効果

及び世帯数」/総務省統計局「国勢調情報公開を用いて総務省自治財政 の方が大きい市もある。以上から、子育て支援政策は全国一律に政策を行うよりは、予算をそれぞれの地方自治体に査」
非所得補助（扶助費以外/ 局から入手/総務省自治行政局市町 配分し、地方自治体が地域にあった政策を行う方が出生率に対する効果が大きいと言える。
村課編「住民基本台帳に基づく人
子ども数）(+)
口・人口動態及び世帯数」

年金給付削減を伴う児童手当増加の効果
所得税増税による年金給付増加の効果
消費税増税による年金給付増加の効果
失業給付

年金給付削減を伴う児童手当増加の効果：必ずしも出生率を引き上げるとは限らない。所得税増税による年金給付増加の効果：生涯所得を通じて出生率を増加する効果を持つが，所得の成長率は低下するため，相反する効果を持つ。
消費税増税による年金給付増加の効果：必ず出生率を引き上げる。ただし所得の成長率も必ず低下する。

失業給付代替率の引き上げが子ども数を減少させる。

02育児・保育施設と出生

滋野由紀子・大日康史 「保育政策が出産の意思決定と1999 就業に与える影響」, 『季刊・社会保障研究』, Vol.35
No.2, pp.192-207.

実証分析

1986-95年個票

ミクロ(1)既婚無子+第1子1歳未満の子どもの有無
sample selectionを考慮に入れたprobit推定(2)既婚無子+6歳以下の子どもの有無

厚生労働省「国民生活基礎調査」（1986,89,92,95年）＜ミクロ特性＞
妻第一号／第二号被保険者(-）・夫第一号／第三号 厚生労働省「国民生活基礎調査」（1986,89,92,95年），厚生労働省「社 保育所の充実は保育園定員率と定義すると就業促進的である。早期保育実施率は出産行動に有意な影響を及ぼして被保険者（+）
会福祉行政業務報告」
いる。
<マクロ特性>（1986,89,92,95年）
早期保育実施率（+）・保育
園定員率（+）

地域の出生率・個人の出生行動等に関する先行研究リスト
年次

論文タイトル

分析の種類

分析の単位 分析の単位2

推定法

従属変数

データ

主要な独立変数
保育所定員数（0-4歳人口
当たり）50%上昇（＋）

加藤久和 「出生、結婚および労働市場の計量分析」,『人2000
口問題研究』 56-1, pp.38-60.

2002

2005

実証分析

1982-1996年全国マクロ

加藤久和 「結婚・出生の将来予測―経済社会モデルによるアプローチ―」, 『人口問題研究』58-4, pp. 22-46.

実証分析

1975-2000年全国マクロ

阿部正浩「男女共同参画・子育て支援が与える出生率への影響」，『少子化の新局面と家族・労働政策の対応に関する研究』，厚生労働科学研究費補助金平成14～16年度総合報告書.

実証分析

市区町村

マクロ

吉田浩・水落正明「育児資源の利用可能性が出産およ2005 び就業の選択に与える影響」）,『日本経済研究』No.51,
pp.76-95.

実証分析

個票

ミクロ

1993-2005年個票（パネル）

ミクロ

bivariate probitモデル

鎌田健司・岩澤美帆 「出生力の地域格差の要因分析」,『人口学研究』第45号, pp.1-19.

実証分析

2005年市区町村

マクロ

最小二乗法（OLS）／
地理加重回帰分析（GWR）

泉田信行「待機児童の現状とその出生率に与える影響
2010 の分析」IPSS Discussion Paper Series,No.2009-J03,国立社会保障・人口問題研究所.

実証分析

2000・2005年市
区町村

マクロ

操作変数法

実証分析

1980-2005年都
道府県

マクロ

実証分析

市区町村アン
ケート結果

マクロ

宇南山卓「結婚・出産と就業の両立可能性と保育所の整備」『日本経済研究』No.65,pp.1-22.

鎌田健司「多様化する次世代育成支援対策―前期行動2011 計画の事業実績評価と政策波及パターンの 測定―」『人口問題研究』第67巻4号,pp.39-61.
増田幹人「マクロ経済モデルによる家族・労働政策が出2012 生率に及ぼす効果の分析」『人口問題研究』第68巻1号,pp.14-31.

＜マクロ特性＞
認可保育所定員率（0-3歳 厚生労働省「社会福祉行政業務報告」，総務省「国勢調査」
児当たり）（第2子モデルのみ+)＜ミクロ特性＞
妻の推定賃金率（-）・親との同居（全サンプルのみ
家計経済研究所「消費生活に関する+）・親との準同居・近居
パネル調査（1993-2005）」
住宅事情、通勤時間、家族政策、景気動向の4点について着目して分析した結果、住宅事情については賃貸住宅居住・（第1子のみ+）・賃貸住宅
住宅ローンがある場合、2子目の出産が抑制、親との同居・近居は出産・女性の就業を促進。夫の通勤時間、保育所の家計経済研究所「消費生活に関する
第1子-第2子出生の有無
定員数は第1子出産のみに影響。景気動向として都道府県別有効求人倍率を用いたが、第1子出産における就業継続
パネル調査（1993-2005）」（第2子のみ-）、住宅ローのみに影響した。
ン（第2子のみ-）＜マクロ特性＞
厚生労働省「社会福祉行政業務報
児童一人当たりの保育園
告」，総務省「国勢調査」（第1子のみ+）第一次産業従事者割合（+）
完全失業率（+）
転入率（+）
核家族世帯割合（+）
大学卒業者割合（女性15総務省「国勢調査」・「労働力調査」・
49歳-）
都道府県や市区町村といった地域データを用いて社会経済的要因の推定を行う場合、空間的影響によって推定値に歪厚生労働省「人口動態保健所・市区厚生労働省「人口動態調査」・「社会合計出生率（TFR）
みが生じる。GWR推定を行うことによって、それぞれの独立変数の示す係数が地方によって異なることを検証した。
町村統計調査」
女性就業率（15-49歳）
福祉施設等調査」
未婚人口割合（女性30-39
歳-）
未婚者に対する婚姻率（+）
保育所数（0-5歳人口10万あたり+）
待機児童数（4月1日時点）

出生数

厚生労働省「人口動態調査」

時系列比較
散布図

結婚による離職率

総務省統計局「国勢調査」

潜在的定員率（保育定員数/20-39歳女性人口）政策波及パターンに関す
る離散時間ロジットモデル

通常保育の拡大
一時保育
延長保育
子ども医療費助成

市区町村アンケート

波及効果（水平・垂直）

有配偶女性就業率(-)

保育所定員数実証分析

1975-2009年全
国時系列

マクロ

厚生労働省「社会福祉行政業務報

厚生労働省「人口動態調査」，総務
省「国勢調査」

推定

実証分析

2011

結論

告」，総務省「国勢調査」，総務省「家家賃30%低下（＋）
育児環境や女性の就業環境の整備などの改善は結婚や出生力を高める効果があるが、その効果は限定的。より効果計調査」・「労働力調査」，内閣府「国をあげるためには、結婚・出生と労働力供給の間の構造的な負の関係を改善する必要がある。
教育費30%低下（＋）
民経済年報」，文部科学省「文部統計要覧」
労働力率と出生率の負の関係を50%低下ならびに100%低下（＋）
高校・大学進学率（有配偶）労働力率
厚生労働省「社会福祉行政業務報
失業率告」，総務省「国勢調査」，総務省「家 経済環境が変化することによって、結婚や出生の動向も大きく影響を受ける。経済成長の経路によって、一定の範囲でマクロ計量モデル（同時 女子の年齢別出生数、年 厚生労働省「人口動態調査」，総務
計調査」・「労働力調査」，内閣府「国 変動する。ただし、本モデルは限定的なものであり、同時方程式推定に伴う諸問題を必ずしもクリアしていないため、評GDP成長率方程式推定）
省「国勢調査」
齢5歳階級別出生率
民経済年報」，文部科学省「文部統 価には一定の考慮を必要とする。
初婚数計要覧」
保育所定員数（0-4歳人口
当たり）
保育所施設数（+）
総務省「住民基本台帳人口」・「国勢保育所定員数（+）
調査」，厚生労働省「人口動態保健
二変量のクロスセクション分析では、保育サービスと女子労働力率は正の関係、女子労働力率と出生率も（弱い）正の厚生労働省「人口動態保健所・行く
重回帰分析
粗出生率
男女共同参画に関する計 所・行く町村統計」・「社会福祉施設 関係。新規住宅着工面積が伸びている自治体では出生率の伸びが高い。
町村統計」
等調査」・土地情報センター「都道府画あり（+）
県地価調査」
新規住宅着工数（+）＜ミクロ特性＞
夫婦と親との居住地間の距離（妻方の親+）・妻教育
文部科学省「少子・高齢化社会にお年数（第1-2子+）・夫年収 ける家族と暮らしに関する調査」(1) 第1子：出産関数と就（第2子+,第3子-）・家計資
業関数を同時推定を行う
文部科学省「少子・高齢化社会にお認可保育所定員の充実は、第2子の出産を促す。夫婦の親による育児では、妻方の親の育児利用可能性は第1子、第2bivariate probit推定
第1子-第3子出生の有無 ける家族と暮らしに関する調査」 産（第1子・第3子-,第2子子の出産を促進する。出産と妻の就業のトレードオフ関係は第1子に強くみられる。
+）(2) 第2子・第3子：probit
マクロ計量経済モデル（同時方程式推定）樋口美雄・松浦寿幸・佐藤一磨 「地域要因が出産と妻の就業継続に及ぼす影響について―家計経済研究所「消2007
費生活に関するパネル調査」による分析―」,RIETI
Discussion Paper Series 07-J-012.

