「近未来の課題解決を目指した実証的社会科学推進事業」（お茶の水女子大学）「仕事と生活に関する男性全国調査」
家族班報告書資料

2011 年５月

石井クンツ昌子
林 葉子・岡村 利恵
中川 まり・佐々木 卓代
文部科学省委託事業「近未来の課題解決を目指した実証的社会科学研究推進事業」

お茶の水女子大学「ジェンダー・格差センシティブな働き方と生活の調和」
研究プロジェクト

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「近未来の課題解決を目指した実証的社会科学推進事業」（お茶の水女子大学）

序章

調査概要

１．研究の目的
家族班の主な研究課題は就労する男性のワーク・ライフ・バランスについて、その規定要因を解明することである。本年度は、全国の子育て期の父親を対象に大量調査を実施した。ワーク・ライ
フ・バランスの概念については、昨年と同様「父親の家事・育児参加の量」として定義し、従属変数として様々な規定要因との関連を分析した。男性の職場環境を含む包括的な概念モデルを分析に用いたが、職場要因として企業規模、役職、勤務時間を含み、父親の属性も独立変数として検討した。媒介変数としては男性の仕事へのコミットメント、父親としてのアイデンティティ、育った環境やネットワーク内のロールモデルの有無、妻の就労と家庭内での役割、子育てをしやすい職場環境など、これまでの研究ではあまり触れられてこなかった規定要因を含めた。さらに、上記の変数
を独立変数として、子ども数の規定要因も検証した。本参考資料には、様々な視点から男性のワー
ク・ライフ・バランスを検証した分析結果を提示する。
２．研究の方法（1）期間
平成 23 年 2 月（2）データの収集方法と回収率
郵送調査法により実施した。日本国内に居住する 12 歳以下の子どもを持つ父親が対象者で、層化 2 段無作為抽出法によって 2750 人の 12 歳以下の子どもを持つ父親が抽出された。ただし、政令指定都市で世帯ごとに管理していない、札幌市、新潟市、神戸市、堺市については 12 歳以下の子どもを抽出し、その父親に調査を依頼する方法をとった。有効回収数は 715 名（有効回収率
26.0％）である。

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「近未来の課題解決を目指した実証的社会科学推進事業」（お茶の水女子大学）

目次

序章

第１章

第２章

第３章

第４章

調査概要

２

目次

３

子育て期の父親における育児・子育て参加を規定する
媒介要因としての仕事への意識と妻から夫への育児参加期待

４

父親の仕事に対する意識と父親の子育て・家事参加：父親における社会的格差と職場環境要因の視点から

１６

育児期の父親の生活不安と家事・育児の分担～子育てネットワークとの関係性～

２５

父親の家事・子育て参加が子ども数に与える影響

３６

3

「近未来の課題解決を目指した実証的社会科学推進事業」（お茶の水女子大学）【仕事と生活に関する男性全国調査】

１章

子育て期の父親における育児・子育て参加を規定する媒介要因としての仕事への意識と妻から夫への育児参加期待

１．問題の背景
日本では少子化対策の一環として、子育て期の男性に対してワーク・ライフ・バランスや家庭への参加が求められている。しかしながら、実際には子育て期であり、働き盛りである男性において、職場での長時間労働は依然として継続し、家事や育児を通じた家族への参加が十分であるとは言い難い。男性の長時間労働は、戦後の工業化・産業化によって高度経済成長の名のもとに定着し、同時に「男性は外で働き、女性は家庭」という性別役割分業も日本の家族の中に浸透していった（山田 1995）。
一方で、女性の高学歴化や社会進出にともなって共働き世帯が増加している（内閣府 2008）が、そうした中でも男性の育児への参加は女性に比べて圧倒的に少なく、それは共働き世帯においても同様である。平成 18 年社会生活基本調査（総務省 2006）によると、共働きと専業主婦家庭を合わせた家事・育児時間の男女差は、平日では男性が一日平均 30 分であるのに対し、女性は 3 時間 32 分である。家事・育児にかける時間は圧倒的に女性が多く、特に末子年齢が小さいほど長い（総務省 2006）。そして子どものいる共働き世帯でも、妻は仕事と家事・育児を合わせた二次活動時間の合計が 9 時間 26 分であり、共働きの夫や専業主婦の妻に比べて一日に占める仕事・育児・家事の合計時間が最も長い（総務省 2006）。
また共働き世帯が増加している中で、第 13 回出生動向基本調査（国立社会保障・人口問題研究所
2006）では、日本の男性の性別役割分業意識はともに平等的になっていることが報告されている。同調査によれば、「男は仕事、女は家庭」という伝統的な性別役割分業意識をもつ男性独身者の割合は、第10 回(1992)の 62％から第 13 回(2005)の 36％へとこの 10 年間で激減している。
このような共働き世帯の増加や性別役割分業意識の変化は、男性の育児や家事への参加に影響をもたらすのだろうか。この疑問に対し、共働き男性においては、育児や家事の分担をわずかに増やす傾向が見受けられる（総務省 2006）。平成 18 年社会生活基本調査（総務省 2006）では、共働きの夫が一日に行う家事・育児時間は 1991 年の 19 分から 2006 年では 33 分と継続的な増加があることが報告されている。そして妻の家事・育児時間は 1991 年の 4 時間 39 分から 2006 年の 4 時間 45 分とほとんど変わらないが、家事・育児の分担割合は、1991 年での 93.6％から 2006 年には 89.6％と減少している（総務省 2006）。このように共働き夫婦では、わずかながら夫の家事・育児への分担が多くなっていることから、子育て期の家族において妻が就労することは、夫が育児や家事により多く参加するようになることが考えられた。
本委託研究事業において家族班（班代表：お茶の水女子大学教授 石井クンツ昌子）では、就労す
る子育て期の男性を対象とし、ワーク・ライフ・バランスの指標のひとつとして、父親の育児・子育て・家事への参加を取り上げている。家族班では、子どもをもつ父親にとってのワーク・ライフ・バランスとは、職場での就労だけではなく、父親自身が家庭における育児・子育て・家事といった家庭内労働をいかに多く4

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しているかで測られるものであると定義し、この規定要因について研究を進めている。本稿では、この考えに基づいて作成した家族班における研究概念図（図１）をもとに分析を行った。父親の育児・子育て・
家事参加は、父親自身の勤務時間に代表される職場要因や年齢や子どもの人数などの父親としての属性要因に影響を受けることが先行研究（石井クンツ 2009 など）で明らかにされてきた。本稿ではこれらを踏まえ、職場や属性などの規定要因と目的変数である結果を媒介する媒介要因として、父親の勤務先が子育てをしやすい職場、家族を優先する意識、性別役割分業意識、妻の就労、妻から夫への育
児・子育て・家事参加への期待などをとりあげることにした。そしてこれらを介して父親の育児・子育て、家事参加が影響を受けると考え分析を行った。本稿は、男性自身の要因に加え、職場要因から男性の育児・子育て・家事参加が規定されるというこれまでの知見に加え、男性自身の仕事と家族に対する意
識や妻の媒介要因に着目して新たな結果を見出すことで、ワーク・ライフ・バランスに関する政策により幅広い、複眼的な知見を付与することができる点で意義があると考えている。

職場要因
・企業規模
・役職
・勤務時間…

仕事への意識WFC、子育てのしやすさ、
家族優先、仕事のやりがい

育児・子育て参加

父親アイデンティティ
父親役割観、子どもの価値

父親属性
・年齢
・学歴
・年収
・子ども数
・対象児年齢

父親ロールモデル
成育歴、父親ネットワーク

家事参加

妻の就労と期待
就労、夫への育児家事期待［図１]：父親の育児・子育て・家事参加についての研究概念図

２．先行研究（１）仕事への意識と男性の育児・子育て・家事参加
日本の男性の性別役割分業意識が平等的になり（国立社会保障・人口問題研究所 2006）、共働き世帯において、わずかに男性の育児や家事の分担が多くなっても、依然としてその行動は伝統的なままであることが指摘されてきた（小笠原 2009）。こうした意識と行動のギャップが生じる理由の一つに、職場での労働時間が長いために、育児・家事を行う時間的余裕がないことが多くの研究で報告されてきた（例えば中川 2008）。こうした現状の中で、仕事と家族の間での葛藤を感じるというワーク・ファミリー・コ
ンフリクト（Work to Family Conflict、以下 WFC）について、これが女性だけではなく性別役割分業規範において育児や家事の責任がない男性にもこの葛藤があるとされている。
しかしながら、長時間労働という問題は、男性自身が仕事と家族をいかに考え、仕事を家族のために
コントロールするのか（小笠原 2009）によっても対処しうるのではないだろうか。例えば、労働時間や職場の環境によって、仕事と家族への意識は異なることが考えられ、残業がそう多くない職場であれば、仕5

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事以外の時間をとることが可能になる。その時間を家族と過ごすことで家族を優先する意識が高まることが考えられる。
また、女性も男性と同様の仕事をし、職場に育児休業や産前産後休暇をとるような女性も多く、勤務時間を柔軟に変更することができる制度があることや制度の活用は男性の育児参加にとっても重要である。2009 年度の本研究委託事業で実施された子育て期の男性へのインタビュー調査で男性も、多くの女性が育児休業をとることで、男性自身もその職場を子育てしやすい職場であると認識することが見受けられた（RD１）。
次に子育て期の男性の仕事と家族に対する意識について、企業などで働く男性の中にも、働き盛りでありながら、日常生活を仕事だけに費やす意識だけではなく、ワーク・ライフ・バランスや家族を優先する意識を持つようになった人が見受けられる（多賀 2005）。子育て期の男性の意識が家族に向けられるようになったことは、職場環境や家族によって影響を受け、そしてそれが意識だけではなく、実際に育児や家事をするようになることが考えられる。
以上の知見から、本分析では WFC、子育てしやすい職場、家族を優先する意識、仕事へのやりがい
意識を職場要因に規定される媒介要因として加えることにした。
（２）性別役割分業意識と男性の育児・家事参加
米 国 の父 親 研 究 では、男 性 の性 別 役 割 分 業 意 識 が育 児 ・家 事 参 加 に影 響 を与 えている（石 井 クンツ
2009）が、日本ではこの結果が一貫していない。日本における男性の性別役割分業意識が育児・家事参加に与える影響は、関連があるとする結果と関連がないという結果の両方が報告されている。
未就学児をもつ父親を対象にした研究では、父親の性別役割分業意識は、父親自身の育児・家事参加に影響を与えないが、時間的余裕などが影響を与えること（加藤・石井クンツ・牧野・土谷 1998）が示されている。また同様に、1999 年と 2004 年に実施された全国家族調査（日本家族社会学会 1999：2004）の個票
データを用いた研究においても、男性の性別役割分業意識は、育児参加、家事参加のいずれに対しても影響を与えていない（松田 2006）。このように、日本の男性の性別役割分業意識は、育児・家事参加に影響を与えないことが明らかにされている。
これらの研究では、父親の性別役割分業意識が育児・家事参加に影響を与えない一方で、母親と父親が育児を行なう時間的な余裕があることや、子ども数が多く、末子年齢が小さいといった育児・家事需要が多い
ことが育児・家事参加の規定要因として報告されている（加藤ほか 1998：松田 2006）。また男性の性別役割
分業意識がリベラルになっても、育児・家事参加が思うように進まない（小笠原 2009）という日本の現状とこ
れらの先行研究は結果が一貫している。そしてこの背景には、日本の男性の平等的な家庭内労働の分担意
識が高まっても、男性自身が職場での長時間労働などの要因によって育児・家事の遂行ができないことが推察される。
次に異なる結果としては、男性の性別役割分業意識が、育児・家事参加に影響を与えるという結果が示されている。男性の家事参加は、男性の性別役割分業意識が平等的であるほど多い（永井 2001：石井クンツ
2004）ことが報告されてきた。また、同様に男性自身がより平等的な性別役割分業意識であるほど、育児・家事遂行も多い（西岡 2004）。
したがって、本稿では、性別役割分業意識を媒介要因として取り上げ、性別役割分業意識が平等的であるほど育児・家事参加をすると予想している。

（３）妻の就労や夫への育児・家事への期待と男性の育児・家事参加
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「近未来の課題解決を目指した実証的社会科学推進事業」（お茶の水女子大学）

妻の就労によって、妻が家庭内労働を行なう時間が少なくなるため、夫の育児参加が多くなることが報告され（Ishii-Kuntz、 Makino、 Kato and Tsuchiya 2004：松田 2006）、家事についても妻が就労し、夫に育児や家事を行なう時間的余裕があるほど、夫の育児・家事参加が多くなる（中川 2008）ことが明らかにされている。このように妻が就労することによって、男性の育児や家事が多くなる理由としては、時間的な要因のほかに、妻が就労によって収入が増えることによって妻の勢力が強くなるという理由もある。それは、妻が就労によって収入を得ることで勢力を持ち、そうした妻の多くは学歴が高いために、夫との間の相対的な資源差が小さ く な る か 、 も し く は 妻 の 資 源 が 上 回 る こ と に よ っ て 、 夫 が 育 児 ・ 家 事 を す る よ う に な る （ Ishii-Kuntz and
Coltrane 1992：西岡 2004）というものである。
そして妻から夫に対し育児や家事参加を期待することに関し、共働きの妻が夫に育児や家事を行うように働
きかけること（中川 2010a）が夫の育児・家事参加を多くするが、反対に妻が家庭責任意識が強く、育児や家事を多く遂行するために夫の育児・家事参加を制約してしまう（中川 2010b）ことも明らかにされている。そして、妻が家事や育児の監視役や責任者として、夫に育児や家事を期待する（Adamson 2010）ことが、夫の父親としての役割意識や育児への行動に影響を与えることが示されている。これらの知見を参考に、本研究では、夫の育児・子育て、家事参加においては、家庭における妻から夫への育児・家事参加への期待や妻の就労が促進する要因として職場環境や家族の要因などを媒介すると考えた。

３．研究の目的先行研究で得られた知見を踏まえ、本稿の目的は、12 歳以下の子どもをもつ子育て期の男性を対象に、職場や属性からなる規定要因が男性の職場と家族に関する意識という媒介要因を経由して、男性の育児・子育て参加を多くするのかということを明らかにすることである。媒介要因として、子育てをしや
すい職場、家族を優先する意識、性別役割分業意識、妻の就労、妻から夫への子育て・家事参加への期待をとりあげる。
４．方法（１）サンプリング
本稿で用いたデータのサンプリングは、報告書本文に記載の通りである。
（２）対象者
本稿の分析データは、日本全国に居住し、末子 12 歳以下の子どもをもち、妻と同居する男性７１５名から収集された。表＊－1 に対象者の属性を示す。
対象者の平均年齢は３９．１９歳である。最終学歴の平均値は３．８０であり、短期大学・高等専門学校に近い。平均年収は、１０．８４であり、600 万円に近く、中流層であることが推測される。
家族に関する属性は、末子年齢は０歳～１２歳であり、末子（対象児）の平均年齢は５歳 3 カ月である。
妻が就業している人は４７．８％である。子ども数は１人～５人となっており、平均１．９１人である。分析結果はこれらの特徴に留意して考察する。

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表１-１ 対象者の属性(N=715)
変数名

平均値

標準偏差

Range

値

年齢

39.19

11.35

24-58

－

最終学歴

3.80

1.45

1-6

1.小学校・中学校

2.高等学校3.専門学校・各種学校
4.短期大学・高等専門学校
5.大学 6．大学院

収入

10.84

2.90

1-19

1.収入はなかった

2.～50 万円 3.～103 万円 4.～130 万円 5．～200 万円 6．～250 万円 7．～300 万円 8．～350 万円 9．～400
万円 10.～500 万円 11.～500 万円 12.～500 万円 13.～500 万円 14.～500 万円 15.～1000 万円 16．～1100 万円 17．～1200 万円
18．1500 万円 19．1501 万円以上

子ども数

1.91

.76

1-5

－

末子（対象児）月齢

62.89

4.21

0-144

－

（３）変数
① 目的変数
育児・子育て参加：本研究では、分析対象児を末子とし、末子が未就学児である場合は、未就学児の育児参加の項目を用い、末子が就学児～12 歳以下である場合は就学児を対象にした子育て参加の項
目を用いた。また育児参加、子育て参加の各質問の前には、対象児の年齢もしくは学年と性別を記入してもらい、その年齢と末子年齢が異なっていた場合は、対象児の箇所に記入してもらった年齢を分析に用いている。「育児参加」：対象者が普段行っている育児の頻度について項目に対しそれぞれ 5 件法で回答を求めた。育児は未就学児をもつ人だけに、「子どもの食事の世話」、「子どもと一緒に食事をする」、「子どもの着替えや身支度の世話をする」、「子どもの遊び相手になる」、「子どもと一緒にお風呂に入る」、「子どものオムツやトイレの世話をする」、「本を読みきかせる」の 7 項目について質問した。各質問に対し、「毎日」１点、「週に 5～6 回」２点、「週に 3～4 回」3 点、「週に 1～2 回」４点、「全くしない」５
点として回答を得てから 1～5 点の得点を逆転した。7 項目のα係数は.85 であるので、合計して合成変数とした。「子育て参加」：対象者が普段行っている子育ての頻度について項目に対しそれぞれ 5 件法で回答を求めた。子育ては就学児以上の子どもがいる人だけに、「子どもと一緒に食事をする」、「子どもと会話をする」、「子どもと一緒に遊ぶ」、「子どもに趣味やスポーツを教える／一緒にする」、「子どもの勉
強や習い事の面倒をみる」の 5 項目を育児と同様に 5 件法でたずねた。5 項目のα係数は.76 であり、 .80 以下で合成変数とするには有意性にやや問題はあるが、分析目的に照らし 5 項目を合計する
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ことが妥当と判断し、合計して合成変数とした。
家事参加：対象者が普段行っている家事の 6 項目の頻度について、育児・子育てと同様に 5 件法で回答を求めた。家事の項目は「食事の用意（料理・配膳）をする」、「食事の後片付けをする」、「掃除（部屋・風呂・トイレなど）をする」、「洗濯をする」、「食材や日用品の買い物をする」、「ゴミを出しに行く」である。6 項目のα係数は.75 であり、 .80 以下で合成変数とするには有意性にやや問題はあるが、分析目的に照らし 6 項目を合計することが妥当と判断し、合計して合成変数とした。
② 独立変数＜職場要因に関する変数＞
企業規模：現在の勤め先における全体の従業員数について 6 つの選択肢から回答を求めた。選択肢は、
1．30 人未満、2．30～99 人、3.100～299 人、4.300～499 人、5.500～999 人、6.1000 人以上である。
役職：現在の役職について 6 つの選択肢から回答を求めた。選択肢は、1．役職なし、2．係長・主任クラス、3．課長クラス、4．部長クラス、5．役員、6．経営者である。
通勤勤務時間：残業を含む一日の平均的な勤務時間と片道の通勤時間をたずね、往復の通勤時間と勤務時間の合計を算出した。
③媒介変数
WFC：仕事から家族に対する葛藤に関して３つの質問をたずねた。質問は「仕事のために子どもと過ごす十分な時間がない（逆転項目）」、「仕事のために家事をする十分な時間がない（逆転項目）」、「仕事のために自分が思うような親でいるエネルギーがない（逆転項目）」である。各質問に対し、「かなりそうである」1 点、「まあそうである」2 点、「どちらでもない」3 点、「あまりそうではない」4 点、「全くそうではない」5
点の 5 件法によって回答を得て、1～5 点の得点を逆転した。因子分析によって一次元構造を確認した。
３項目の α 係数は.83 であるので、合計して合成変数とした。
子育てしやすい職場：職場環境について４つの質問をたずねた。質問は「男女に関係なく、柔軟に勤務
時間帯を決めることができる（逆転項目）」、「男女に関係なく、育児のために短時間勤務が必要に応じて取得できる（逆転項目）」、「男女に関係なく、子どもの看病で休暇を気兼ねなくとることができる（逆転項目）」、「男女に関係なく、昇進や昇格ができる（逆転項目）」である。各質問に対し、「全くそうである」1
点、「まあそうである」2 点、「どちらともいえない」3 点、「あまりそうでない」4 点、「全くそうでない」5 点の 5件法によって回答を得て、1～5 点の得点を逆転した。因子分析によって一次元構造を確認した。４項目の α 係数は .75 であり、 .80 以下で合成変数とするには有意性にやや問題はあるが、分析目的に照らし４項目を合計すること妥当と判断し、合計して合成変数とした。
家族優先意識：仕事と家族への考えについて３つの質問をたずねた。質問は「仕事の成功よりも家族の方が大切である（逆転項目）」、「自分にとって何よりも大切なのは仕事である」、「仕事のために生活が犠牲になるのはやむをえない」である。各質問に対し、「かなりそうである」1 点から「全くそうでない」5 点まで 5 件法によって回答を得て、逆転項目は 1～5 点の得点を逆転した。因子分析によって一次元構造を確認した。３項目の α 係数は.65 であり、 .80 以下で合成変数とするには有意性に問題はあるが、分析目的に照らし 3 項目を合計すること妥当と判断し、合計して合成変数とした。
仕事のやりがい意識：仕事への考えや気持ちについて４つの質問をたずねた。質問は「豊かな生活をするために働いている（逆転項目）」、「私の仕事はやり甲斐のある仕事だと思う（逆転項目）」、「私は今の仕事を誇らしく思う（逆転項目）」、「今の仕事に私は適している（逆転項目）」である。各質問に対し、「かなりそうである」1 点、「まあそうである」2 点、「どちらともいえない」3 点、「あまりそうでない」4 点、「全くそうでない」5 点によって回答を得て、1～5 点の得点を逆転した。因子分析によって一次元構造を確認した。
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４項目の α 係数は .93 であるので、合計して合成変数とした。
＜性別役割分業意識と育児や家事への期待など＞
性別役割分業意識：性別役割分業意識について６つの質問をたずねた。質問は「経済的に家族を支えることは夫の役割である（逆転項目）」、「自分は妻よりも稼ぎ（所得）が多くあるべきである（逆転項目）」、「家事は妻が責任を持って行うべきである（逆転項目）」「育児は妻が責任をもって行うべきである（逆転項目）」、「子どもが 3 歳くらいまでは母親は仕事を持たず育児に専念すべきである（逆転項目）」、「夫は外で働き、妻は家庭を守るべきである（逆転項目）」から構成される。各項目に対し、「かなりそう思う」1 点～「全く思わない」5 点の 5 件法によって回答を得て、逆転項目は 1～5 点の得点を逆転した。６項目のα 係数は.79 であり、 .80 以下で合成変数とするには有意性にやや問題はあるが、分析目的に照らし６項目を合計すること妥当と判断し、合計して合成変数とした。
妻から夫への育児・家事への期待：妻からの家事や子育て参加への期待について３つの質問をたずねた。質問は「あなたは妻から家事をすることを期待されている」、「あなたは妻から子どもの身の回りの世話をすることを期待されている」、「あなたは妻から子どものしつけや勉強を教えることを期待されている」
である。各項目に対し、「かなりそうである」1 点から「全くそうでない」5 点によって回答を得て、1～5 点の得点を逆転した。因子分析によって一次元構造を確認した。3 項目のα係数は.78 であり、 .80 以下で合成変数とするには有意性にやや問題はあるが、分析目的に照らし６項目を合計すること妥当と判断し、合計して合成変数とした。
妻の就業：配偶者の就業の有無についてたずねた。配偶者が就業中と回答した場合を１とし、就業していないと回答した場合は０としてダミー変数に変換した。
コントロール変数：コントロール変数として、対象者の年齢、学歴、収入、子ども数、末子（対象児）年齢について回答を得ている。また回答者の居住する都市規模によって 20 大市とそれ以外に分類し、20 大市を大都市と呼んで１に変換し、それ以外には０のダミー変数に変換した。なお、20 大市とは、東京 23
区と 19 の政令指定都市である。その都市名は東京都区部、札幌市、仙台市、さいたま市、千葉市、横浜市、川崎市、相模原市、新潟市、静岡市、浜松市、名古屋市、京都市、大阪市、堺市、神戸市、広島市、岡山市、北九州市、福岡市である。
（４）．分析モデルと方法
分析モデルは、研究概念図（図１）を参考に作成した。分析モデル（図２）は、父親自身の職場要因と子ども数、対象児年齢も含めた属性要因が、WFC、子育てしやすい職場、家族優先意識、仕事へのやりがい意識、妻から夫への子育て・家事参加への期待などの意識変数と妻の就業の有無を媒介して、父親自身の育児・子育て、家事参加の頻度を多くするかを示している。
分析は記述統計とパス解析によって行った。パス解析は、概念モデルと予想に基づいて作成した分
析モデルを用いて分析し、欠損値は平均値で置き換えた。欠損値を平均値で置き換える際には、置き換える前の平均値と置き換えた後の平均値との間に有意差がないことを確認した。
パス解析を用いた理由は、男性の職場や仕事への意識、性別役割分業意識、妻から受ける育児・子育て・家事への期待などを媒介変数として用いることができ、また従属変数として育児・子育て参加と家事参加の二つを設定することができるからである。使用ソフトは、SPSS Ver.1８と AMOS８.0 である。
５．結果
（１）記述統計10