2009

20-39歳5歳階級別出生率、人口千人あたり普通
出生率、合計出生率

データ

マクロ経済モデル（連立方程式モデル）

年齢別出生率

厚生労働省「人口動態調査」

労働時間
GDP
民間企業資本ストック

子ども未来財団「全国待機児童マップ」
待機児童が存在することにより出生に対して負の影響を与えている可能性が示唆された。人口規模の大きな自治体における持続的な待機児童の存在は既存施設の弾力的運用で解決できる水準を超えた、構造的なものである。
総務省統計局「国勢調査」
総務省統計局「国勢調査」，厚生労保育所の整備状況が離職率の主要な決定要因である。
働省「社会福祉施設等調査」

市区町村アンケートより算出

政策波及パターンの分析の結果，次世代育成支援対策推進法に基づく前期行動計画の策定によって，これまで画一的で垂直的であった事業展開に変化がみられ，水平波及の方向性へと向かいつつあり，各地方自治体が直面する内生
条件や政策ニーズをもとに柔軟な対応が行われつつあることが示された．

厚生労働省「社会福祉行政業務報
告」厚生労働省「賃金構造基本統計調 （1）保育所定員数の増加，労働時間の短縮，経済成長は，それぞれ出生率をある程度押し上げる効果を持っている．
（2）保育所定員数と労働時間を同時にコントロールした場合，単独にコントロールした場合と比べて出生率はより大きく査」
なっており，少子化対策は総合的に行った方が出生率押し上げに対して効果的である．
内閣府「国民経済計算」
内閣府「民間企業資本ストック」

地域の出生率・個人の出生行動等に関する先行研究リスト
年次

論文タイトル

鎌田健司「地域の就業・子育て環境と出生タイミングに2013 関する研究 ―マルチレべルモデルによる検証―」『人口問題研究』第69巻1号,pp.42-66.

Lee, G. H. Y. and Lee, S. P. "Childcare availability,
fertility and female labor force participation in Japan",
2014
Journal of the Japanese and International Economies,
Vol.32, pp.71-85.
宇南山卓・山本学. 「保育所の整備と女性の労働力率・出生率－保育所の整備は女性の就業と出産・育児の両2015
立を実現させるか－」、財務省財務総合政策研究所ディスカッションペーパーシリーズ15A-2.
朝井友紀子・神林龍・山口慎太郎「保育所整備と母親の2016 就業率」『経済分析』(内閣府経済社 会総合研究所)第191号,pp.121-152.
Fukai, T. "Childcare availability and fertility: Evidence
2017 from municipalities in Japan", Journal of the Japaneseand International Economies, Vol.43, pp.1-18.

分析の種類

分析の単位 分析の単位2

実証分析

2010年個票実証分析

1971-2009年

ミクロ

推定法

従属変数

マルチレベル・離散時間
ロジットモデル

第2子出生タイミング

データ

主要な独立変数
データ
結論
女性の就業率（地域ブロッ
総務省統計局「国勢調査」
ク）(+)
国立社会保障・人口問題研究所「第 潜在的定員率（地域ブロッ 総務省統計局「国勢調査」，厚生労
女性の就業が促進的で女性人口当たりの保育定員が十分に整備されている地域において第2子出生ハザードが高い。
働省「社会福祉施設等調査」
14回出生動向基本調査」
ク・都道府県）(+)
保育定員率（都道府県）(+)

総務省統計局「国勢調査」，厚生労働省「社会福祉施設等調査」

マクロ

制約なし修正誤差モデ
ル、グレンジャー因果律
法

合計出生率

厚生労働省「人口動態調査」

女性労働参加率、保育所
定員数

20-29 歳及び 40-44 歳の女性においては、保育サービスの利用可能性が出生率にプラスの影響を与えていた。30-39
総務省統計局「国勢調査」，厚生労
歳の女性においては、保育サービスの利用可能性は出生率に有意な影響を与えていなかった。30-44 歳の女性におい働省「社会福祉施設等調査」ては、保育サービスと労働参加率の間に有意な影響がみられなかった。

実証分析

1980-2010年
都道府県パネル

マクロ

一階差分モデル

合計特殊出生率、労働力率

厚生労働省「人口動態調査」、総務
省統計局「国勢調査」

潜在的保育所定員率(+)

保育所の整備が女性の労働力を上昇させ、出生率も上昇させることは示されたが、保育所の整備の効果は定量的に厚生労働省「社会福祉施設等調査」
は十分には大きくないことも示された。少子化を解消し女性の労働力率を引き上げる効果には限界があり、保育所の整「保育所関連状況報告」
備だけでは少子高齢化の課題を完全に解決することは困難である。

実証分析

1990-2010年都
道府県

マクロ

重回帰分析

0-5歳児をもつ夫妻の母の就業率

総務省統計局「国勢調査」

保育定員率（都道府県）

総務省統計局「国勢調査」，厚生労 都道府県内の保育所定員率の変化が母親の就業率に対する影響はなかった。3世代同居で見られる祖父母による保働省「社会福祉施設等調査」
育が，保育所による保育に置き換わったためと考えられる。

実証分析

2000-2010年
市区町村

マクロ

一階差分操作変数法

出生率

厚生労働省「人口動態調査」、総務
省統計局「国勢調査」

保育所の定員比率

2000年から2010年にかけての日本における保育の利用可能性の増加は、女性の就業傾向が高い地域に住む25歳か
総務省統計局「国勢調査」，厚生労ら39歳の女性の出生率にわずかながら有意な増加をもたらすが、その他の地域には有意な影響を及ぼさないことが明
働省「社会福祉施設等調査」
らかとなった。

育児休業実施割合(+)

『就業構造基本調査』(総務省統計局
1987)、『賃金構造基本統計調査』(厚 育児休業制度は、女性の継続就業を支援するとともに、就業による結婚や出産に対する阻害要因を緩和する効果があ
生労働省 1985)、『女子保護実施状 る。その費用は社会全体で負担していくべき。
況調査』(旧労働省 1985）

03育児休業と出生
樋口美雄「育児休業制度の実証分析」，社会保障研究
1994 所編『現代家族と社会保障 結婚・出生・育児』，東京大学出版，pp.181-204.

2002

駿河輝和・西本真弓 「育児支援策が出生行動に与える影響」, 『季刊社会保障研究』, pp.371-379.

滋野由紀子・松浦克己「出産・育児と就業の両立を目指して―結婚・就業選択と既婚・就業女性に対する育児休2003
業制度の効果を中心に―」,『季刊・社会保障研究』, Vol.
39, No.1, pp.43-54.
駿河輝和・張建華 「育児休業性度が女性の出産と継続
2003 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」, 『季刊家計経済研究』, No.59, pp.56-63.
山口一男 「少子化の決定要因と対策について―夫の役
2005 割、職場の役割、政府の役割、社会の役割」,『季刊家族経済研究』Nl.66, pp.57-67.
坂爪聡子・川口章「育児休業制度が出生率に与える効2007
果」『人口学研究』40号,pp.1-15.
水落正明「夫の出産・育児に関する休暇取得が出生に2011 与える影響」『季刊社会保障研究』第46巻4 号,pp.403413.
朝井友紀子「2007年の育児休業職場復帰給付金増額が出産後の就業確率に及ぼす効果に関する 実証研究:擬2014
似実験の政策評価手法を用いた試論」『日本労働研究
雑誌』No.644,pp.76-91.
永瀬伸子「育児短時間の義務化が第1子出産と就業継2014 続,出産意欲に与える影響:法改正を自然実験とした実証分析」『人口学研究』第50号,pp.29-53.
2014

佐藤一磨「育児休業制度が結婚に及ぼす影響」『季刊社
会保障研究』第50巻1・2号,pp.125-136.

杉浦立明「『平成24年就業構造基本調査』から見る育児2017 休業利用率と出生率の関係」『政治 行政研究』(拓殖大学)第8巻,pp.61-83.
打越文弥「育児休業の取得が女性の就業継続に与える
中長期的な影響:JGSS-2009LCSを用いた分析」『日本版2017
総合的社会調査研究拠点研究論文集』17,JGSS
Research Series No.14, pp.29-40.
朝井友紀子・神林龍・山口慎太郎「育児休業給付金と女2017 性の就業」『経済分析』(内閣府経済 社会総合研究所)第191号,pp.153-164.

実証分析

実証分析

1985・1987年個
票

1996年企業ミクロ

プロビットモデル

子どもの有無『就業構造基本調査』(総務省統計局
1987)、『賃金構造基本統計調査』(厚生労働省 1985)、『女子保護実施状
況調査』(旧労働省 1985）

育児休業制度あり（+）
育児休業制度配偶者が利用可能（+）
子育て支援制度のうち、就業と出産の両立を促進するのは、育児休業性度があり、始業・就業時間の繰り上げ下げ（フ女子従業員における出産 旧労働省婦人局「平成8年度 女子雇
定期昇給（+）
旧労働省婦人局「平成8年度 女子雇レックス）のある場合である。育児休業中の昇給制度についても、その間に昇給が遅れない制度があると、両立を促進
用管理基本調査」
用管理基本調査」
者数の割合
復帰後昇給（+）
する。
持ち越し昇給（+）
賃金保証（+）
能力措置（+）

マクロ

トービットモデル

第一子出生の有無

家計経済研究所「消費生活に関するパネル調査（1993-1997）」

育児休業制度（+）

家計経済研究所「消費生活に関する 育児休業制度が有効に機能すると第1子出生確率を17.5%～21.3%ポイント高める。女性の人的資本の蓄積（学歴等）はパネル調査（1993-1997）」
就業を促進し、結婚確率を低下させる。

1年間の出産の有無

家計経済研究所「消費生活に関するパネル調査（1993-1997）」

育児休業制度（+）

家計経済研究所「消費生活に関する 出産と女性の継続就業は同時決定であり、トレードオフ関係にある。勤め先に育児休業性度がある場合、出産確率を高パネル調査（1993-1997）」
め、女性の就業継続も促進させる。

実証分析

1993-1997年個
票（パネル）

ミクロ（1）結婚と就業選択が同時決定するbivariate
probitモデル（2）結婚と就業のサンプ
ル・セレクション問題を明示的に考慮したprobitモ
デル