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表＊－2 に記述統計を示す。育児・子育て参加の平均値は、13.42 であり、週に 1～3 日程度を育児・子育てを行っているが、標準偏差は 4.06 であることから分布にはややばらつきがあり、男性の育児・子育て参加への頻度は多様であることが伺える。家事参加の平均値は、11．82 であり、週に１～2 回にも満たない。対象者の家事参加頻度は育児・子育てに比べて少ない。
企業規模の平均値は、３．５６であることから 300 人から 400 人程度の企業に勤務する人が平均像であると見受けられた。役職は、2.17 であることから係長・主任クラスから課長クラス程度が多い。一日の勤務時間と通勤時間は、平均 10.99 時間であり、子育てや家事に費やす時間は少ないことが推測された。
WFC の平均値は９．０４であり、仕事のために子育てや家事をする時間がないという質問に対し「どちらともいえない」という回答である。子育てしやすい職場の平均値は、１1．58 である。WFC 同様、職場環境における子育てのしやすさは中程度であるが、しづらいに偏ってはいない。家族優先意識の平均値
は、11.00 であり、仕事より家族を優先したいという考えにやや賛成している。仕事のやりがい意識の平均値は 3.70 と肯定的であり、現在の仕事にやりがいや適性を感じていることが見受けられる。
次に、性別役割分業意識は、3.37 とやや伝統的な方に賛成している。妻からの育児・家事への期待の平均値は 10.19 であり、どちらでもないからまあそうであるほうに偏っており、妻から育児や家事への参加を期待されていることを認識していることが見受けられる。妻の就業の有無については、妻が就業する
人は４７．８％であり、半数弱が共働きある。対象者の居住する都市規模であるが、２０大市に居住する
人は２７．７％、大都市以外に居住する人が７２．３％であることから、都市部とそれ以外の両方の特徴を併せ持つ結果が得られることが考えられた。
表 1-2 記述統計(N=715)
変数名

平均値

標準偏差

Range

育児・子育て参加

13.42

4.06

5-25

値
1.全くしない

2.週に 1～2 回

3.週に 3～4 回 4.週に 5～6 回
5.毎日
家事参加

11.82

4.21

6-30

1.全くしない

2.週に 1～2 回

3.週に 3～4 回 4.週に 5～6 回
5.毎日
企業規模

3.56

2.02

1-6

1．30 人未満

2.30～99 人

3.100～299 人 4.300～499 人、5.500～999 人 6.1000 人
役職

2.17

1.39

1-6

1．役職なし 2．係長・主任クラス、
3．課長クラス 4．部長クラス
5．役員

6．経営者

通勤勤務時間（時間/日）

10.99

1.95

4.67-19.67

－

WFC

9.94

3.00

3-15

１．全くそうではない 2.あまりそうではない 3. どちらでもない 4. まあそうである 5.かなりそうである

子育てしやすい職場

1１.58

4.89

4-20

同上

家族優先意識

11.00

2.18

3-15

同上

仕事やりがい意識

14.81

3.49

4-20

同上

11

「近未来の課題解決を目指した実証的社会科学推進事業」（お茶の水女子大学）

性別役割分業意識

20.24

4.39

6-30

１．全く思わない 2.あまり思わない
3. どちらともいえない 4. まあそう
思う 5.かなりそう思う

妻の育児・家事期待

10.19

2.65

3-15

１．全くそうではない 2.あまりそうではない 3. どちらでもない 4. まあそうである 5.かなりそうである

妻の就労ダミー

.48

.50

0-1

１．就労中 0．就労していない

大都市ダミー

.28

.45

0-1

１．２０大市 0．他の市区町村（２）パス解析
パス解析では、先行研究を参考に次に述べる予想をもとに分析モデル（図２）を作成した。父親の就業する企業規模、役職、通勤勤務時間などの職場環境と父親の属性などが WFC、子育てしやすい職
場、家族優先意識、仕事へのやりがい意識、性別役割分業意識に関連する。ここでは通勤勤務時間が短いことによって、子育てしやすい職場という意識は高くなることを予想している。しかし通勤勤務時間が長いことは WSC を高くする。そして父親自身の属性である年齢、学歴、年収、子ども数、対象児年齢は、
職場への意識、父親の性別役割分業意識の要因となるとともに妻からの子育てや家事への期待、妻の就労の要因となることを予想している。また父親の育児・子育て参加と家事参加は、WFC が低く、子育てしやすい職場であること、また家族優先意識が強いこと、性別役割分業意識が平等的であること、妻からの育児や家事への期待が強く、妻が就労している場合に多くなることを予想している。
.16***

企業規模

.13**

役職

.13***-.12**.34***

WFC-.25***-.09**.14**

子育てしやすい職場

通勤勤務時間 -.16***-.10**

育児・子育て参加.19***

家族優先意識子ども数.09**.35***

対象児年齢

仕事やりがい意識.19***

大都市D
性別役割分業意識.17***-.10**

家事参加-.23***

年齢.17***

学歴
収入

図１－２

.11**

.15***-.19***

妻→夫育児期待
妻就労D
妻就労D.14***.10**.34***.11***

N=715,χ²値＝255.160
自由度＝45,p値＝.000
RMSEA＝.081,
GFI＝.964,AGFI=.863

子育て期の父親における仕事への意識と妻から育児・家事期待を媒介とした育児・子育て・家事参加の要因分析モデル

分析モデル（図２）の適合度は、GFI=.962、AGFI=.857、RMSEA=.084 であった。RMSEA がやや高い
が、理論に基づいた概ね適切なモデルであるといえよう。
まず、WFC の規定要因は、通勤勤務時間が長いほど（パス係数：.34、以下同様にカッコ内にパス係数を示す）、WFC が強まる。子育てしやすい職場という認識は、企業規模が大きいほど（.16）、役職が上12

「近未来の課題解決を目指した実証的社会科学推進事業」（お茶の水女子大学）

位であるほど（.13）高まるが、通勤勤務時間(-.16)が長いほど低い。家族優先意識は企業規模が大きいほど（.13）、役職が低いほど（-.12）強いが、通勤勤務時間が長いほど（-.10）弱い。仕事やりがい意識は役職が上位であるほど（.14）、学歴が高いほど（.11）強い。
性別役割分業意識は、年齢が高いほど（.17）伝統的である。そして、妻から夫への育児や家事への期待は、学歴が高いほど(.15)高い。そして、分析対象児の年齢が高いほど（.19）、夫の収入が低いほど（-.20）妻が就業をしている。
次に媒介要因と最終目的変数としての育児・子育て参加との関連について、WFC が低いほど（-.25）、
家族優先意識が高いほど（.19）、性別役割分業意識が平等的であるほど（-.10）、妻から夫への育児・
家事への期待があるほど（.14）、妻が就労している場合（.10）に男性の育児・子育て頻度は多くなることが明らかになった。そして家事参加は、WFC が低いほど（-.09）、家族優先意識が高いほど（.09）、性別
役割分業意識が平等的であるほど（-.23）、妻から夫への育児・家事への期待があるほど（.34）、妻が就労している場合（.11）に男性の家事頻度は多くなることが明らかになった。
結果をまとめると、父親の職場要因として役職がより上位であること、企業規模がより大きいこと、通勤時間が短いことは父親の家族を優先する意識を強め、育児・子育てと家事への参加頻度を多くすることが明らかになった。一方で、通勤勤務時間が長いことが WFC を引き起こし、育児・子育てと家事への参加を制約してしまう。また属性や家族要因において対象児年齢が高く、男性の収入が低いほど妻が就労しており、加えて男性の学歴が高いほど、妻から夫への育児や家事の期待を強く認識している。そして妻の就労や育児・家事への期待に加え、男性の性別役割分業意識が平等的であるほど育児・家事参加の頻度が多くなることが明らかになった。
媒介要因としての子育てしやすい職場や、仕事へのやりがい意識は育児・子育て参加、家事参加への有意な規定要因にはならなかった。そして育児・子育てと家事への関連性の違いについて、主に職場要因から規定される WFC、家族優先意識は、育児・子育て頻度へのパス係数が家事頻度へのパス係数よりも高いことから、職場要因は家事参加よりも育児・子育て参加により強い関連があることが示された。一方、主に属性や家族要因から規定される性別役割分業意識や妻からの育児・子育て・家事への期待は、家事頻度へのパス係数が育児・子育て頻度へのパス係数よりも高いことから、父親の家事参
加には家族や属性、性別役割分業意識という規範意識がより強い関連があることが明らかになった。
６．考察と政策への提言（１）考察
本稿では、ワーク・ライフ・バランスの指標として、父親の育児・子育て・家事参加頻度に焦点をあて、職場や父親の属性要因が、WFC や子育てしやすい職場意識などの職場での意識要因や性別役割分業意識、妻の就労や育児・子育て・家事参加への期待などを媒介していかに関連するかについてパス解析を行った。
全国からサンプリングされた男性向け質問紙調査から得た調査結果を用いた。対象者は 12 歳以下の子どもと妻と同居する父親７１５名である。
分析結果からは得られた示唆は次の三点である。ひとつは、父親自身が家族を優先する意識が、育児・子育てや家事への参加を多くするという結果である。この家族を優先する意識は、企業規模がより大きく、役職が低く、通勤勤務時間が短いことなどから規定されている。本調査は横断調査であるため、家族を優先した
い意識があるために、勤務条件が安定的な企業規模の大きい会社や通勤勤務時間が短い勤務先を志向する可能性があることも考えられ、解釈には注意が必要である。しかしながら父親の家族を優先する意識によって育児・子育てや家事参加が多くなることは、男性のワーク・ライフ・バランスを持とうとする意識を高めること
13「近未来の課題解決を目指した実証的社会科学推進事業」（お茶の水女子大学）

が重要であることを示す貴重な示唆である。
二つめは、WFC に関して、通勤勤務時間の長さが、男性が仕事のために家族との時間を持つことができないという葛藤をより高め、これが育児・子育て参加、家事参加を少なくしている点である。本調査は、全国を対象にしているが、都市部の結果と同様に、都市部以外も含む全国でも、長時間労働が家族との時間をより制約していることが示された。
三つめは、妻の就労や夫への育児・子育て、家事参加への期待を強く認識することが、夫の育児・家事参
加より多くし、それは家事においてより顕著であるという点である。本調査では、妻からの回答を得ていないた
め、妻自身の認識は言及することができないが、本分析の結果からは夫の育児・子育て参加、家事参加については、先行研究にでも報告されているように妻が媒介することの必要性が示唆された。
本研究の意義は、子育て期の男性の育児・子育て・家事参加について、男性の家族を優先する意識が重要であり、また男性の性別役割分業意識と妻の就労や夫への期待が媒介要因として有意性がある一方で、長時間労働が依然として男性の家族への関与を制約していることを明らかにした点である。これらによって、先行研究に知見を蓄積し、かつ男性のワーク・ライフ・バランス政策に対して新たな提言をできる点で意義がある。
（２）政策への提言
本稿における分析結果・考察を踏まえた、ワーク・ライフ・バランス関連の政策に対する提言は次の通りである。
① 男性の家族優先意識の醸成
本調査で測った、「家族優先意識」は、仕事の成功よりも家族が大切であることや、仕事のために生活を犠
牲にしないことなどの仕事よりも家族を優先する男性の態度であった。先行研究における男性の育児・家事参加の要因は、主に妻との相対的資源差や子ども数などの勢力的、状況的要因もしくは時間的余裕などであった。本研究では、男性の自発的な家族志向の意識が、育児・家事参加という実際の行動を規定する要因となり、これまで明らかにされてきた男性の育児・家事参加の要因とは異なる。このことから、男性が実際にワーク・ライフ・バランスを実現するためには、教育や職場において、家族関係の諸理論も用いながら、家族も重視する様な意識を啓蒙し、家族を優先する意識を醸成すること必要である。
② 男性にとっての育児・子育て・家事をしやすい職場の検討
本研究で測った「子育てしやすい職場」は、男女に関係なく家族の都合で休暇を取得する、勤務時間を短くすることができるなどの勤務の柔軟性があることや、男女間の待遇の平等、身近に女性が出産後も継続して就労しているといったものであった。本研究では、この子育てをしやすい職場であると認識することが、企業規模の大きさや役職が上位であること、勤務時間が短いことなどによって規定されたが、父親自身の育児・子育て、家事参加への行動の有意な規定要因にはならなかった。
この結果から、子育てしやすい職場という意識は男性も認識しているものの、男性自身が実際に育児や家事に参加するため女性中心の育児支援策ではなく、実質的に男性を対象としたものが望ましいと考える。具体的には、政策内容に加え、運用や告知の内容についても女性だけを中心とするのではなく、男性についても視野に入れてことがさらに必要である。
③ 男性、女性への性別役割分業意識に対する教育
本稿では、男性のより平等的な性別役割分業意識と妻の就労、妻から夫への育児・家事への期待が育児・家事・子育て参加を多くすることが明らかになった。この結果から、成人期以降の男女や今後の教育課程において、親世代のモデリングや社会に内面化されている伝統的な性別役割分業意識を根本から変えて14

「近未来の課題解決を目指した実証的社会科学推進事業」（お茶の水女子大学）

いく教育に取り組むべきであると考えている。よって、女性の社会進出とともに、男性も女性のこうした規範意
識を、教育や社会環境を通じて、平等的な方向に導く政策や教育が、男女共同参画社会を目指す我が国において必要であることを昨年度に引き続き提言したい。
引用文献

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加藤邦子，石井クンツ昌子，牧野カツコ，土谷みち子,1998,「父親の育児参加を規定する要因:どのような条件が父親の育児参加を進めるのか」『家庭教育研究所紀要』（日立家庭教育研究所）20:38-47．
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国立社会保障・人口問題研究所，2006b，「第 13 回出生動向基本調査」.
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多賀 太, 2006,『男らしさの社会学』世界思想社．
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15

「近未来の課題解決を目指した実証的社会科学推進事業」（お茶の水女子大学）【ワーク・ライフ・バランスに関する調査】

第 2 章 父親の仕事に対する意識と父親の子育て・家事参加：父親における社会的格差と職場環境要因の視点から

１．研究の背景と目的
1980 年代の女性の社会進出増加にともない、核家族化が進んだ日本においては、父親が母親と共に子育て役割を担う必要性が増し、少子化進行を改善するべく、1992 年には父親も対象とした育児休業法が施行された。そして、2007 年 12 月には「仕事と生活の調和（ワーク・ライフ・バランス）憲章」が制定 されたが、男 性 が仕 事 と生 活 の時 間 とのバランスを取 ってきたとは言 い難 い状 況 が定 着 しており、2010 年の「雇用均等基本調査」（厚生労働省）によると、男性の育児休業取得は 1.72%にとどまっている。
共働き夫婦の調査において、子どもの病気の時に休みを取りにくいと感じている男性は約 40%、女性は約 49%であり（松田、2005）、職場環境が子育てに対して理解があるとはいい難い状況である。
また、近年の社会・経済変動の中において、2000 年代になると正規と非正規の大きな賃金格差や下層階級の出現などが起き、男性の非正規雇用者比率は現在 20％となり、階級社会が形成されつつある（橋本、2009）。一週間の労働時間をみると、正規雇用者では 49 時間以上の長時間勤務者が減少したのに対し、契約・嘱託社員や派遣社員では、40～48 時間勤務者の割合が増加し、正規雇用者とほとん
ど同じ時間働いているにもかかわらず、非正規雇用者の年収は 300 万円未満に偏っている。経済的な格差拡大は、教育機会の格差拡大を促進し、学歴による雇用格差・給与格差は近年さらに拡大傾向にあり、教育達成機会は親の階層によって、社会的地位達成は学歴によって左右され、社会的・教育的ト
ラッキングと教育を媒介にした階層再生産の傾向があることが指摘されている（苅谷、2008）。
そして、若い男性の非正規率が高く、収入格差の拡大傾向は若い年代で多いことから、現在子育て中の世代の収入減少が考えられ、共働きの必要性は高まっていると推察される。共働きの男性は、仕事と家庭の両方にかかわりを高くもつ群が最もワーク・ファミリー・コンフリクトが低く、仕事と家庭の両領域に積極的な、かつ適度な関与をもつことが葛藤を少なくし、男性のメンタルヘルス上好ましいことが示唆されている（金井、2008）。よって、仕事と家庭のバランスは男性にとっても重要であるといえる。
また、父親役割を重要視している男性ほど子育て参加が多く（石井クンツ、2009）、父親アイデンティ
ティの研究により、父親役割に価値を置いている男性は、子どもに対するかかわりに高いレベルを示すことが報告されている（Beitel & Parke, 1998）。そこで、本研究は、父親のワーク・ライフ・バランスの指標を、
子育て・家事頻度と定め、独立変数に父親の社会階層や職場・家庭環境、媒介要因を父親の仕事や生活に対する意識や認識、また、子育て参加を促進する父親アイデンティティとして、父親の子育てや家事参加に対する要因を明らかにすることを目的とする。
２．先行研究と本研究の概念
職場環境と男性の子育て参加の先行研究において、上司や同僚の子育てに対する理解度が低いと、
16

「近未来の課題解決を目指した実証的社会科学推進事業」（お茶の水女子大学）

男性の育児休暇や育児時間を取得し辛く、子どもの急な病気や怪我による早退などの時に、職場の雰
囲気によっては支障がでることなど、質的・量的調査からも明らかにされている（Ishii-Kuntz、1996、2003、2009）。職場において、子育てに対する理解があることや子どものことを気軽に話題に出せる雰囲気があるかどうかが、父親が子育て参加に大きくかかわっている（福丸、2000）。また、企業規模と父親の育児休暇の関連をみると、社員の人数が少ない中小企業よりも、社員数が多くて代替要員が可能である大企業の方が取得しやすく（Ishii-Kuntz、1996、 2003）、ファザー・フレンドリーな職場の環境や慣行が、父親の子育て参加を促す重要な要因であることも示唆されている（石井クンツ、2009）。男性の子育て関与を妨げる社会の環境格差の問題が指摘される現状において、男性ヘゲモニー的職場風土を改善し、父親が育児休業を取得しやすい職場環境へと改善することが重要である（天童、2007）。
さらに、父親の子育てに対する意識改革を望むだけでなく、父親の職場に対する精神的・物理的拘束感を問うことも重要であることが指摘されている（青木・岩立、2005）。父親の仕事に対する負担感が高いと家事や子育て頻度が低くなることが示されており（佐々木、2010）、男性の仕事に対する意識や認識が、家事や子育て参加に影響することが明らかになっている。
また、社会階層によって保有資源量が異なることにより、結婚幸福度に差異が生まれ、離婚率の階層間格差が存在することや（三輪、2007）、収入の豊かな世帯ほど子どもの教育に高い投資をしており、所得階層の違いによる教育投資に世帯間格差や地域間格差が拡大していることが示唆されている（永瀬・長町、2002）。ゆえに、親の社会階層による子どもの教育や職業達成を通して階層の再生産が行われ、所得による違いは、子どもに対する支援的意識（佐々木、2009）にも影響を与えていることから、子育て期の男性を社会階層の視点からとらえる必要がある。
そこで、本研究における目的に合わせて、父親の属性と社会階層、職場要因、また、子どもの年齢によって父親のかかわり方が違うことから（石井クンツ、2007）、子ども要因も独立変数とし、媒介要因として、父親の仕事に対する意識と認識、生活に対する重視度、父親アイデンティティを設定し、ワーク・ライフ・
バランスを父親の子育ての家事頻度と定め、概念図を提示する。（図１．分析概念図参照）

父親の職場要因

仕事への意識と認識

父親の属性
父親の社会階層

生活重視度

子ども要因

父親アイデンティティ

図1．分析概念図

17

ワーク・
ライフ・
バランス

「近未来の課題解決を目指した実証的社会科学推進事業」（お茶の水女子大学）

３．方法（１） 調査対象者
本調査は、質問紙の郵送調査法により、全国の 12 歳以下の子どもを持つ父親に「ワーク・ライフ・バラ
ンスに関する調査」として行われた。層化 2 段無作為抽出法によって 2750 人の 12 歳以下の子どもを持
つ父親が抽出された。ただし、政令指定都市で世帯ごとに管理していない、札幌市、新潟市、神戸市、堺市については 12 歳以下の子どもを抽出し、その父親に調査を依頼する方法をとった。有効回収数は715 名（有効回収率 26.0％）である。回答者の地域の割合は、大都市在住の父親が 28%、その他の市在住が 65%、町村在住が 7%である。調査は、2011 年 2 月に実施した。
（２）分析に用いた変数と尺度
父親の独立変数として、年齢、学歴、年収、企業規模、役職、従業上の地位、職場子育て制度の有
無、職場環境柔軟性、通勤勤務時間（往復通勤時間と勤務時間の合計）、子どもの年齢（月齢）と子どもの数を用いる。社会階層の視点より、父親の年収を所得格差の観点から、調査では 19 段階に分けて質問した年収を 5 段階（①～130 万②～300 万③～600 万④～1000 万⑤1001 万以上）に分けて分析した。理由としては、貧困率は 149 万以下であること、年収の最頻値は 300 万であること、子どもがいる世
帯の平均年収は約 560 万であること、1000 万を境に子どもの教育費が変わること（近藤、2006）による。
また、6 段階に分けて質問した企業規模を、3 段階（1．～99 人、2．100～999 人、3．1000 人以上）に分けて分析した。理由は、育児休業制度は従業員 100 人を境に施行義務が異なること、1000 人以上従業員がいる会社では正規職員の割合が多くなっていることによる。従業上の地位に関しては、1．非正規雇用（パート.アルバイト.派遣社員.契約社員.自営業）、２．正規雇用（正社員・正職員）に分類して分析した。職場子育て制度は、父親が属する職場に、育児休業制度・子育て期の短時間勤務制度・フレックス
タイムがあるかどうかで、有る場合は１、ない場合は 0 とカウントして合計した。
合成変数にして使用した項目は以下の通りである（表１．回答者の属性と分析に用いた変数参照）。
1）職場環境柔軟性
因 子 分 析 の結 果 、6 項 目 中 、 5 項 目 の１次 元 構 造 が確 認 されたので合 算 して合 成 変 数 にした（α.73）。5 項目は、「男女に関係なく、柔軟に勤務時間帯を決めることができる」「男女に関係なく、育児のための短時間勤務が必要に応じて取得できる」「男女に関係なく、子どもの看病で休暇を気兼ねなくとることができる」「男女に関係なく、昇進や昇格ができる」「産前産後休暇や育児休業を取得する女性が身近にいる」である。
２）仕事負担感因子分析の結果、１次元構造が確認されたので、5 項目を合算して合成変数にした（α.92）。5 項目
は、「自分にとって現在の仕事の量は多い」「自分にとって責任の重い仕事である」「仕事のために子どもと過ごす十分な時間がない」「仕事のために家事をする十分な時間がない」「仕事のために自分が思うような親でいるエネルギーがない」である。
３）仕事のへの価値観
因子分析の結果、１次元構造が確認されたので、4 項目を合算して合成変数にした（α.79）。4 項目
は、「会社で、より早く昇進、昇格することが一番の目標である」「仕事で成功するためならどんな努力でもする」「自分にとって何よりも大切なのは仕事である」「仕事のために生活が犠牲になるのはやむをえない」である。
４）仕事評価認識度18