実証分析

1993-1997年個
票（パネル）

ミクロ

出産と継続就業を同時推定するbivariate probit モ
デル／

実証分析

1993-1999年個票（パネル）

ミクロ(1) 出生意欲
家計経済研究所「消費生活に関する(2)
出生の有無（第1子-第パネル調査（1993-1999）」(2) 離散時間logitモデル
3子）

実証分析

1997-1999年個票（パネル）

ミクロ

プロビットモデル

翌年の出生の有無

家計経済研究所「消費生活に関するパネル調査」

育児休業資格実証分析

2008年個票（首都圏の核家族が対象）

ミクロ

順序プロビットモデル

調査時点の子ども数

家計経済研究所「現代核家族調査
2008」

夫の休暇取得（取得の有無・日数・形態）実証分析

2004-2012年個票（パネル）出産
2 年前に正規就業をしていた女
性ミクロ

疑似実験デザイン（プロビットモデル）

実証分析

2002-2010年個票（パネル）

ミクロ

実証分析

1993-1999年個票（パネル）

実証分析(1) 累積logitモデル(1) 育児休業制度（+）(2) 育児休業制度（+）

有配偶女性では出生意欲が出生行動に大きく影響しており、その実現が重要。夫の育児への協力が重要。さらに職場
家計経済研究所「消費生活に関するの役割も重要で、育児休業制度は出生ハザード率を2.6倍に増加させる。教育費軽減政策も求められる。コミュニティを
パネル調査（1993-1999）」中心とした社会全体でサポートする必要がある。
第１に，育児休業制度の導入は出産確率を上昇させる。ただし，第２に，通常の労働時間が非常に長い場合は，その効
家計経済研究所「消費生活に関する
果は小さい。なぜなら，労働時間が長い場合，育児休業制度があっても，女性は出産退職や出産しないことを選択する
パネル調査」
可能性が高いからである。
夫の休暇取得が出生に対して正の影響をもたらすことが明らかになった。具体的には，妻が第1子出産後も就業した世
家計経済研究所「現代核家族調査 帯では，休
2008」
暇の日数が重要であり，休暇日数が多いほうが，出生に正に影響することが確認された。それに対して，休暇の形態間で差はなかった。

育休職場復帰給付金の出出産前後の正規就業継続 慶應義塾大学「慶應義塾家計パネル
産前賃金10％から20％へ
調査」
の有無
の増額

2007 年の改正による育休職場復帰給付金の出産前賃金10％から20％への増額は，女性の出産後の正規就業確率を押し上げる効果はなかったと結論付けた。

厚生労働省「21世 紀 成年 者縦 断
調 査」

プロビットモデル

第1 子出産無子者の出産意欲
第1 子出産後の就業継続

短時間オプションの義務化

政策実施企業において， 法施行直後に， 線形確率固定効果モデルを用いた推計において，第1 子出産ハザードと出産意欲の上昇がそれぞれ有意に見出された。正社貝の時間の自由度を拡大する政策は， 大卒女性を中心に第1 子出産確率を高め， 無子者の出産意欲を高める効果を持つことが明らかとなった。

ミクロ

ロジットモデル

翌年の結婚の有無

家計経済研究所「消費生活に関するパネル調査」

育児休業制度の有無分析の結果，次の2点が明らかになった。1点目は，正規雇用と非正規雇用の雇用就業で働く女性を分析した場合，結家計経済研究所「消費生活に関する 婚意欲と観察できない個人属性を同時にコントロールすると，育児休業制度は結婚の意思決定に影響を及ぼさないこと
パネル調査」がわかった。2点目は，正規雇用で働く女性のみを分析した場合，結婚意欲と観察できない個人属性を同時にコントロー
ルしても，育児休業制度が結婚の意思決定を促進していることがわかった。

2012年都道府県

マクロ

重回帰分析

合計出生率

厚生労働省「人口動態調査」

25-39歳女性の有業率

都道府県データを利用して出生率を説明する重回帰分析結果から，育児休業の利用は必ずしも出生率に有意なプラス
総務省「平成24年就業構造基本調の効果を与えているとは言えず，女性有業率も出生率に有意なプラスの効果をもたらしてはいないことを示した。一方査」
で，女性有業率を説明する重回帰分析結果から，保育所の整備は，女性有業率に有意にプラスの効果をもたらす。

実証分析

2009年個票ミクロ

傾向スコア分析・離散時
間ロジットモデル

就業継続月数JGSS-2009 LCS

育児休業の取得

実証分析

2002年個票ミクロ

差分法に基づくプロビット
総務省「平成14年就業構造基本調
出産前後の正規就業継続モデル
査」

線形確率固定効果モデル

育児休業給付の増額

JGSS-2009 LCS

傾向スコアによる調整後でも育児休業の取得は就業期間に正の効果を持ち、特に調整後の育児休業非取得者の離職傾向が強まることが観察された。この結果は、観察データにおいて就業を継続しやすい特性を持つ個人が育休を取得しないことにより、非取得が離職に与える影響が過少に推定されていたことを示唆する。

育児給付金が母親の就業継続を上げたという証拠は得られなかった。育休給付金の引き上げが母親の就業継続を促進しなかった要因の一つには，育児休業後の子育てと就労の両立が難しいことが挙げられる。

地域の出生率・個人の出生行動等に関する先行研究リスト
年次

論文タイトル

Yamaguchi, S. "Effects of parental leave policies on
2019 female career and fertility choices", Quantitative
EconomicsVolume 10, Issue 3 pp.1195-1232.

分析の種類
実証分析

分析の単位 分析の単位2
1993-2011個票
（パネル）

ミクロ

小椋正立・ロバート=ディークル「1970年以降の出生率の1992 低下とその原因 県別、年齢階層別データからのアプ
ローチ」, 『日本経済研究』, No.22, pp.46-76.

実証分析

1970-1995年都
道府県

マクロ

岩澤美帆 「妻の就業と出生行動：1970-2002年結婚コー
ホートの分析」, 『人口問題研究』60-1, pp.50-69.

実証分析

2002年個票ミクロ

加藤久和「確率的手法に基づく出生率の将来推計」, 明2005 治大学政治経済学部『政経論叢』第74巻1-2号, PP.265302.

実証分析

1979-2002年全国マクロ

阿部正浩「雇用と所得の環境悪化が出生行動に与える影響 出生率低下の一背景」，樋口美雄・財務省財務総2006
合政策研究所編『少子化と日本の経済社会 2つの神話と1つの真実』，日本評論社，pp. 115-134.

実証分析

1993-2003年個票（パネル）

ミクロ

2004

推定法
動的離散選択構造モデ
ル

従属変数

データ

女性の就業、出生率

家計経済研究所「消費生活に関する
パネル調査（JPSC）」

雇用保護施策、現金給付

データ

結論

家計経済研究所「消費生活に関する 反実仮想シミュレーションの結果、当初1年間の雇用保護政策の導入は母親の雇用を大きく増加させるが、既存の雇用
パネル調査
保護期間を1年から3年に延長してもほとんど効果がないことが示された。また、現金給付の雇用効果は小さいと考えら（JPSC）」
れる。全体として、育児休業政策は出生率にほとんど影響を与えない。

04ワーク・ライフ・バランス(両立支援含む)・就業と出生
女性時間あたり賃金率（25歳以上-）
男女賃金格差（20-24歳- 総務省「国勢調査」，厚生労働省「人,25-29歳+,30-34歳-）
口動態統計」・「賃金構造基本調査」 女性の結婚、出産行動は経済的な要因によって影響されており、とくに女性賃金の上昇は、20代前半の女性の結婚を
総務省「国勢調査」，厚生労働省「人最小二乗法（OLS）
20-34歳5歳階級別出生率
内閣府「国民所得統計資産勘定」 除いて、その他の年齢の結婚や出産の確率を引き下げる。
口動態統計」
女性学歴短大以上（-）
「固定資産税対象宅地面積」
男性短大以上（+）
地価（25-29歳-）
家賃（25歳以上-）（第一子）結婚年（-）・結婚
後就業（パート・派遣・嘱託・自営）（-）
育児休業制度の整備にともない利用者は増えているが、乳幼児をもつ女性の就業割合は2割程度で1970年代からほぼ第一子／第二子出生の有
国立社会保障・人口問題研究所「第国立社会保障・人口問題研究所「第カプラン・マイヤー推定量
変化していない。一方、晩婚化が進んでいるため、最終的な子ども数に対する影響はある。さらに非正規就業化によっ（第二子）結婚年）（-）・第12回出生動向基本調査」
12回出生動向基本調査」
無て出生タイミングがさらに遅くなる。
一子出産前後の就業形
態：育児と仕事の両立（育休なし）（-）
結婚・出産に関わる機会コスト
マクロ計量モデル（同時
厚生労働省「賃金構造基本調査」・
経済成長率
方程式推定：誤差修正モ「社会福祉行政業務報告」，総務省
20-39歳5歳階級別出生少子化対策の効果などによって機会コストが低下するとＴＦＲが上昇し、経済成長率上昇よりも効果が大きい。よって、デル）・VARモデル・「国勢調査」，総務省「家計調査」・
厚生労働省「人口動態統計」
失業率
女性の就業継続を促進する政策が必要となる。
率、合計出生率
モンテカルロ・シミュレー「労働力調査」，内閣府「国民経済年
0-4歳人口当たり保育所
ション報」，文部科学省「文部統計要覧」
定員数
大学等進学率
Cox比例ハザードモデル

学校卒業後から第1子出産までの年数

野口晴子 「企業による多様な「家庭と仕事の両立支援策」が夫婦の出生行動に与える影響―労働組合を対象
2007とした調査の結果から―」, 『季刊・社会保障研究』,Vol.43, No.3, pp.244-260.

実証分析

2007年個票ミクロ

propensity scorematching(PS)推定法（第一段階はprobit推定）、kernel
matching

子どもがいる確率

坂爪聡子 「都道府県別にみる出生率と女性就業率に関2007 する一考察」,京都女子大学 『現代社会研究』, pp.137150.

実証分析

都道府県

マクロ

ベッカーの子どもの需要関数群に女性労働時間を組み込んだ坂爪モデル

子どもの数

坂爪聡子 「少子化対策として効果的なのは保育サービ
2008 スの充実か労働時間の短縮か？」. 『季刊・社会保障研究』, Vo;.44, No.1, pp.110-120.

実証分析

全国

マクロ

ベッカーの子どもの需要関数群に女性労働時間を組み込んだ坂爪モデル

子どもの数

樋口美雄・松浦寿幸・佐藤一磨「地域要因が出産と妻の就業継続に及ぼす影響について―家計経 済研究所「消費生活に関するパネル調査」による分析―」『RIETI
Discussion Paper Series』 07-J-012.