「近未来の課題解決を目指した実証的社会科学推進事業」（お茶の水女子大学）

因子分析の結果、１次元構造が確認されたので、3 項目を合算して合成変数にした（α.69）。3 項目
は、「職場で公平に扱われていない（逆転）」「仕事上ふさわしい評価と人望を受けている」「仕事に見合った賃金を得ている」である。
５）仕事満足度
因子分析の結果、１次元構造が確認されたので、4 項目を合算して合成変数にした（α.90）。4 項目
は、「豊かな生活をするために働いている」「私の仕事はやり甲斐のある仕事だと思う」「私は今の仕事を誇らしく思う」「今の仕事に私は適している」である。
６）生活重視度
仕事と生活のどちらを重視しているかの観点から、次の 2 項目で測定した。2 項目は、「仕事の成功よ
りも家族の方が大切である」「仕事は効率的にこなして自由な時間が欲しい」である。
７）子どもの価値観
柏木ほか（1996）の項目から、5 項目を使用し、因子分析をした結果、１次元構造が確認されたので、合算して合成変数にした（α.79）。5 項目は、「子どもは自分の分身だと思う」「親であることに充実感を感じる」「自分の中で最も重要なのは子どもである」「子どもは生きがいである」「子どもは心の支えである」
である。
８）父親役割観
因子分析の結果、１次元構造が確認されたので、4 項目を合算して合成変数にした（α．78）。4 項目
は、「父親として子どもの成長のためなら何でもする」「子どもに良い環境を整えるのは父親としての役目である」「父親として子どもの養育役割を最も重要視している」「父親として子どものしつけを重要視している」である。
９－１）父親の育児（未就学児対象）参加
因子分析の結果、1 次元構造が確認されたので、7 項目を合算して合成変数にした（α．85）。7 項目
は、「子どもの食事の世話をする」「子どもと一緒に食事をする」「子どもの着替えや身支度の世話をする」「子どもの遊び相手になる」「子どもと一緒にお風呂に入る」「子どものオムツやトイレの世話をする」「本を読み聞かせる」である。
９－２）父親の子育て（就学児対象）参加
因子分析の結果、1 次元構造が確認されたので、5 項目を合算して合成変数にした（α．76）。5 項目
は、「子どもと一緒に夕食をとる」「子どもと会話をする」「子どもと一緒に遊ぶ」「子どもに趣味やスポーツを教える／一緒にする」「子どもの勉強や宿題や習い事の面倒をみる」である。
分析にあたっては、未就学児の育児項目は 7 項目であるため、合計を 7 で割って 5 を掛ける形で、就学児の 5 項目の合計と同じにして分析に使用した。
１０）父親の家事参加
因子分析の結果、1 次元構造が確認されたので、6 項目を合算し合成変数にした（α。771）6 項目は、
「食事の用意（料理・配膳）をする」「食事の後片付けをする」「掃除（部屋・風呂・トイレなど）をする」「洗濯をする」「食材や日用品の買い物をする」「ゴミを出しに行く」である。
回答は、１）～６）は、１.かなりそうである～5.全くそうではない、７）～８）は、1.かなりそう思う～5.全く思わない、９）～１０）の育児・子育て、家事参加はすべて１．毎日～5．全くしない、として回答を求め、点数を逆転して合計点を算出した。子どもの年齢は、父親が答えた子育ての対象児年齢を使用している。
分析は、記述統計や因子分析、相関分析は SPSS11 で行い、合成変数のα値が比較的高い値であったこととなどから、AMOS17 によってパス解析を行った。
19

「近未来の課題解決を目指した実証的社会科学推進事業」（お茶の水女子大学）

表１．回答者の属性と分析に用いた変数
平均値

標準偏差

範囲

α係数

企業規模

1.92

0.83

1-3

役職

2.17

1.39

1-6

従業地位

1.90

0.30

1-2

職場子育て制度

1.27

1.05

0-3

職場環境柔軟性

14.17

4.64

5-25

通勤勤務時間659.20117.24280-1180

父親 年齢

39.19

6.01

24-58

父親 学歴

3.80

1.45

1-6

父親 年収

3.29

0.79

1-5

子ども 年齢(月数)

62.86

41.48

0-144

子ども数

1.91

0.77

1-5

仕事負担観

16.50

4.03

5-25

0.92

仕事への価値観

10.65

2.96

4-20

0.79

仕事評価認識度

8.00

2.36

4-15

0.69

仕事満足度

15.17

2.84

6-20

0.90

生活重視度

8.22

1.32

4-10

子どもの価値観

20.08

3.38

6-25

0.79

父親役割観

15.82

2.51

4-20

0.78

父親 子育て頻度

13.71

4.29

5-25

未就.85 就.76

父親 家事頻度

11.82

4.21

6-30

0.75

0.73

学歴： 1.小学校・中学校 2.高等学校 3.専門学校・各種学校 4.短大・高専 5.大学 6.大学院
年収： ①～130万 ②～300万 ③～600万 ④～1000万 ⑤1001万以上
企業規模： 1．～99人,2.100～999人、3.1000人以上
役職： 1.役職なし, 2.係長・主任, 3.課長, 4.部長, 5.役員, 6.経営者
従業上の地位： 1.非正規雇用（パート.アルバイト.派遣社員.契約社員.自営業） 2.正規雇用（正社員・正職
勤務通勤時間： 往復通勤時間、勤務時間の合計値
父親の子育て参加度： 未就学児7項目、就学児5項目の子育て行動への頻度

４．分析結果まず、父親の子育て・家事頻度と他の変数との相関分析をみると（表２．相関分析結果参照）、中程度の相関を示したのは、父親の子育て頻度と家事頻度であり、子育て頻度が多い父親は家事頻度も多い傾向であった。職場要因の中では、通勤勤務時間が長いと父親の子育て・家事頻度は少なかった。
また、企業規模が大きく、従業上の地位が低いと、父親の子育て頻度は低いということが示された。父親の学歴が高いと家事をする傾向があり、年収が低いと子育て頻度は低い傾向にあり、子どもの年齢が低く子どもの数が少ないと家事頻度が高い傾向であった。
媒介要因との相関をみると、仕事の負担感が大きいと父親の子育て頻度と家事頻度は少なく、仕事に対する価値観が高いと子育て頻度は低い傾向であり、生活を重視するほど子育ても家事も参加する傾向が示された。また、父親役割観と子どもの価値観が高いと、父親の子育て頻度が高く、父親役割観が20

「近未来の課題解決を目指した実証的社会科学推進事業」（お茶の水女子大学）

高いと家事頻度も高いという相関も示された。

表２． 父親の子育てと家事頻度との相関分析
企
業
規
模
格
差

役

育児・子育て頻度

-.10*

家事頻度

-.03

ｎ＝715

従
業
上
の
地
位

職
場
子
育
て
制
度

職
場
環
境
柔
軟
性

通
勤
勤
務
時
間

年

学

年

齢

歴

収

-.01

-.09*

-.06

.06

-.32***

-.05

.00

-.04

-.00

.08*

.09*

-.10*

-.05

.10*

職

子
ど
も
の
年
齢

子
ど
も
の
数

仕
事
の
負
担
感

仕
事
の
価
値

仕
事
評
価
認
識
度

仕
事
満
足
度

生
活
重
視
度

子
ど
も
の
価
値

父
親
役
割
観

子
育
て
頻
度

家
事
頻
度

-.16***

-.00

-.03

-.24***-.15***.01.06.17***.12***.14***

1.44 ***-.04-.14***-.12**

-.09*

-.05

.05

.03

.19 ***.06.08*.44 ***

1*ｐ ＜.05， **ｐ ＜.01， ***ｐ ＜.001

次に、パス解析の結果を示すと、モデルの適合度を示す GFI の値が.905 であったため、使用可能と判断した（図２．パス解析結果参照）。まず、媒介要因に対する影響をみると、通勤勤務時間が長く、役職が高く、子どもの年齢が低いほど、父親の仕事に対する負担感が高いことが示された。また、役職が高く、職場環境が柔軟であり、通勤勤務時間が長く、職場の子育て制度が少ないほど、仕事に対する価値観が高いということが明らかになった。

企業規模－. 11**

役職. 17***－. 13***.09*. 15***－. 25***

仕事の負担感－. 12**

従業上の地位仕事への価値観.10*
職場子育て制度 －. 12**－. 14***.19***－. 39***
職場環境柔軟性. 22***－. 11**. 35***. 12**
通勤勤務時間年 齢.18***－. 15***

学 歴

. 07*

仕事評価認識度

仕事満足度

子ども数

子育て頻度

.10**

.44***. 07*－. 16***

家事頻度.19***.12**

子どもの価値観. 14**－. 12**

子どもの年齢

. 08*

生活重視度

－..25***

年 収－.11**

.09*

父親役割観

. 09*

χ²＝874.795
df＝66
ｐ＝.000
GFI＝.905－.09*

図2．パス解析結果

次に、年齢と学歴が高く、年収と役職が低く、職場環境に柔軟性がなく、子育て制度があるほど自分の仕事に対する評価の認識に対して高いということが示された。そして、企業規模が小さく、役職と職場
21

「近未来の課題解決を目指した実証的社会科学推進事業」（お茶の水女子大学）

環境の柔軟性と父親の年齢が高く、子どもの年齢が低いほど、仕事に対する満足度が高いという結果であった。また、職場環境が柔軟でなく、子どもの数が少ないほど、生活重視の考えが高いことが明らかになった。父親アイデンティティに対しては、父親の年収が高いほど父親役割観が高く、子どもの年齢が低いほど子どもに対する価値観が高かった。
父親のワーク・ライフ・バランスの指標に対して、仕事の負担感と仕事への価値観が低く、仕事満足度と生活重視度、そして父親役割観が高いほど父親の子育て頻度が高いという結果であった。そして、仕事の負担感が低く、仕事の評価認識度と仕事満足度と生活重視度が高いほど、父親の家事頻度は高いことが示された。
４．考察と提言
父親の仕事に対する負担感は、父親の子育てと家事頻度を低める大きな要因であることが示され、父親がワーク・ライフ・バランスをとることに弊害を生じる要因といえる。とりわけ通勤勤務時間の長さが、父親の仕事の負担感を高めていることを考えると、男性にとって長時間労働は心身の負担となり、家族に対してかかわるゆとりや余裕がもてず、ワーク・ライフ・バランスをとる困難さにつながると考えられる。通勤時間を変えることは困難であるが、勤務時間を短縮することは効率よく仕事をこなすことにつながり、男性の負担感を減らすために、長時間労働の是正とフレックスタイム、また自宅勤務等のシステムが整
い、仕事や通勤にかかる時間と負担感が減る方向に職場の制度を改善することが、ワーク・ライフ・バラ
ンスをとる上で重要といえよう。近年、仕事によるストレスから精神的な病を生じることも多いことが報告されており、長時間勤務の改善は急務であると考える。
そして、仕事の満足度が父親の子育てや家事両方の頻度を高める効果が認められたことから、仕事の満足度を高めている要因を強化する必要性があるといえる。年収の格差や子育て制度利用の可能性などから、企業規模が大きい方が男性の子育てに有利な点があるといわれているが、仕事の満足度に関しては、企業規模が大きいほど仕事に対する満足度が低いことが明らかになった。企業規模が小さい
方が、仕事に対する分担や結果などに自分のやりがいを感じ、会社での自己実現の可能性が高く、満足度が高まることが考えられる。また、職場環境の柔軟性が高いほど仕事に対する満足感が高く、仕事を自分の裁量で決めて行うことや、子育てに関して柔軟に行動できることが理由として考えられる。このことから、企業には社員に対して仕事の自律性を尊重し、子育てに関する休暇等にも柔軟に対応することが、男性の満足度につながり、ひいては会社業務の生産性が上がるものと考える。そして、大企業ばかりを就職活動の対象に選ぶ傾向にある学生に対し、中小企業で活躍することが仕事のやりがいや仕事に対する満足感につながることを示し、中小企業を就活先の視野に入れることも提言したいと考える。
また、仕事に対する価値観が高いと子育て参加が低い結果に対しては、仕事における自己実現を高い目標にしている男性は、伝統的な性別役割意識との関連もあり、子どものことは妻任せの状態が懸念され、男性の仕事に対する柔軟な考え方が求められる。仕事に対する価値観を高める要因が、役職の高さと職場環境の柔軟性であり、昇進することと、仕事の自律性は男性の仕事への意欲にもつながることが推察される。仕事に対する価値観は男性の仕事へのモチベーションや生きがいにも通じることである
ゆえ、一概に悪いことではないと考えるが、近年は、仕事と家庭の間で葛藤をもち、心身のバランスを崩す男性も多いことから、仕事と生活とのバランスをとる方向に変わることも重要であると考える。
そして、父親役割観が高いほど子育て参加頻度が高く、年収が多いほど父親役割観が高くなっていたことから、所得格差の拡大は子育てかかわりに大切な父親アイデンティティの成長にも差も生み出す22

「近未来の課題解決を目指した実証的社会科学推進事業」（お茶の水女子大学）

ことにつながると推察される。非正規雇用者の増加が年収の格差拡大傾向になっていることから、雇用状況の安定が望まれる。相関の結果においても、従業上に地位が低く、年収が低いと父親の子育て参
加が低いことから、社会階層が低いことや所得の格差により父親の子育て参加量が少ないということにつながり、父親のかかわりによって促される子どもの社会性などの成長に対するマイナスが懸念される。
仕事に対する満足感と仕事重視度が高い父親は子育ても家事も行うことから、父親の公私における精神的なゆとりがワーク・ライフ・バランスには重要である。
そして、自分の仕事に対する評価認識に対して、職場に子育てに対する制度があるほど高いことから、
子育て制度の充実は重要である。さらに、職場環境の柔軟性が低いと仕事評価の認識も低いことから、子育ての面だけでなく、男性の心身の安定のためにも職場の柔軟性は必要な要因である。
以上のことから、政策提言として以下のことがあげられる。長時間にわたる勤務時間や通勤時間が要因となって、仕事の負担感を増し、仕事の満足感を減じ、父親の子育てや家事頻度を低くしている。よって、通勤時間を減らす方向性の困難さを考えると、父親のワーク・ライフ・バランスをとるためにも、父親の勤務時間を減らす、または、在宅勤務などシステムを整える方向で、企業の体制改善を指導することが必要であろう。ワーク・ライフ・バランスへの媒介要因としての父親アイデンティティのうち、父親役割観
は、子育て頻度を高めることに有意が示されたゆえに、父親役割観を高める両親学級や父親教室、ワークショップを積極的に開き、父親アイデンティティを高める教育を行っていくことが必要であるといえる。
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24

「近未来の課題解決を目指した実証的社会科学推進事業」（お茶の水女子大学）【仕事と生活に関する男性調査】
第3章

育児期の父親の生活不安と家事・育児の分担～子育てネットワークとの関係性～

１．研究の背景と問題の関心
近年、男性が率先して家事や子育てに参加する“育メン（子育てを楽しみ自分も成長する男性）”
1 といわれる男性も増えている。都心部では実際に出勤時に我が子を保育園に連れていく父親の姿も巷に散見される。また、子どもの行事には、夫婦そろって参加し、写真やビデオをとる父親や、
土日に、子どもをつれてスポーツをするなど、子育てにかかわる若い父親も見られるようになってきた。新聞雑誌などでも“育メン”の特集を組んだり、有名スポーツ選手の父親が話題になったりしている。こういった社会的傾向の背景には、政府によって少子高齢化の進展に歯止めをかける政策としてワーク・ライフ・バランスが推奨され（平成 19 年７月

男女共同参画会議）、仕事と家庭の両立支援策が様々実施され、「仕事と家庭の両立支援制度は充実をみてきた（政府広報オンライン、2010）。特に育児休業制度では、2010 年 6 月からは、「子育て期間中の働き方を見直し、仕事を続けやすい仕組みづくりと父親も子育てができる働き方の実現を目指した「改正育児・介護休業法」（ed.）が施行された。これまで、仕事と子育ての両立が難しく、仕事をあきらめる女性も多く、また、女性の育児休業取得は当たり前になっている一方で、男性の育児休業取得は依然として少ないままという現実に対応するためである。しかし制度面ばかりでなく、それを活用するためには、「それを需要する社会や職場の環境整備が不可欠（佐藤・武石、2003：7）」として企業における対応も模索され、最近では、大企業がほとんではあるが、ワーク・ライフ・バラン
スや多様な働き方に対応する部署が創設され、男性の育児休業取得も推進されてきている。厚生労働省でも、「男性が育児をすることについての社会的気運を高め、育児休業を取りたい、育児にもっとかかわりたい、という男性の希望をかなえるとともに、遅れている男性の育児参加を進め、夫婦で協力して子育てをする環境を作ることで、出生率の向上と女性の就業率向上を目指す（政府広報オンラインより）。」目的で“イクメンプロジェクト”をたちあげ、「子育てにかかわってよ
かったことや苦労したことなどの体験談から、キラキラとした子育ての魅力を周囲にＰＲしていく「イクメンの星」（同上）」を募集するなど、子育てに参加する男性のロールモデルづくりも実施している。実際に、男性の育児休業取得率は、2010 年度に「0.49％上昇する結果となり、まだまだ取得率水準は低いものの、過去最高の取得率を更新している（「平成 21 年度雇用均等基本調
査結果概要」）。
このような社会的傾向から、子育てに関する研究において、男性の子育てを取り扱った文献がみられるようになってきている（佐藤・武石，2004、大和・木脇・斧出，2008、等多数）。家事・育児参加の規定要因についての研究は多く、様々な要因が挙げられる（石井、2009）。また、育休取得者など、働きながら主体的に子育てに参加している男性へのインタビュー調査による研究で厚生労働省雇用均等・児童家庭局が打ち出した（2010 年 6 月）“イクメンプロジェクト”におけるイクメンの定義（政府広報オンラインより）
25
1

「近未来の課題解決を目指した実証的社会科学推進事業」（お茶の水女子大学）

は（矢澤・国広・天童，2003、明橋，2007、林，2009）では、子育て期の父親も母親と同様に育児ストレスを感じているという結果もある。これまでの育児ストレス研究は母親を対象としたものが多く（牧野、ほか）、父親は、母親の育児ストレスを緩衝する役割を担う存在であって（牧野・中西，1985、宮本，2006）、子育ての主たる責任者は母親であると思っている父親が多かった（大日向，2005）。同様のストレスを抱えた場合、子育てに専念する父親にとって働く母親が育児ストレスを緩衝するのかどうかといった研究はそういった父親が少ないので、まだ見られないが、前述のインタビュー調査（林、2009）では、育児休業取得中の父親の日常生活における話し相手が幼児のみで、妻が唯一の社会への窓口であることを語っている夫もいた。また、“専業主夫”が、子育てに疲れた時に、両親に助けを求めるのを躊躇する姿も見受けられた。そして、子育てに関心をもつ父親の地域社会での集まりや全国的な NPO などへの参加も、「情報は得ている」が積極的に行動を起こすまでにはいたらない父親もいる。子育て支援のネットワークと家事・育児参加の頻度については、社会的資源が多いほど、家事・育児に参加しないことも先行研究で明らかになっている（石井、2009）。家事・育児参加を家庭役割の夫婦間における役割関係ととらえることができるのであれば、夫婦の役割関係と社会的ネットワークに関する研究には Bott（1957）による研究がある（目黒、1988）。Bott によると「夫と妻の役割関係における分離度は、家族の社会的ネットワークの結合度にともなって直接的に変化する（Bott,1955=2006：39）」。社会的ネット
ワークと夫婦役割分担には関係がある（石井、2003：355）。子育てにかかわる社会的ネットワー
クの研究、すなわち、育児ネットワーク研究においても、母親を対象としたものが多く、育児ネットワークを、「社会的ネットワークのうち、育児の領域におけるネットワークのことであり、具体的には現代社会において育児の主な担い手となっている母親に対して、直接・間接に育児の支援を行う人劇関係―父親、同居の祖父母、世帯外の親族・非親族ネットワーク―である（松田、2006：253）。」と定義づけている。働く男性が子育てにかかわる社会的ネットワークに関する研究は少ない。
以上のような状況を踏まえて、本稿では、子育て期の父親の家事・育児参加と社会的ネットワーク（育児ネットワーク）の関係を検討する。

２．研究の目的と概念モデル
本稿は、文部科学省「近未来の課題解決を目指した実証的社会科学研究推進事業」『ジェンダー
格差センシティブな働き方と生活の調和』プロジェクトの一部である。本プロジェクトは、女性と男性の就労と家庭生活の両立を可能にする要因を探り、その結果を踏まえてジェンダー・格差
センシティブな政策提言を行なっている。本稿の研究は、男性の就労と家庭生活の両立を検討するために、子育て期の男性の仕事と家庭役割の関係を、男性の社会的ネットワークを媒介として考察する。その際、社会的ネットワークを利用する可能性のある生活に対する抑うつ感の有無も考慮し、社会的ネットワークの状況との関連性も検討することを目的とする。この目的のために、
Bott の Social Network Theory（1971）を利用する。Bott によれば、ネットワークは社会的環境と家族の間に位置している（Bott,1955=2006：40）。本稿では、社会的環境を職場環境と夫の属性とし、その社会的環境から生ずる問題として生活不安感を媒介変数として、妻の家事・育児頻度（コントロール変数として妻の勤務時間、通勤時間）を使用、社会的ネットワークには両親、友人、会社の人との関係を位置づけた。両親ネットワークは夫婦共通のネットワークで、会社ネッ
26

「近未来の課題解決を目指した実証的社会科学推進事業」（お茶の水女子大学）

トワークは夫独自のネットワークとしてとらえている。友人ネットワークは、夫婦共通の場合、夫独自の場合の双方を含めている。以上の変数を用いて、Bott 理論を応用した概念モデル（図１）と仮説を以下に提示する。
概念モデルにしたがって、本研究では以下のような３点の仮説が予想できる。①夫の勤務時間が長く、子どもの年齢も低いほど、生活に対する抑うつ感（生活疲労感）が高く、生活疲労感が高いほど、育児ネットワークもなく、夫の家事・育児参加を低くする。②妻の家事・育児頻度が低いときには、両親ネットワークを頼って子どもの相談をする夫ほど、夫の家事・育児参加は高くなる。③夫の勤務時間が長くて、妻の家事・育児頻度が高くなったとき、夫婦共通の親族・友人ネットワークがあれば、夫の家事・育児参加は少なくなる。

職場要因
・企業規模（従業員数）・
役職・ 勤務時間・ 通勤時
間・従 業上地位・ 都市の
大きさ

生活
疲労感

親族ネッ
トワーク
（両親）

夫婦役割
分担

会社ネッ
トワーク

夫婦役割分担夫の属性
・年齢・学歴・年収

妻の家事
頻度・
育児頻度

友人ネッ
トワーク

夫の
家事頻度・
育児頻度

子どもの要因・子ど もの数・子 どもの
年齢

図１

妻の勤務時
間・通勤時間

父親支援
ネット
参加意向

夫の社会的ネットワーク、生活不安感を媒介にした夫婦役割分担の概念モデル

３．方法（１） データの収集法
本研究は、『ジェンダー格差センシティブな働き方と生活の調和』プロジェクトにおいて収集したデータを使用した。調査は 2011 年 3 月に郵送調査法により実施した。日本国内に居住する 12 歳以下の子どもを持つ父親であり、層化 2 段無作為抽出法によって 2000 人の 12 歳以下の子どもが抽出された。有効回収数は 715 名（有効回収率 35.8％）である。郵送は、12 歳以下の子どもの名前宛てで実施し、彼らの父親に回答を依頼した。