実証分析

1993-2005年個票（パネル）

ミクロ

Bivariateプロビットモデル（妻の就業と出産を同時推計）

翌年の出産（全子，第1子，第2子）

2007

主要な独立変数

女性の就業は出生行動に負の影響を与える。出産前年までの就業状況は出産時期には必ずしも影響していない。継家計経済研究所「消費生活に関する 短大卒（+）・大卒（+）・正規 家計経済研究所「消費生活に関する 続就業は出産時期を遅らせる。ハザードレシオは世代間に違いがない。非正規就業者は出産時期が遅く、出生率を低パネル調査」
パネル調査」
下させる要因となる。最近の若い世代における出生行動の変化は就業環境や所得環境の悪化によって影響されている
就業（+）・夫の所得（+）
可能性が高い。

半日単位の年次休暇の取得・育児等のための短時
間勤務制度
始業・終業時刻の繰り上
げ下げ・時間外労働の免除・深夜勤務の免除
会社による託児所利用の支援、勤務地限定制度、結婚・出産退職者のための再雇用制度を含む政策群が出生率を有サーベイリサーチセンター「職場環境 法定を上回る介護休業性 サーベイリサーチセンター「職場環境意に引き上げ、とりわけ相対的に富裕層に対する効果がみられた。対象を女性に限定するとフレックス制度を含む政策と少子化の関連性に関する調査」 度・育児休業性度・どもの と少子化の関連性に関する調査」
群の効果もみられた。制度単独ではなく、多角的・包括的なアプローチが求められる。
看護休暇制度
在宅勤務制度・会社による託児所利用の支援・勤務地限定制度・結婚・出産
退職者のための再雇用制
度
市場財
厚生労働省「地域児童福祉事業等
女性の育児時間
出生率と就業率がともに高い地域では、保育サービスが量的に充実している一方、出生率と就業率がともに低い地域調査」・「保育所の状況」，総務省「社厚生労働省「人口動態調査」
では、保育サービスが量的に足りないのに加え、女性の労働時間が非常に長い。保育サービスの量的充実と労働時間
女性の労働時間
会生活基本調査」・「就業構造基本の短縮が必要。
調査」
女性の賃金率保育サービスの価格
市場財
女性の育児時間
女性の労働時間
厚生労働省「地域児童福祉事業等 多様な保育サービスを量的に拡大し、その上で時短制度の導入や保育サービスの質の向上を進めると、少子化の阻止
厚生労働省「人口動態調査」
調査」・「女性雇用管理基本調査」 に効果的である。
女性の賃金率保育サービスの量的拡大
時短制度の導入
住宅事情（賃貸・住宅ロー 家計経済研究所「消費生活に関するンの有無，都道府県別家 パネル調査」，総務省「消費者物価
地域差指数」
賃格差指標）
家計経済研究所「消費生活に関する 通勤時間（夫の通勤時間）
パネル調査」

2010

吉田千鶴「労働市場の環境と出生力の日独伊比較」『関東学院大学経済経営研究所年報』第32 集,pp.33-46.

国際比較

国別

マクロ

国際比較

合計出生率

OECD Statistical Portal

2011

坂口尚文「パネルデータからみた女性の仕事・結婚・出産」『季刊家計経済研究』92号,pp.6- 21.

実証分析

1993-2008年個票（パネル）

ミクロ

コーホート分析

結婚年齢，第1子出産年
齢

家計経済研究所「消費生活に関するパネル調査」

家族政策（都道府県別保育所定員数）
景気変動（都道府県別有
効求人倍率）
労働市場の環境（労働力率，育児休業制度，短時間労働者割合）賃貸住宅か持ち家かによって第2 子目の出産確率が異なる、夫の通勤時間と保育所定員数が第1 子目の出産と相関
家計経済研究所「消費生活に関する が持つ、という結果を得た。住宅事情については、賃貸住宅に住んでいる場合、もしくは、住宅ローンを抱えている場
パネル調査」合、2 子目の出産が抑制されることが分かった。親と同居、もしくは近所に親が住んでいる場合、様々な補助が受けられるため、女性の出産、就業の両方とも促進されるとの結果を得た。夫の通勤時間、保育所の定員数は、第１子出産にの厚生労働省「社会福祉施設等調査」 み影響を及ぼしているという結果を得た。
厚生労働省「職業安定業務統計」

OECD Statistical Portal

日本，ドイツ，イタリア３カ国の出生力水準を比較すると，ドイツやイタリアの出生力が１９９０年代半ば以降，回復もしくは横ばいにあるにもかかわらず，日本のTFR は低下を続けている。ドイツでは母親の労働力化が最も進み，日本では母親の労働力化は限定的，イタリアでは母親の労働力化は進んでいない。

学歴，出産前後の就業状 家計経済研究所「消費生活に関する どの学歴においても、1）結婚前後の（継続）就業率は景気変動の影響はあるものの、結婚当年は（継続）就業しその後2パネル調査」
年程度で非就労化する傾向は変わらない。2）出産前後の（継続）就業率は低下傾向にある。
況

地域の出生率・個人の出生行動等に関する先行研究リスト
年次

論文タイトル

分析の種類

分析の単位 分析の単位2

推定法

従属変数

データ

主要な独立変数データ

松田茂樹「企業における両立支援の転換期_進展,効果,
2011 課題,あらたな方向性」『LifeDesign REPORT』
2011.7,pp.4-15.

調査研究

2005・2010年企
業調査（人事部長）・2010年就労
女性調査（25-44
歳有配偶0-6歳の子どもあり）

マクロ調査結果

人材の定着・業績向上

2005・2010年企業調査

両立支援の効果

2005・2010年企業調査

菅桂太「有配偶女子のワーク・ライフ・バランスとライフ
コース」『人口問題研究』第67巻1号, pp.1-23.

実証分析

2008年個票ミクロ

相対リスクモデル（る連続
時間期間データに対する
ポワソン回帰モデル）

結婚前からしていた仕事の入職から離職までの経過年数

国立社会保障・人口問題研究所「第４回全国家庭動向調査」

結婚前からしていた仕事の属性（従業上の地位，
職種等）

橋本圭司・村田美希「出生率と女性有業率の関係につ2012 いて-都道府県パネルデータによる検証」 『追手門経済論集』46巻2号,pp.235-244.

実証分析

1997-2007年都道府県（パネル）

マクロ

パネル単位根検定，パネ
ルOLS,グランジャー因果
性検定

合計出生率

厚生労働省「人口動態調査」

女性の労働参加（有業率）

総務省「就業構造基本調査」

女子有業率と出生率，両変数の単位根検定を行ったうえ，共和分関係にあることを確かめるとともに，互いを説明要因とする回帰分析の推定結果より，両者には負の関係があること，そしてグランジャー因果性テストの結果より，双方向の因果性が見出され，互いに影響を与えあっているということを確認した．

別府志海「有配偶女性の就業異動と出生力」『人口問題研究』第68巻1号,pp.1-13.

実証分析1987，1997，2007年個票

ミクロ

時系列比較

出生率（第1子，第2子）

総務省「就業構造基本調査」

就業異動パターン

総務省「就業構造基本調査」

就業形態別の分析から，正規就業では出生率および出生前後の継続率がともに上昇していたが，非正規就業では就業を継続した場合の出生率ならびに出生前後の継続率は現在まで低水準に留まっていることが明らかになった．また，出生順位別の分析から，特に第一子の出生に関する継続率ならびに出生確率は，相対的にも絶対的にも低い水準であることが示された．

厚生労働省「21世紀成年者縦断調
査」

育児休業制度，子の看護制度
時間関連制度，事務所内
託児所
育児休業制度，子の看護制度，時間関連制度，事務所内託児所

2011

2012

学卒から結婚までの期間
戸田淳仁「両立支援策の普及実態と両立支援策が出生
2012 行動に与える影響」IPSS Discussion Paper Series,
No.2011-J06,国立社会保障・人口問題研究所.

離散ハザードモデル

実証分析

2002-2008年個票（パネル）

出産タイミング（0，1，2人）

ミクロ
多項ロジットモデル

子のない有配偶女性の出産と就業継続結論
2005-10年にかけて企業における実施率が特に高まった両立支援は，育児休業及び育児短時間勤務である。両立支援
策は大企業を中心進んできている。ただし，利用率が高くないものもある。両立支援は人材の採用・定着に対する効果がある。両立支援が企業の業績を向上させることはない。

育児休業制度等の少子化対策が実施された以後の若い世代においても第１子出産以後就業を継続する割合は目立っ
国立社会保障・人口問題研究所「第て増加しておらず，その背後にはコーホート間でライフコースイベントの発生タイミングが変化していることなどがあること
４回全国家庭動向調査」
を明らかにした．

両立支援策が利用可能であったり、利用しやすい雰囲気であると結婚のタイミングが早まることが分かった。両立支援
厚生労働省「21世紀成年者縦断調 制度の効果についてまとめると、育児休業制度以外の変数に関してはあまり有意な結論が得られなかった。出産だけ査」
への影響ではなく継続就業の如何に対してまで含めて考えると両立支援策は子どものいない家計に対しても効果があるといえよう。

2013

伊原一「同居児法による育児就業女性の出生率推計」『統計研究彙報』第70号,pp.103-157.

実証分析

1975-2010年国勢調査同居児表

マクロ

同居児法

年齢別出生率

総務省統計局「国勢調査」

母親の就業状況

総務省統計局「国勢調査」

女性の就業状態別出生率を推計する手法を新たに考案し、折り返し同居児法として女性の属性別出生率推計を試みた。子供が10 歳以上になると育児就業と育児非就業の合計特殊出生率が反転して育児就業女性の方が遡及値が高くなることから、子供が大きくなると子供がいることが女性の就業動機を高める要因となることが明らかとなった。

2014

近藤絢子「不況と少子化 -失業率と出生率・既婚率の都
道府県パネル分析」『経済志林』81(2- 4),pp.109-125.

実証分析

1985-2010年都
道府県（パネル）

マクロダブル固定効果

男女年齢別既婚率

総務省統計局「国勢調査」

完全失業率

総務省統計局「国勢調査」

かならずしも労働市場の需給状況を表す変数と結婚や出産の確率の間に強い相関があるわけではない。せいぜい失業率と出生率の間に弱い負の相関があるといえるにすぎない。

樋口美雄・坂本和靖・萩原里紗「女性の結婚・出産・就業の抑制要因と諸対策の効果検証:家 計パネル調査によ2016
るワーク・ライフ・バランス分析」『三田商学研究』
Vol.58,No.6,pp.29- 57.

厚生労働省「社会福祉等施設調査」，総務省「人口推計」
大卒で親と同居している，賃金率が高い，正社員では通期時間が短い女性で婚姻率が高い。結婚後の継続就業率で
家計経済研究所「消費生活に関するは，夫の所得が低く，賃金率が高く，学歴が高く，育児休業をとりやすい企業に勤めている女性で継続率が高い。出産
夫の家事・育児参加
パネル調査」
については，休日における夫の家事・育児時間の長い世帯において出生率が高い。出産後のs継続就業率では，夫の育児休業制度の利用のし所得が低く，妻の賃金率が高く，通勤時間が短いと継続率が高い。出産を機に企業を辞めた女性の再就職率をみると，
厚生労働省「21世紀成年者縦断調夫の家事・育児時間が長く，中学・高等学校卒であり，夫の年収が低い方が再就職率は高い。
やすさ
査」

潜在定員率

実証分析

個票（パネル），ミクロ

パネルプロビット分析

厚生労働省「21世紀成年者縦断調結婚，出産，継続就業率，再就職率 査」，家計経済研究所「消費生活に関するパネル調査」

労働時間・通勤時間

05家族政策と出生

2005

小島宏「地方自治体における少子化対策と合計出生率・未婚者割合」，『少子化の新局面と家族・労働政策の対応に関する研究』，厚生労働科学研究費補助金平成14～16年度総合報告書.