（２）対象者の概要
本研究の対象者は 12 歳以下の子どもを持つ父親 715 名である。
① 対象者の属性
27

「近未来の課題解決を目指した実証的社会科学推進事業」（お茶の水女子大学）

対象者の平均年齢は、39.19（±6.09）（24～58）歳、居住地区は、北海道 12％、関東甲信越 38％、
東海近畿 29％、北陸東北 10％、四国中国８％、九州 12％で、20 大市在住が 28％であった。正社員
が 90％で、専門職、事務職、販売・サービス職がそれぞれ約 30％である。収入の最頻値は 500 万～
600 万円であった。児童がいる世帯の平均所得は、688・5 万円である（「平成 20 年

国民生活基礎調査」）。したがって、本研究の父親の年収は全国の平均より、やや低い。また、最終学歴は、大卒以上が 51.5％であることから、全国の平均より高い。
妻の平均年齢は 37.33（±5.45）（22～50）歳、専業主婦が 53.4％、正社員が 18.9％である。全
国の児童のいる世帯状況では、母の仕事のなしの世帯の割合が 37.7％であるのと比較すると本研究のサンプルは専業主婦世帯が多い（「平成 20 年

国民生活基礎調査」）。

子どもの数は、2 人が 49％で一番多く、１人 32％、3 人 17％、4 人 2％であった。子どもの平均
年齢は 5.25 歳（±3.45）（ 0～12 歳）。子どもの数は 3 人以上の世帯が、全国の児童のいる世帯（13.4％）よりやや多い（「平成 20 年

国民生活基礎調査」）。
表３－１

変数
年齢

学歴

収入

都市の大きさ

平均値
39.19

SD
6.093

範囲
24～58

3.80

1.466

１～６

10.84

1.80

2.920

0.555

１～１９

１～３

対象者の概要（割合：％）

値

割合

変数

20歳代
30歳代
40歳代
50歳代
小学校・中学校
高等学校
専門学校・各種学校

6.2 勤務時間
46.0
45.7
2.2
1.8
28.0
13.7

短期大学・高等専門学校
大学
大学院
無回答

5.0
41.4 企業規模
7.3
2.8

収入はなかった

0.3

～５０万円

0.4

～１０３万円～１３０万円

平均値
9.87

3.56

SD
1.733

範囲

値

４～１７

３時間未満
５時間未満
７時間未満
１０時間未満
１５時間未満
１８時間未満
１８時間以上
無回答

0
0.1
0.3
42.1
55.1
1.4
0.1
0.8

３０人未満

25.2
13.3

2.032 １～６

３０～９９人

割合

12.3

0.1

１００～２９９人
３００～４９９人
５００～９９９人
１０００人以上

0.6

非該当

0.4

～２００万円

1.3

無回答

1.1

～２５０万円2.5 子どもの数

1人

30.9

～３００万円

5.7

2人

47.4

～３５０万円

7.8

3人

16.8

～４００万円

10.5

4人

2.2

～５００万円

16.5

5人

0.3

～６００万円

18.7

無回答

2.4

～７００万円9.1 子どもの年齢～８００万円

9.2

1.91

5.25

0.774

3.45

１～５

0～12

6.9
10.2
30.6

0～1歳

11.2

1～2歳

12.0
10.2

～９００万円

5.9

2～3歳～１０００万円

3.1

3～4歳

8.5

～１１００万円

3.1

4～5歳

8.8

～１２００万円

1.5

5～6歳

8.0

～１５００万円

1.1

6～7歳

6.6

１５０１万円以上

1.3

7歳

11.7

無回答

1.3

8歳

6.4

２０大市

27.7

その他の市

65.0

町村

7.3

9歳
10歳
11歳
12歳

5.9
7.3
5.0
3.8

② 対象者の職場要因
職場要因には企業規模（従業員数）
・役職・勤務時間・通勤時間・従業上地位・都市の大きさを用いた。勤務時間や通勤時間は男性の家事・育児参加に影響があることが先行研究で明らかになって28

「近未来の課題解決を目指した実証的社会科学推進事業」（お茶の水女子大学）

いる（石井、2009）。役職 2は地位が高いと会社での時間の融通性があり、家事・育児に時間をあてる余裕がある可能性がある。また、企業規模は大企業ほど、育児関連制度が整っている可能性が高
く、従業上の地位は収入と関連して男性の家事・育児参加と関連性があると考えられる。都市の大きさは、格差を考慮するために要因として採用した。
通勤時間の平均は 9.87 時間（4～17）、企業規模は、1000 人以上が最頻値で、30.6％であるが、30 人未満の企業に勤めている父親も 25.2％であった。従業上の地位は役職なしが 40.8％で最も多
く、係長・主任（28.8％）、課長・部長（20.0％）、経営者は 5.2％であった。居住する都市の大きさは、20 大都市 3が 27.7％、その他の市が 65.0％、町村が 7.3％であった。

（２） 変数① 夫の家事・育児参加
本研究では、ワーク・ライフ・バランスのライフを父親の家事・育児参加と定義し、ワーク・ラ
イフ・バランスを「父親の家事・育児参加の量」として変数化した。これは意識的な変数、例えば、男性のワーク・ライフ・バランスに対する考え方、なども重要ではあるが、本研究が依拠している
プロジェクトの最終的な目標である政策提言を考慮すると、意識的な面よりも子育てや家事などの行動面を最終的なアウトカム変数（従属変数）とするほうがより実践的な提言へつながるであろうと考えたからである（石井、2,009）。Bott 理論では、夫婦役割関係の分離度の大きさを検証しているが、本研究では、その分離度を、前述した男性の育児・子育て参加および家事参加の行動的な指標、すなわち、家事や育児行為の頻度を用いた。
育児行為については、未就学児と就学児で異なった設問を用いた。末子のお子さんへの育児について、未就学児では「1.食事の世話」「2.一緒に食事」「3.着替えや身支度の世話」「4.遊び相手」「5.
お風呂」「6.オムツやトイレの世話」「7.本の読み聞かせ」の頻度を、就学児では「1.一緒に食事」「2.会話」「3.遊ぶ」「4.趣味やスポーツ」「5.勉強や習い事の面倒」の頻度を「1.毎日」「2.週に５～６日」「3.週に 3～4 日」「4.週に 1～2 日」「5.全くしない」の 5 段階評価で回答を得、逆転項目にし、未就学児の場合は合成変数にしたのち、就学児と同様に５項目の合成変数と合わせた 4。
②

生活疲労感

生活疲労感は、子育て期の男性の抑うつ傾向に関する問である。質問は最近 6 か月ぐらいのことについて、「1.一日が終わると疲れ果てたと感じる」「2.イライラすることが多いと感じる」「3.思い
やりがなくなったと感じる」「4.落ち度がないのに、責めもられているように感じる」の 4 項目で、いずれの項目も「かなりあてはまる」から「全くあてはまらない」の 5 段階評価で回答を得た。こ
れらを逆転項目とし、合計して合成変数とした。点数が高いほど抑うつ傾向がある。

2

役職変数＝１．役職なし
６．経営者

２．係長・主任クラス

３．課長クラス

４．部長クラス

５．役員

都市ごとに分類：東京都区部，札幌市，仙台市，さいたま市，千葉市，横浜市，川崎市，
相 模 原 市 ，新 潟 市 ，静 岡 市 ，浜 松 市 ，名 古 屋 市 ，京 都 市 ，大 阪 市 ，堺 市 ，神 戸 市 ，広 島 市 ，
岡山市，北九州市，福岡市
4 計算方法は、未就学児の合成変数÷７×５
29
3

「近未来の課題解決を目指した実証的社会科学推進事業」（お茶の水女子大学）③

妻の家事・育児参加

夫婦役割関係の分離度を、具体的な行動頻度を用いることにしたので、妻についても、役割遂行度として、家事・育児参加の頻度を用いた。設問は、夫と同じである。また、変数の作り方も１）の夫と同様の計算方法で作成した。
④ 社会的ネットワーク
Bott によれば、夫と妻の役割関係における分離度は、家族の社会的ネットワークの結合度にともなって直接的に変化する（Bott,2006:87）。また、社会的ネットワークの結合度とは、「家族が関係を維持している人々同士が相互に関係を持っている程度を指している（同上）。本研究では、家事は子育てに関連しても生ずるので、ネットワークとして子育てネットワークを想定して、育児や子育てについてのコミュニケーションを取り上げた。ネットワークの種類として夫婦双方の両親（共通のネットワーク）、子どもがいる上司、同僚、部下（夫独自のネットワーク）、友人（共通、独自双方のネットワークを想定）とし、結合度は、「1.育児や子育ての情報、子どもの行事の連絡」「2.育児や子育ての悩み、心配事の相談」「3.育児や子育ての楽しさに関する会話」の頻度「1.1 日数回」
「2.週に数回」「3.月に数回」「4.年に数回」「5.しない」の 5 段階ではかった。

（４）分析方法
分析は記述統計とパス解析によって実施した。パス解析を用いるのは、Bott 理論を応用して作成し、図３－１で示した概念モデルを分析できるからである。欠損値は、平均値に置き換えた。
使用ソフトは、SPSS Ver.18、Amos18 である。

表３－２
項目
役職
従業上の地位
勤務時間
通勤時間
生活疲労感
妻の家事頻度
妻の子育て頻度
妻の勤務時間
妻の通勤時間両親ネットワーク
会社ネットワーク
友人ネットワーク
父親支援ネットワーク利用意向
父親の家事参加頻度
父親の子育て参加頻度

記述統計

n=715

平均値
2.20
1.32
9.87
33.47
12.59
24.29
21.04
6.23
21.04
6.96
7.02
5.89
6.04
11.82
13.38

SD
1.40
1.02
1.72
25.8
3.39
4.3
3.54
1.58
12.68
2.91
2.98
2.47
1.99
4.21
4.09

範囲
１～６
１～５
４～１７
0～140
4～20
6～30
5～25
0～12
0～120
3～15
3～15
3～15
2～10
6～30
5～25

α
―
―
―
―
0.78
0.98
0.79
―
―
0.87
0.98
0.79
0.77
0.81
0.88

４．結果
図２にパス解析の結果を示した。ただし、有意でなかったパスは図が煩雑になるので省いた。適
合度は GFI =.978、AGFI =.911、RMSEA=.048 であった。Bott 理論に基づいて構築した概念モデルはお30

「近未来の課題解決を目指した実証的社会科学推進事業」（お茶の水女子大学）

おむね適切なモデルであるといえよう。
結果は、夫の家事、子育て参加の規定要因と、Bott 理論に基づいた夫婦の役割関係と生活疲労、
ネットワークとの関係に分けて示す。

（１） 夫の家事・子育て参加の規定要因
各変数の相関係数を調べて、夫の家事・子育て参加と係数が高かった変数 5について、直接、夫の家事・子育て参加にパスを結んだ結果、いくつかの変数においてネットワークを介さない影響も見
られた。

.42**

年齢
－ .17**－.14**

年収－ .42**

勤 務 時 間－.08**

生活疲労感

両親ネットワーク.28***
－.53*

妻の家事

.24**
.25**

妻の子育

.58**

－ .11**－.05**.15***.15***

友人ネットワーク
父親支援ネット
ワーク利用意向

妻の勤務時間家事参加

会社ネットワーク.09***

子 ど も 数
－.35*

.16**

－ .10**.19***.19***

子育
て参
加

.38**

子どもの年齢 － .01**－ .22**.02**

都市の大き さ*－.52*

*p<.05. **p<.01. ***p<.001

図２

.19*

.10*

－.20***－.46***

N=715,
自由度＝74,
GFI＝.978,
RMSEA＝.048

χ²値＝195.556
p 値＝.000
AGFI=.911

夫の社会的ネットワーク、生活不安感を媒介にした夫婦役割分担のパス解析の結果① 夫の家事参加
図 2 にも示したように、都市の大きさは父親の家事参加と負の相関を示した。都市の大きさが大きいほど(-.52)、家事参加の頻度は少なかった。勤務時間が長く(.28)、子どもの数が多く(.58)、
年齢が小さいほど(-.01)、妻の家事頻度は増加し、妻の家事頻度が高いほど(-.46)、夫の家事参加は低い。
② 夫の子育て参加
夫の子育て参加は、年収、勤務時間、子どもの年齢、妻の家事・子育て頻度、妻の勤務時間、生活疲労感と相関がみられた。
年収が低いほど(-.17)、勤務時間が短いほど(-.42)、夫の子育て参加頻度は高かった。年齢が高く(.42)、勤務時間が短いほど(-.53)、妻の勤務時間は長く、妻の勤務時間長いほど(.19)夫の子育
5