実証分析

2001年523市区
町村

マクロ

重回帰分析

合計出生率（TFR）

少子化対策専従部署の設
置（+）
子育て世帯住宅の分譲（+）
異性交流促進の公的イベ
ント（+）
参議院事務局第二特別調査室「都 子育てボランティアの支援
参議院事務局第二特別調査室「都政策変数は解釈が困難であり，データによって逆因果を推定することも注意が必要。政策変数よりも人口社会経済変
道府県及び市町村における少子化（+）
道府県及び市町村における少子化
数，コントロール変数の方が大きな効果をもつ場合が多いことによって示唆される通り，地域属性の影響が大きいことかの実状と少子化対策についての実の実状と少子化対策についての実
小児科医の適正配置（+）
ら，地方自治体の各種施策と地域属性の間に相互作用がある可能性もある。
態調査」，厚生労働省「人口動態保態調査」
健所・市区町村別統計」
自治体版エンゼルプランの作成（-）
子育て支援住民の組織（）
学童保育の充実（-）
不妊治療費の負担軽減（）
女性労働参加率増加（-）
女性労働参加率増加x「※相対的両立度：全体」（+）
「相対的両立度：全体」（+）
女性の労働参加率の高さは低い出生率と結びついている。仕事と家庭の両立度の高さは出生率を増大。上記の2つの山口一男 (2005) 「女性の労働力参加と出生率の真の関2005 係について：OECD諸国の分析」, RIETI Discussion Paper
Series 05-J036.

実証分析

2001年OECD諸国マクロ

周燕飛 「保育・子育て支援制度の多様化の現状と少子2007 化対策としての課題―東京都の取り組みを例として―」,『季刊・社会保障研究』, Vol.43, N0.3, pp.197-210.

実証分析

東京都51市区町
村

マクロ

固定効果モデル

対数化（TFR:2002年/TFR:
観察開始時*）*およそ1980年代

OECD Employment Outlook

出生率関数と児童福祉費
関数と同時に推定する3段階推定法

合計出生率（TFR）

厚生労働省「人口動態統計」

効果はほぼ同等。女性の労働参加率と出生率の負の関係は、両立度が大きいほど減少する。両立度については育児「相対的両立度：育児と仕と仕事、職の柔軟性の両方とも出生率を増大させるが、後者の効果が大きい。
事」x「年代差」（+）※（相対的両立度）OECD (2001)
OECD Employment Outlook「相対的両立度：職の柔軟(1)3歳以下の子どもについて託児所・育児施設の利用率、(2)政府の保証する育児休業、(3)民間の雇い主が自発的に育児休業（政府保証以上）、(4)フレックスタイムでの就業の程度、(5)自発的パートタイム就業の程度、の5指標につい性」x「年代差」（+）て、(3)のウェイトを半分にした上で、5指標を標準化した上で足しあげている。
相対的「相対的両立度：育児と仕事」x「女性労働参加率増加」（+）
・「相対的両立度：職の柔軟性」x「女性労働参加率増加」（+）
男女性別比（+）
人口千人あたり結婚件数（-）
児童福祉費（児童千人あたり）が出生率に与える影響はみられず、児童福祉費の投入額に出生率は大きく影響してい人口千人あたり離婚件数 東京都「住民基本台帳による東京都の世帯と人口」・「区市町村における る。支援制度の実施が結果となってあらわれるまで時間がかかること、公的育児支援が出生率の回復に明らかな影響（-）
こども家庭支援事業の実施状況」 を及ぼすほどの規模になっていない等が考えられる。
核家族比率（-）
児童千人あたり児童福祉費

地域の出生率・個人の出生行動等に関する先行研究リスト
年次

論文タイトル

分析の種類

分析の単位 分析の単位2

2009

北村行伸・宮崎毅 「結婚の地域格差と結婚促進策」, 『日本経済研究』, No.60, pp.79-102.

実証分析

2002年全国／市
区町村／都道府
県マクロ

田中隆一・河野敏鑑 「出産育児一時金は出生率を引き2009 上げるか―健康保険組合パネルデータを用いた実証分
析」, 『日本経済研究』, No.61, pp.94-108.

実証分析

1998・2002年健康保険組合
1,649組合マクロ池田亮一「育児支援は子ども数を増やすか?失業を考慮
2012 したアプローチ」『季刊社会保障研究』 48巻2号,pp.216227.

理論分析

金井雅之「自治体の家族政策による出生行動の機会格2013 差の是正」『専修人間科学論集(社会学 篇)』
Vol.3,No.2,pp.1-10.
中澤克佳 ・矢尾板俊平・横山 彰「子育て支援に関わる
社会インフラの整備とサービスに関する研究:出生率・子2015
どもの移動に与える影響と先進事例の検討」『フィナンシャル・レビュー』124 号,pp.7-28.

推定法

従属変数

労働組合賃金交渉モデ
ル

子ども数

ミクロ

多項ロジスティック回帰

子ども数（0，1，2人以上の3カテゴリ）

マクロWhiteの一致性を持つ標
準誤差を用いた最小二乗
法

理論

実証分析

2011年個票（東京都民調査）

実証分析

2005年市区町村（全国，東京圏）

高山憲之・小川浩・吉田浩・有田富美子・金子能宏・小島克久「結婚・育児の経済コストと出生力―少子化の経済
2000
学的要因に関する一考察」『人口問題研究』第56巻第4号,pp.1-18.

実証分析

1985-1994年都
道府県

マクロ

2005

酒井正・樋口美雄「フリーターのその後―就業・所得・結婚・出産」『日本労働研究雑誌』 No.535,pp.29-41.

実証分析

2004年個票ミクロ

2011

松浦司「相対所得が出産に与える影響」『経済分析』185号,pp.46-66.

実証分析

1993-2006年個票（パネル）

ミクロ

平田英展「出生率と所得ボラティリティ」『經濟學論叢』第64巻第2号(同志社大学), pp.253-270.
吉田崇「初職非正規就業が結婚タイミングへ及ぼす影響2012 の男女比較」東京大学社会科学研究所 パネル調査プロ
ジェクトディスカッションシリーズ,No.64 .
2012

2017

足立泰美・中里透「出生率の決定要因―都道府県別
データによる分析」『日本経済研究』No.75, pp.63-91.

理論分析

理論

実証分析

個票（パネル）ミクロ

実証分析

1985-2010年都
道府県（パネル）

マクロ主要な独立変数
データ
結論
結婚経験率（男性-，女性+)
2段階最小2乗推定モデ
男女とも結婚には都市が影響すること、男性の就業が結婚に正の影響を及ぼすことを確認した。また男性では男女比
男性就業率(+)
総務省「国勢調査」・「全国市町村要ル（2SLS）/最小2乗推定 出生率（男女別、20-44歳が高いほど結婚経験率が低く、女性では反対であった。結婚と人口密度には逆U字型の関係があることが確認された。
厚生労働省「市区町村統計の実態」
覧」・「市町村別決算状況調」
モデル/完全情報最尤法
まで5歳階級別）
既婚女性就業率
過疎地域では結婚促進施策が結婚を促進しており、女性よりも男性で効果がある可能性が示唆された。
（政策効果モデル）
大卒者比率(-)
出産祝金事業(男性+)
平均男性年齢（-）
固定効果モデル・操作変 被扶養主婦の粗出生率
健康組合連合会「付加給付便覧」・
健康組合連合会「付加給付便覧」・ 男性被保険者（夫）の給与が低い組合においては、10万円の出産一時金追加給付は、男性被保険者の妻の粗出生率
出産育児付加金額[千円]数法「健康保険組合事業年報」「健康保険組合事業年報」
を0.017ポイント上昇させること、またその効果は潜在的な付加給付額の内生成に対しても頑健。
（%）（+低所得組合のみ）

プールド重回帰分析（2529歳女性人口をウェイトとした重み付き推定）

データ

育児支援税の財源を所得税方式にする場合，それは必ず雇用率を下落させることがわかった。資本ストックを減少させるので，GDPも下落させる。失業の増加が子ども数を減少させる効果がある。さらに，育児支援税は資本ストックと雇用率を減少させるので，育児支援税の増税で，経済全体の子ども数は増加するとは限らず，減少する可能性すらある。。
育児支援税は，過大になると子ども数が逆に減少するので，過剰な育児支援は逆効果である。育児支援税の増加には，育児支援税が失業にもたらす影響と，失業が子ども数を減少させることを考慮しなければならない。

失業の増加

総出生率/合計出生率「結婚と子育て支援にかんする
東京都民調査」

家族政策充実度（政策8項
目中の実施数）
サポート資源（親族・非親族を含む交際範囲：携帯のアドレス帳登録数）

総務省「住民基本台帳人口要覧」，
厚生労働省「平成15 年-平成19 年
人口動態保健所・市区町村別統計」
厚生労働省「人口動態統計」「生命表」，総務省統計局「国勢調査」から推定

保育所在籍児童比率

子どもの純移動数（0-4
歳，5-9歳）
06所得・賃金水準と出生合計出生率

厚生労働省「人口動態調査」「結婚と子育て支援にかんする
東京都民調査」

家族政策と世帯所得の間に相互補完的な交互作用が働いていて、世帯所得は２人目の子どもを設ける際にも正の効果をもつが、その強さは家族政策が充実するにつれて減少する。サポート資源も、何人目の子どもかを問わなければ、子ども数を増やす効果をもつ。家族政策は世帯所得やサポート資源といった個人属性が家族形成機会に及ぼす効果を和らげるのに、一定の貢献をしている。

自治体の子育て支援政策，特に保育所の整備状況は，当該自治体の子どもの出生に与える影響はないが，他自治体
厚生労働省「社会福祉施設等調査
から子どもを持つ親の移動を招く誘因となる。この傾向は東京圏で明確であり，大都市における保育所整備が需要に追報告」
いついていないことを意味している。

25-29歳男性の賃金(+)・ 総務省「賃金構造基本統計調査」所
定内給与額
25-29歳女性の賃金(-)
出生率に関する回帰分析の結果, 男性賃金と出生率は正の関係, 女性賃金や住居費とは負の関係が認められた(地域
0-4歳の幼児１万人当たり
ダミー変数等を用いない場合). ところが, 児童手当や初婚年齢に関しては, (予想に反して) 負の関係が認められた. 女
文部科学省「文部統計要覧」の保育園定員数(+)
性の賃金や住居費は子育て費用の一部と考えられるから, 出生率と負の関係にあるのは予想通りであった.
税・保険料負担の実収入 総務省「家計調査年報」非消費支出の実収入に占める比率に占める割合(-)

フリーター経験者はその後の結婚や出産の時期が遅く,一定の年齢に到達してもときには結婚しなかったり, 子どもを持たなかったりする人の多いことが見いだされた｡若年時の就業経験は, 単にその後の就業状態や所得に大きなインパク
トを与えているだけではなく, 結婚や出産行動にも影響を与えているといえる｡しかもその影響の程度は, 以前にも増して
90 年代以降, 拡大していることが確認された｡
準拠集団ごとに教育費や子ども数が異なり，母親が高学歴であるほど一人当たり養育費が高くなり，子ども数は少なくランダム効果プロビット推
家計経済研究所「消費生活に関する 相対的高収入層/相対的 家計経済研究所「消費生活に関する なる。相対収入と出産確率の関係については，相対的低収入層では，準拠集団の平均世帯収入と本人世帯収入の差
定/操作変数プロビット推
次年度の出生の有無
パネル調査」
パネル調査」
が縮小すると出生確率を上昇させる。しかし本人や配偶者の絶対収入は出生確率に府の影響を与える。相対収入が高低収入層
定
いと養育費が高くなり，出生確率が低下する。
経済成長に密接する人的資本価値 出生率が人的資本の内生的成長の不確実性σ に関して逆U 字型となることにより，所得分散にも出生率を最大化させ教育投資価値を最大化する効用最 人的資本の内生的成長の家計の効用関数に基づく所得の不確実性（ボラティリ る最適な値があることがわかる．これは社会的に不安定な国では補助金制度が，より安定した社会では給与形態が能
最適出生率
大化のもとでの出生率
不確実性
ティ）
力に応じて支払われる能率給をより包括的に導入するのが良いことを示している。
初職が非正規雇用であることは、男性の結婚タイミングを遅らせていることが確認された一方で、同様の傾向は女性に
東京大学社会科学研究所「働き方と東京大学社会科学研究所「働き方とは見られなかった。女性のデータを学歴別に分析したところ、中学・高校卒の女性では、初職の就業形態によって結婚
カプランマイヤー推定
ライフスタイルの変化に関する全国
ライフスタイルの変化に関する全国
結婚までの期間
正規・非正規の比較
タイミングの違いはなかったが、高学歴女性では男性と同様に初職が非正規雇用であることが結婚タイミングを遅らせ調査」（JLPS）
調査」（JLPS）ていることが分かった。
総務省「国勢調査」
生涯未婚率
完結出生力（35-39歳時点
生涯未婚率の上昇と女性賃金の上昇が出生率に有意な負の影響をもたらしており、結婚や出産・育児に伴うコスト（機厚生労働省「人口動態調査」，総務
総務省「国勢調査」
女性就業率
重回帰分析（重み付き） のコーホート別累積出生会費用）が出生率の低下に大きな影響を与えていることが示唆される。一方、女性の社会進出（就業率の上昇）や晩婚
省「国勢調査」
厚生労働省「賃金構造基本統計調 化が出生率の低下をもたらすという効果については明確な影響が認められなかった。
率）
女性賃金率
査」
サバイバル分析（未婚状
態の継続期間・出産までの期間）

婚姻年齢・出産年齢｢第1回慶應家計パネル調査｣

フリーター経験｢第1回慶應家計パネル調査｣

07子育てコストと出生
大卒（-）
官公庁勤務（+）
結婚時親と同居（+）
一般雇用労働者（+）
養育費（-）
通塾費（-）
父親年収（+）
金融資産（+）
母親教育年数（+）
長子の年齢（+）

永瀬伸子 「少子化の要因：就業環境か価値観の変化か1999 ―既婚者の就業形態選択と出産次期の選択―」,『人口問題研究』55-2, pp.1-18.

実証分析1997年個票ミクロ

weibull比例ハザードモデ
ル（最尤法）

結婚から出産までの期間

国立社会保障・人口問題研究所「第11回出生動向基本調査」

森田陽子 「子育て費用と出生行動に関する分析」, 『日本経済研究』第48号, pp.34-57.

実証分析

個票

ミクロ

最小二乗法（OLS）／
二段階最小二乗法（2SLS）

予定子ども数「女性の就労と子育てに関する調査」

実証分析

個票（パネル）ミクロ（世帯）固定効果モデル

子どもの教育費

家計経済研究所「消費生活に関するパネル調査」

世帯における子どもの数(-)

子どもの質と量の関係は、は負の相関がみられたが、子ども１人単位の分析では一部の推定式によって負の相関がみられただけにすぎず、あまり頑健な結果が得られていないといえる。そのため、トレードオフが存在するかどうかは今後
家計経済研究所「消費生活に関するの詳細な分析が求められる。また、出生順位によって教育費の違いはみられるが、世帯の固定効果をとると教育費のパネル調査」違いが見られなかった。世帯の教育投資に対する態度をコントロールすると、どの子どもに対しても教育費に差をつけない解釈を提示した。

実証分析

2012年個票ミクロ

記述統計

子ども数・理想子ども数・予定子ども数内閣府「少子化と夫婦の生活環境に関する意識調査」

教育アスピレーション（進学期待）

年収が低いグループ（夫婦年収400 万円未満）は、全体としてみれば教育アスピレーションが高くない。年収が中程度の内閣府「少子化と夫婦の生活環境にグループ（夫婦年収400 万以上-1000 万未満）では、子どもへの大学進学期待や留学期待が子ども数を抑制する要因
関する意識調査」になっていると考えられる。夫婦年収が1000 万円を超えると、教育費負担での出生力への影響は消えてしまう。

教育支出（授業料等・補習 総務省統計局「全国消費実態調査」 子ども数（0-4歳，5-9歳，教育）
10-14歳，15-19歳）

第一に，子どもを追加的に持つことによる負担は，授業料等の方が補習教育よりも大きく，このことから授業料等は奢侈財の性格が弱い一方，補習教育は奢侈財の性格が強い可能性が示唆された。第二に，子どもの年齢階級別に，子どもを追加的に持つことによる負担を見ると，授業料等については子どもが15〜19歳の場合に，補習教育については子
総務省統計局「全国消費実態調査」
どもが10〜14歳，15〜19歳の場合に強く現れていた。第三に，子どもを追加的に持つことによる負担が強く現れた子どもの年齢階級について，所得階級別に負担を比較してみると，授業料等，補習教育いずれについても，所得階級1分位
世帯で負担が強く表れていた。

2004

戸田淳仁「子どもの数・出生順位と教育費の関係―子ど2010 もの質・量のトレードオフに関する実証分析」『季刊家計経済研究』88号,pp.28-40.
2013

2015

山田昌弘「教育アスピレーションが出生力に及ぼす影
響」『RIETI Discussion Paper』No. 301, pp.92-102.
増田幹人「子ども数と教育費負担との関係」『季刊社会保障研究』第51巻2号,pp.223-232.

実証分析

2004年個票ミクロ

トービットモデル

国立社会保障・人口問題研究所「第育児休業制度の利用は依然低く、賃金水準の上昇が、出産後の就業継続ではなく、産み遅れをもたらした。
11回出生動向基本調査」

子どもの数と質との間には負の相関関係がある。子どもの質の向上に熱心な家計ほど子どもの数が少ない。世帯の経「女性の就労と子育てに関する調査」 済環境がよいと予定子ども数が多くなることから、子どもは上級財といえる。子育て費用に対する補助金、教育の現物給付（公教育の充実）、世帯収入への控除等での対応が考えられる。

地域の出生率・個人の出生行動等に関する先行研究リスト
年次

論文タイトル

分析の種類

分析の単位 分析の単位2

廣嶋清志「大都市地域の住宅事情が出生率に及ぼす影1994 響: 東京都区市1985年、1990年の観察」『都市住宅学』6,pp10-17.

実証分析

1985・1990年東
京都区市

石坂公一・秦中伏「出生率と居住状況との関連分析」『日本建築学会計画系論文集』第533号, pp.157-164.

実証分析

2000

吉永真理・大塚柳太郎「生育環境が出生・育児行動に及2000 ぼす影響:都市在住女性を対象にした ライフコース・アプ
ローチの試み」『民族衛生』第66集第2号 pp 73-80
浅見泰司・石坂公一・大江守之・小山泰代・瀬川祥子・松2000 本真澄「少子化現象と住宅事情」『人口問題研究』561,pp.8-37.
水谷徳子「出身地の住宅事情と出生行動」『都市住宅2008
学』62号,pp.82-91.

推定法

従属変数

データ
08居住と出生マクロ

散布図・相関関係

20・30歳代女子有配偶率・
有配偶出生率・夫婦あたり
子ども数

1993年特別集計マクロ

対数線形モデル（AICによる説明変数選択）第１子・第2子出生率

実証分析

個票（パネル）2
カ所の病院で出
産した女性

ミクロ

記述統計

子ども数・理想子ども数

実証分析

国勢調査/住宅統計調査1993年
特別集計/出生
動向基本調査ミクロ

記述統計/対数線形モデ
ル（AICによる説明変数選択）

第１子・第2子出生率

総務省「住宅統計調査」

実証分析

2005年個票・
1968-2003年都
道府県

ミクロ

重回帰分析/プロビット推定

子どもの数/結婚の有無

大阪大学「くらしの好みと満足度についてのアンケート(2005)」

主要な独立変数データ

結論

東京圏においては女性の就業によって住宅水準が維持されており、1985年頃までは住宅水準を通じた女性の就業の効
持ち家割合
果によって出生率が維持されるという構造があったが、1980年代後半の住宅事情の一層の深刻化によって、女性の就
総務省「国勢調査」
保育所定員割合（0-1歳，業が住宅水準の保持の効果を生んではいるものの、出生率の維持の効果をもつにはいたらなくなったものと考えられ
る。
0-5歳）
入居時期
出生率に大きな影響をもつのは入居時期と世帯年収という結婚時期である（34歳以下）。居住状況要因では家賃額が借家居住世帯
最も影響が大きく，家賃が高いほど出生率は低い。居住形態別では住宅型，給与住宅型という安定的な居住で出生率
総務省「住宅統計調査」
総務省「住宅統計調査」
居住形態が高く，居住室畳数が増加するにつれて出生率が上昇する（22畳以上）。したがって，共働きと育児が両立できる状況の整備が必要である。
居住室畳数
家賃額
「再生産過程における母親の心身の「再生産過程における母親の心身の 母親の就労が理想子ども数を,きょうだい数が現子ども数と妊娠回数を引き上げ,第1子および第2子妊娠年齢を引き下きょうだい数適応状態とその関連要因」に関する適応状態とその関連要因」に関する げていた.母親の就労はきょうだい数を減少させていなかったことから,自身のきょうだいが少ないからより多くの子どもを
母親の就業状況
継続調査
継続調査
望むという解釈は成立しなかった.
総務省「国勢調査」

入居時期，世帯年収，居住形態，家賃負担率

総務省「住宅統計調査」

持家確保や低廉な家賃の住宅で子供数が多いことから居住の安定性が重要であること, 所得が高いことが現在の居住水準の高さと子供数の多さ両面に影響を与えている可能性を否定できないため統計的な判別はできないものの現在の生活状況も重要な要因となりうること, 長期的に居住可能な住宅において子供数が多いことより,将来の生活状況の見通しが立つということが重要そうであること, 親族の同居や育児専念できる職業形態において子供数が多いことから育児環境も重要であることなどが結論できる。
(1)大都市圏に居住していると出生児数は少ない、しかし(2)子どもの頃の住環境の影響を考慮すると、現在の居住地の一人当たり畳数（現在，出影響というよりむしろ子どもの頃と現在の居住水準のギャップが、出生児数に影響を与える、(3)出身地と現在の居住水
総務省「住宅・地統計調査報告(住宅
準のギャップは、結婚率には影響を与えない、ということが明らかとなった。住宅事情に関して、子どもの頃形成された身地地の15歳時点，現在
統計調査報告)」住環境に関する嗜好が、現在の居住水準に関する意思決定の留保水準となっており、出生行動に影響を与えているとと出身地との差）解釈できる。

09ジェンダー・夫の家事育児参加と出生
夫の家計内への時間投入，すなわち夫の家計内の生産活動は，夫婦の追加予定子ども数を決定づける重要なファク

藤野(柿並)敦子「夫の家計内生産活動が夫婦の追加予2006 定子ども数へ及ぼす影響―ミクロデー タによる検証―」『人口学研究』第38号,pp.21-41.

実証分析

小葉武史・安岡匡也・浦川邦夫「夫の家事育児参加と出2009 産行動」『季刊・社会保障研究』第44 巻第4号,pp.447459.

実証分析

水落正明「夫の育児と追加出生に関する国際比較分析」『人口学研究』第46号,pp.1-13.

実証分析

2010

2003年個票

2004年個票

2005年個票（米・仏・瑞・日・韓）ミクロ順序プロビット分析

夫婦の追加予定子ども数

順序プロビット分析

子どもがもう一人欲しい

ミクロ

ミクロ

トービット分析

夫の家事参加度

プロビットモデル

追加出生意欲の有無

兵庫県「若い世代の生活意識と少子化についてのアンケート」

日本家族社会学会「家族についての全国調査，2004」

夫の家事分担度（ゴミ出ターの一つであることが確認できた。わが国の性別規範が雇用や教育といった個人レベルの性別平等だけでなく，家庭
し，その他の家事），育児 兵庫県「若い世代の生活意識と少子 レベルにおける性別平等が必要だと個々人に意識され始めていることを示唆している。夫の家事育児の追加予定子ど化についてのアンケート」
も数を高めるのは，特に，妻が専業主婦の場合や非正規就業で働く場合であることが見いだされた。妻が正規就業で分担度（子どもの世話，遊働く場合においては，夫が家計内での生産活動への分担度合いが多いにもかかわらず，追加予定子ども数との関連性
び相手）は明らかとならなかった。
第1 に，夫の家事育児に対する全般的な協力は，世帯所得，妻の就業状態等の各種の変数をコントロールした場合に夫の家事育児協力（主成
おいても，「子どもをもう一人持ちたい」とする希望にプラスの影響を与えている。第2 に，夫の全般的な家事育児協力の分・7分類）
日本家族社会学会「家族についての 規定要因に関しては，夫婦間の労働市場における比較優位（夫婦間の賃金格差）が影響を与えている。一方で，育児夫婦間賃金格差，夫婦間
学歴格差

全国調査，2004」

協力に重点をおいた変数については，夫の労働時間や通勤時間など，労働における様々な時間制約がマイナスの影響を与えている可能性が示された。男性についての育児休業取得の推進など時間制約を緩和する政策は，夫の家事育児協力を引き上げるという点で有効な施策であると言える。

育児分担指標（9項目の育
６歳以下の子どもが１人以上いる夫婦を対象にした推定の結果，男女回答者を合わせたサンプルでは，スウェーデン，内閣府「少子化社会に関する国際意 児で夫と妻のどちらが多く 内閣府「少子化社会に関する国際意 日本，韓国において，夫の育児分担が追加出生意欲に正の影響を与えていることが明らかになった。また，男女回答者
識調査」
識調査」
でサンプルを分けた推定では，夫の育児分担は，スウェーデンでは妻の意欲を，日本と韓国では夫の意欲を高めること行っているかを評価・合成がわかった。
指標）

阿部由起子「男女雇用機会均等法の長期的効果」『日本2011
労働研究雑誌』 No.615,pp.12-24.

実証分析

1982-2007年個
票

ミクロ

記述統計

(1)重回帰分析

2005

佐々井司 「夫婦出生力の地域間格差に関する研究」,『人口問題研究』 63-3. pp.3-23.

実証分析

1987-2005年個
票

ミクロ

2012

川瀬晃弘「出生率の決定要因に関する実証分析」『ディスカッションペーパー』No.536,pp.1- 11.

実証分析

2000-03,05,06年
個票，都道府県ミクロ2013

施利平「世代間関係と子世代の出生数との関連」『RIETI
Discussion Paper』No.301,pp.72- 82.

実証分析2012年個票ミクロ

1999

津谷典子「出生率低下と子育て支援政策」, 『季刊・社会保障研究』, Vol.34, No.4, pp.348-360.

実証分析

1994年個票ミクロ福田亘孝「女性学歴と出産戦略:Mover-Stayer Mixture
2005 Model による分析」『人口問題研究』 第61巻第4号,pp.321.

実証分析

2004年個票ミクロ

就業率（正規・非正規），
男女賃金比

総務省「就業構造基本調査」

10家族(親子)関係と出生(1)完結出生児数（結婚持続期間15-19年）

配偶関係，学歴

総務省「就業構造基本調査」

第1に，均等法以降，高学歴女性は，40 歳未満までの年齢層では正規雇用就業の割合が高まったものの，40 歳を超えると顕著な正規雇用の増加はみられない。第2 に，配偶関係別には，均等法以降の世代で，それ以前の世代と比較して，正規雇用就業率が高まっているとはいえない。したがって，女性全体で40 歳未満の年齢で正規雇用就業が増えたことの理由は，未婚率の上昇が原因であると考えられる。第3 に，男女間賃金格差に関しては，正規雇用就業の増えた高学歴若年女性ではなく，むしろ高学歴以外の中高齢女性のほうが，同学歴・同年齢の男性と比較しての賃金が上昇していた。

(1) 学歴（+-）・人口集中地
区（+-）・親との同近居（+）(2) 学歴（+-）・人口集中地 国立社会保障・人口問題研究所「第 人口集中地区割合、親との同別居状況は地域別の構成分布が大きく異なることで構造的に出生力の地域間格差をも区（+-）・妻就業(-)・親との 7回-13回出生動向基本調査」 たらしている。全体として妻の就業と子ども数は負の関係であるが、地域によって関係が異なる可能性がある。
同近居(+)(3)出生子ども数（結婚持(3) 学歴（+-）・人口集中地(3)重回帰分析
続期間5年以上5年階級区（+-）・妻就業(-)・親との別,地域別）
同近居(+)
通常の回帰分析においてはきょうだい数や15 歳時の出生率は女性の子ども数に対して正の影響を与えている様子が母親のきょうだい数
重回帰分析，分位回帰分
日本版General Social Surveys，厚生 伺えたが、個人の属性をコントロールすると結果は不安定なものとなってしまった。そこで、分位回帰（Quantile
日本版General Social Surveys
子ども数
地域の出生率（15歳時点
析（25%,75%タイル）
労働省「人口動態調査」
regression）を行った結果、相対的に子ども数が多い女性についてはこれらの変数が有意に正の影響を与えていることが明らかになった。
の出生率TFR,CBR）双方の親との同居または近居は対象者の現在の子ども数、予定の子ども数、及び理想の子ども数に統計的に有意な親世代との同居（夫方，妻正の効果をもち、親と同居または近況している者は、現在の子ども数と予定の子ども数が多く、そして夫方同居と妻方方）
現在子ども数，予定子ども 内閣府「少子化と夫婦の生活環境に
内閣府「少子化と夫婦の生活環境に重回帰分析
近居の者は理想の子ども数が多い傾向が確認された。親からの非経済的援助は予定の子ども数、理想の子ども数に関する意識調査」
関する意識調査」
数，理想子ども数
親世代の経済的・非経済
有意な正の効果をもち、夫方から非経済的援助を多く受けている者は、予定子ども数と理想子ども数が多い事が確認される。
的援助
11教育と出生率＜ミクロ特性＞(1)子ども数(1)重回帰分析
日本大学総合科学研究所「現代家 (1) 妻就業（-）・都市居住 日本大学総合科学研究所「現代家 子ども数に関する希望と現実の格差に寄与している要因は、女性の就業、都市居住、親との同居であった。とりわけ女(2)ロジット回帰分析
族に関する全国調査」
族に関する全国調査」
性の就業の効果が強く、出産・子育てに関するコストの軽減が求められる。
（-）(2)出産意欲(2) 親と同居（+）
国立社会保障・人口問題研究所「第7回-13回出生動向基本調査」(2)ロジスティック回帰分析(2)出生の有無（結婚持続期間0-4年）

Mover-Stayer Mixture
Model

結婚と家族に関する国際比較研究
結婚と家族に関する国際比較研究 女性の教育水準は第一子の出産タイミングに影響を与えるが，出産確率には影響を及ぼさない。高学歴女性は第一子
第一子・第二子出産確率・ 会「結婚と家族に関する国際比較調
女性の教育水準，妻の結 会「結婚と家族に関する国際比較調についてはパリティ戦略ではなくテンポ戦略を選択している。したがって，女性の高学歴化による賃金稼得能力だけで出出産タイミング
婚年齢査」
査」
産パターンの変動を十分に説明することは無理がある。婚姻年齢は出産確率に対して顕著な影響を持つ。

地域の出生率・個人の出生行動等に関する先行研究リスト
年次

論文タイトル

分析の種類

分析の単位 分析の単位2

推定法

従属変数

2007

岩澤美帆・三田房美「晩産化と挙児希望女性人口の高齢化」『人口問題研究』第63巻第3号, pp.24-41.

実証分析

1987-2005年個
票

ミクロ

記述統計

挙児希望女性人口

国立社会保障・人口問題研究所「出生動向基本調査」

女性の年齢，出生児数，
追加予定子ども数，次子の希望時期

挙児希望女性人口は年々増加し，かつ，35歳以上といった高年齢女性が占める割合が上昇していることがわかった。
国立社会保障・人口問題研究所「出1982年から2005年で17％増加している。挙児希望女性人口の中身も未婚者や無子の有配偶者が増え，1人ではなく複生動向基本調査」
数を予定する割合が増えている。

仙田幸子「妊娠企図の延期と子ども数―意図せざる結2011 果としての出生力低下―」『人口問題研究』第67巻4号,pp.22-38.

実証分析

1955-2009年集
計データ

マクロ

推計

出生に至らない妊娠企図厚生労働省「人口動態統計」

人工妊娠中絶，死産・流産，各都道府県「優生保護統計」「母胎従来から妊娠企図のうち2割程度は，子どもの出生に結びつかないものであった．しかも，この比率は，1990年代以降
保護統計」「衛生行政報告例」，国立の妊娠年齢の高齢化を受けて増加しており，現在も上昇中である．晩婚化の流れを受けた妊娠年齢の高齢化は，妊娠
社会保障・人口問題研究所「出生動企図の結果が子どもの出生に結びつかないケースを増加させている．
向基本調査」

母親の国籍，都道府県

外国人女性のTFRについては，欧州でみられるような外国人女性のTFRの高さは観察されなかった．その要因の１つとして，有配偶の外国人女性の平均出生児数の少なさが示唆された．国籍別に外国人女性のTFRをみれば，1995年のフィリピン人女性やタイ人女性のようにかなり高いTFRを示す場合もあったが，2000年代に入ると日本人女性との差は大幅に縮小し，むしろ日本人女性のTFRの方が高い場合が多かった．ほとんどの都道府県で日本人女性のTFRを下回るようになった．日本のTFRに対する外国人女性の影響は小さくTFRを上昇させるよりもむしろ低下させる効果がみられた．

データ
12不妊・健康と出生

主要な独立変数

データ

結論

13移動・移民と出生
2010

山内昌和「近年の日本における外国人女性の出生数と出生率」『人口問題研究』第66巻4号, pp.41-59.

実証分析

1987-2007年個
票データ

ミクロ

間接標準化による合計出
生率の推定

合計出生率

厚生労働省「人口動態統計」

厚生労働省「人口動態統計」

出生地・現住地
小池司朗「人口移動が出生力に及ぼす影響に関する仮2014 説の検証―「第7回人口移動調査」データを用いて―」『人口問題研究』第70巻1号,pp.21-43.

実証分析

是川夕「日本における外国人の移住過程がその出生率
2013 に及ぼす影響について」『社会学評論』第 64巻1号,pp.109-127.

実証分析

1986-2010年集
計データ

マクロ

重回帰分析

是川夕「日本における外国人女性の出生力 ―国勢調査
2013 個票データによる分析―」『人口問題研究』第69巻4号,pp.86-102.

実証分析

2000・2010年個票

ミクロ

ロジスティクス分析

田中隆一・中嶋亮「子育て支援政策が居住地選択と出2015 生行動に与える影響について」『住宅土 地経済』
98,pp.20-27.

実証分析

2004年個票ミクロ

多項ロジットモデル／ロ
ジットモデル

Hashimoto, Y. and A. Kondo "Long-term effects of labormarket conditions on family formation for Japanese2010 youth", GCOE Discussion Paper Seires, Global GCOE
Program Human Behavior and Socioeconomic Dynamics,
No.153.

実証分析

個票・都道府県ミクロ

probitモデル

実証分析

2012年都道府県

マクロサポートベクタマシン

実証分析2017年個票

ミクロ

パス解析

2016

田辺和俊・鈴木孝弘「出生率の都道府県格差の分析」『構成の指標』第63巻第5号, pp.13-21.

武田・片瀬・碓井「出産動機と子育て支援環境の研究－
2018 全国子育てアンケートの結果を中心に－」『清泉女学院
短期大学紀要』第 36 号、pp.34-42.

2011年個票

ミクロ

重回帰分析

既往子ども数

国立社会保障・人口問題研究所「第7回人口移動調査」

出生地・初婚直後

既婚女性を対象として出生地と初婚直後の居住地に基づいた移動類型を設定し，移動類型別の子ども数を算出したと国立社会保障・人口問題研究所「第 ころ，非大都市圏から大都市圏への移動者の出生力が最も低かった．子ども数を従属変数とした移動類型別の重回帰分析などを実行した結果，上記移動者の低出生力の要因として，SelectionとAdaptationの影響が大きいと推察された一7回人口移動調査」
方で，Disruptionについては初婚直後におけるごく限定的な影響が観察されるにとどまった．

住宅の種類
学歴
永住等，日本人の配偶者
等，日本人TFR,家族滞外国人女性の出生行動は，同一国籍内でもサブグループ間で大きく異なる可能性が高いこと，および定住化に伴う適厚生労働省「人口動態調査」，法務
厚生労働省「人口動態調査」，法務
応／同化効果が出生力にプラスの影響を与える可能性が示された。また，日本における外国人の定住化が，世代の再在，出身国TFR，特別永住
合計出生率
省「在留外国人統計」
省「在留外国人統計」
生産という新たな局面に入っていくことが示された。
者，新規永住者等，短期滞在
属性効果を考慮しても，日本における外国人女性の出生率はベトナム人を除いて，概して日本人女性よりも低いことが夫との年齢差同居児法による子ども数示された．二つ目に，外国人女性は来日直後に出生率の急激な上昇を経験するイベント相関効果の影響を受けている大学卒業可能性が高いこと，そしてそれは第1子においてのみ確認され，第2子以降の場合，むしろ，出生率は低下することか
総務省「国勢調査」
総務省「国勢調査」の推定・年齢別出生率・合
労働参加率
ら，中断効果の影響を受けている可能性が高いことが明らかにされた．三つ目に，定住化により，外国人女性の出生率
計出生率が上昇する傾向にあることが示された．
5年以上滞在児童手当
乳幼児・子ども医療費助
家計が地域を選んだ時の内閣府「平成16年度地方自治体の 子育て支援政策は家計の居住地選択行動と出生行動に影響を与えうること，有効な支援策は既存の子どもの有無や成
総務省「全国消費実態調査」
独自子育て支援施策の実施状況調 家計所得に依存して異なりうること，さらには支援策が居住地選択行動に与える影響を考慮しないと，これらの支援策
効用／家計が地域で生ん母子保健が出生行動に与える政策を過大に推定する恐れがある。
査報告書」
だ子どもの有無
保育サービス
地域子ども・子育て支援
その他
出生前年の都道府県別男性失業率（18-22歳+、2832歳、高卒28-32歳-、大総務省「国勢調査」「労働力調査」， 学卒時の労働市場の出生率への影響は、高卒女性に対しては負であるのに対して、大卒女性では正の関係がみられ
Employment Status Survey (ESS)
卒23-27歳+）
子どもの有無厚生労働省「人口動態統計」
た。労働市場の状況の全体の影響はその他の影響に比べると小さい影響といえる。
学卒時の都道府県別男性失業率（高卒23-32歳で-、大卒33-37歳で+）婚姻率(-)
女性喫煙率(-)
でき婚率(+)
男性失業率(+)
病床数(+)
総務省「社会・人口統計体系」，・「国 都道府県別の出生率について13種の指標のみを用いて，平均二乗誤差（RMSE）0.042，回帰決定係数（自由度調整済）
女性管理職(-)
勢調査」・「総合統計書司法・警察」， 0.875という高い精度で再現するモデルを構築できた。13種の決定要因の中では，婚姻率，男性失業率，女性管理職等
厚生労働省「人口動態調査」
合計出生率
犯罪率(-)
厚生労働省「人口動態調査」・「人口 の既検証要因が出生率に大きな影響を与えることを確認した。既検証の要因の他に，女性の喫煙率，デキ婚率，病床数等の決定要因も出生率に大きな影響を与えることを新たに見いだした。
動態統計特殊報告」
気温(+)
非正規労働(-)
30代女性就業児童福祉費(+)
消費支出(-)
妻育児時間(-)
GAP指数（理想子ども数か
ら養育子ども数を差し引い
た指数）
家庭満足度
現状1人以上の子どもを育てている母親が次の子どもを産み育てようとする希望的意識について，1人及び2人の子ども「全国子育てアンケート調査2017」 自然体験（11項目3件法の 「全国子育てアンケート調査2017」 を養育する母親において，GAP指数と家庭満足度を介して，自然体験と母親ソーシャル・キャピタルが間接的に寄与す
次子希望
ることがわかった。
合計値）
母親ソーシャル・キャピタル（9項目3件法の合計値）

片瀬・碓井・武田「母親の過去の自然体験及び自然体験に対する肯定的思考が次子の出産動機に及ぼす影響に
2019ついて」『青少年教育研究センター紀要』第7号，pp.3241．

実証分析2018年個票ミクロ

因子分析／パス解析

次子希望「全国子育てアンケート調査2018」

GAP指数（理想子ども数か
ら養育子ども数を差し引い
た指数）
育児満足度
自然体験（11項目6件法）
自然体験肯定度（4項目6件法）
保育園ソーシャル・キャピ
タル（39項目6件法）「全国子育てアンケート調査2018」

母親の過去の自然体験及び自然体験に対する肯定的思考が，1～2人の子どもを持つ母親の次子希望に対してプラスの影響を及ぼす可能性を示した。