但し、夫の家事参加と子育て参加のうち、どちらかの相関が高い場合には、両方にパスを結んだ。
31

「近未来の課題解決を目指した実証的社会科学推進事業」（お茶の水女子大学）て参加頻度も高い。勤務時間が長く(.28)、子どもの数が多く(.58)、年齢が小さいほど(-.01)、妻の家事頻度は増加し、妻の家事頻度が高いほど(-.20)夫の子育て頻度は低い。勤務時間が長く(.25)、
子ども年齢高いほど(.38)妻の子育て頻度は高いが、妻の子育て頻度が高いほど(.10)、夫の子育て参加頻度も高い。
生活疲労感については、年収が低いほど(-.14)、勤務時間が長いほど(.28)、子どもが小さいほど(-.01)生活疲労感は高いが、生活疲労感が高いほど(-.46)、子育て参加頻度は少なかった。
（２） 夫婦の役割関係とネットワーク① 仮説の検証
Bott 理論に基づいて構築した概念モデルから、3 つの仮説をたてた。それぞれ検証する。
仮説①

夫の勤務時間が長く、子どもの年齢も低いほど、生活に対する抑うつ感（生活疲労感）

が高く、生活疲労感が高いほど、育児ネットワークもなく、育児ネットワークがないほど、夫の家事・育児参加を低くする。
夫の家事・育児参加については、仮説は支持されなかった。図２にあるように、勤務時間が長いほど(.28)、子どもが小さいほど(-.01)、さらに、年収が低いほど(-.14)、生活疲労感は高く、生活疲労感が高いほど(-.08)、会社ネットワークを持たないが、夫の家事・育児参加とは関連がみられ
なかった。
仮説②

妻の家事・育児頻度が低いときには、両親ネットワークを頼って子どもに関する相談をする夫ほど、家事・育児参加は高くなる。
仮説は夫の家事参加でやや支持された。妻の家事頻度が低いほど（-.11）、両親ネットワークをつかって、子どもについて相談する夫ほど(.16)、夫の家事参加は多い傾向がある(.09/p<.1)。
一方、夫の育児参加については支持されなかった。妻の育児参加が低いほど(.15)、両親ネットワークを持っていないほど(.16)、夫の子育て参加も低い。
仮説③

夫の勤務時間が長くて、妻の家事・育児頻度が高くなったとき、夫婦共通の親族・友人

ネットワークがあれば、夫の家事・育児参加は少なくなる。
仮説は支持されなかった。夫の勤務時間が長いほど、妻の家事・育児頻度は高くなる。妻の家事頻度が高くなるほど(-.10)、両親ネットワークは少なく、夫の家事頻度は少なくなる。夫が忙しい
場合に、妻は一人で家事を担っていることが明らかになった。
一方、夫の勤務時間が長く(.25)、妻の育児頻度が高くなるほど、両親ネットワーク(.15)も友人
ネットワーク(.09)も高くなり、両親ネットワーク(.16)・友人ネットワーク(.19)の利用頻度が高くなるほど、夫の育児頻度は高くなった。
② 父親支援ネットワーク
父親支援ネットワークの利用意向と夫の家事・子育て参加については、妻の家事頻度が少ないほど(.-11)、父親支援ネットワークの利用意向が高くなり、父親支援ネットワークの利用意向が高いほど(.19)、夫の家事参加が多くなるということが明らかになった。
③ その他の変数
子どもの数と、妻の家事頻度には負の相関が見られた(-.01)。また、夫の学歴や役職、従業上の地位、企業規模と生活疲労感、各種ネットワークと夫の家事・育児参加との関係性は見られなかった。
32

「近未来の課題解決を目指した実証的社会科学推進事業」（お茶の水女子大学）

５．考察と政策提言（１）考察
本稿では、夫の就労と家庭生活の両立を検討するために、指標として用いた、夫の家庭役割（家事・子育て参加）が、夫の生活疲労感 や 子育てネットワークを媒介として、職場や父親の属性要
因が、いかに関連するかについてパス解析を行った。全国からサンプリングされた対象者は 12 歳以下の子どもと妻と同居する男性に対して実施した質問紙調査から得た調査結果を用いた。
分析結果からは以下の三点が示唆された。第一に、長時間労働は、年齢の低い子どもがいる父親に、生活疲労感を引き起こし、家事に参加する機会を少なくなるという結果から、多くの先行研究
では長時間労働の労働時間の長さが強調されていたが、本研究では長時間労働は、疲労感を生じさせ、家事に参加できなくなっている状況を明らかにすることができた。このことから、長時間労働のさらなる是正を示唆することができる。また、生活疲労感は、子育てネットワークとの関係性が見られなかったことや、会社での子育てネットワークを減少させるという結果から、生活疲労感は子育てネットワークを構築する機会を奪う可能性もあることが示唆された。
第二に、男性の家事参加には両親ネットワークが有効であることが確認された。妻の勤務時間が長くて家事をする余裕がない場合、夫は両親に相談しながら家事参加をするという結果から、男性が家事参加するためには、相談できるネットワークが必要であることが示唆された。先行研究（）

においても、男性の家事技術の不足から、家事参加できないことが分かっているが、本稿の結果からも、子育てにともなう家事についての相談を両親にしている可能性がある。また、家事をよくしている夫が支援ネットワークを必要としているという結果からも、家事の仕方がわかれば、夫の家事参加が増える可能性も示唆される。このことから、男性の家事参加を推進するためには、夫の家事能力の向上の必要性が示唆できる。
第三に、妻の子育て頻度と、ネットワークの量と、夫の子育て参加に正の相関があったという結果から、妻が子育てに熱心であるほど、子育てネットワークを構築して、夫も子育てに参加していることが示唆された。妻が夫を子育てネットワークに引き込んでいる可能性がある。子育てに熱心であれば、子どもの日ごろの様子や、子どもに関する行事を両親に頻繁に知らせるであろうし、子どもを介した友人もできるであろう。子どものことで、いろいろな人に相談もするであろう。夫婦で共通のネットワークを有し、一緒に子育てをしている様子がうかがえる。Bott 理論を支持する結果でもある。この結果は、夫は、仕事が忙しくても、子育てに関しては、妻と共同して取り組む姿
勢があることが示唆できる。このことから、夫の育児参加を推進するためには、夫婦で子どもに関わることが必要であることが示唆された。先行研究の夫婦関係が良好な夫ほど、家事・育児に参加する頻度が高いという結果と同様の結果であろう。夫婦のどちらかが育児の責任を担うのではなく、夫婦双方が育児に責任を持ち、協力して子育てをしていくこと、妻が夫を誘って子育てに引き込んでいくことが必要である。男性の子育て参加において、妻がゲート・キーパーになるという先行研究と同じ解釈も考えられる。
本研究の意義は、子育て期の男性の育児・子育て・家事参加を推進するためには、男性の疲労感を是正することが必要であり、男性の家事技術能力を向上させる機会を提供することが重要であり、子育てネットワークを構築していくことが、有用性があることを提示できた。しかし、いまだに、長時間労働が、男性の家庭役割を精神的にも阻んでいることも明らかにしたことである。
33

「近未来の課題解決を目指した実証的社会科学推進事業」（お茶の水女子大学）（３） 政策への提言
本稿における分析結果・考察を踏まえた、ワーク・ライフ・バランス関連の政策に対する提言を以下に挙げる。
① 男性の家事・育児技術教育
本調査で測った、「家族優先意識」は、仕事の成功よりも家族が大切であることや、仕事のために生活を犠牲にしないことなどの仕事よりも家族を優先する男性の態度であった。先行研究における男性の育児・家事参加の要因は、主に妻との相対的資源差や子ども数などの勢力的、状況的要因も
しくは時間的余裕などであった。本研究では、男性の自発的な家族志向の意識が、育児・家事参加という実際の行動を規定する要因となり、これまで明らかにされてきた男性の育児・家事参加の要因とは異なる。このことから、男性が実際にワーク・ライフ・バランスを実現するためには、教育や職場において、家族関係の諸理論も用いながら、家族も重視する様な意識を啓蒙し、家族を優先する意識を醸成すること必要である。
②

男性の育児・子育て・家事を支援するピア・グループの構築

本研究で測った「子育てしやすい職場」は、男女に関係なく家族の都合で休暇を取得する、勤務時間を短くすることができるなどの勤務の柔軟性があることや、男女間の待遇の平等、身近に女性が出産後も継続して就労しているといったものであった。本研究では、この子育てをしやすい職場であると認識することが、企業規模の大きさや役職が上位であること、勤務時間が短いことなどによって規定されたが、父親自身の育児・子育て、家事参加への行動の有意な規定要因にはならなかった。
この結果から、子育てしやすい職場という意識は男性も認識しているものの、男性自身が実際に育児や家事に参加するため女性中心の育児支援策ではなく、実質的に男性を対象としたものが望ましいと考える。具体的には、政策内容に加え、運用や告知の内容についても女性だけを中心とするのではなく、男性についても視野に入れてことがさらに必要である。

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34

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35

「近未来の課題解決を目指した実証的社会科学推進事業」（お茶の水女子大学）【仕事と生活に関する男性全国調査】

第4章

父親の家事・子育て参加が子ども数に与える影響

１．問題背景わが国においては 80 年代に社会問題として表出した少子化は、ミクロレベルでは親密圏において夫婦が生涯で何人子どもを産み育てるかという私事的事柄に原点がありながら、マクロレベルでは生産年
齢人口の減少による経済成長率の鈍化や、税収の減少・医療費の増大による財政の悪化、若い世代の社会保障受益の大幅な減少など、これからの国民生活を揺るがす問題へと直結している。従って、可能な限り人口の増加を促すことが、わが国が直面する喫緊の課題である。
これまでの研究から少子化の原因は主に晩婚化、晩産化、そして夫婦の出生力の低下に大別できると言われているが（例えば、伊達・清水、2004）、本研究プロジェクト『ジェンダー・格差センシティブな働き方と生活の調和』の目的のひとつである個人のワーク・ライフ・バランスの充実は、家庭を持つ個人については安心して子どもを産み育てることのできる環境の創出と同等の意味を持つと言え、少子化政策の一端を担うものである。また、子どもを持つ夫婦が充実した家庭生活と仕事をもつことは、ひいては今後結婚し子どもを持とうとする若い世代への強力なポジティブメッセージの発信と成り得る。特に近年、不透明な経済見通しにより男性の非正規労働化が進む一方で、女性の労働市場への参加の拡大が求められている（内閣府、2008）。それに伴い、個人の意識レベルでも、北欧型と呼ばれるような男女がともに働き、ともに家事・育児を担うという新しい価値の流入がある。しかしながら、子どもを持つ世帯の男性の家事・育児参加は女性と比較すると未だに低いレベルであることが指摘されている(御船、2008)。こうした問題は移行期にある現段階では、特に子どもを持つ世帯の個人のワーク・ライフ・バランスを阻害する要因となっている可能性があり、このことにより夫婦の出生力が停滞していると考えられる。よって本稿
では、父親の家事、育児・子育て参加が夫婦の子ども数にどのような影響を与えているかをデータ分析
から明らかにすることを目的としたい。
図1

分析概念図

父親の子育て頻度
父親の家事頻度
父親の職場環境
企業規模
役職
従業上地位
職場子育て制度
職場環境柔軟性

子ども数

父親の属性
年齢・学歴・収入
母親の属性
年齢・学歴・収入

36

「近未来の課題解決を目指した実証的社会科学推進事業」（お茶の水女子大学）

２．先行研究少子化問題は今日まで学際的な研究の蓄積があり、学問分野においてそのアプローチの手法は異なっている。例えば経済学の領域では、従属変数に合計特殊出生率、独立変数に経済成長率等などのマクロな指標を用いており、社会学の領域では、従属変数に世帯ごとの出生数や出生の間隔など、独立変数に居住地域や性別や性別役割分業観などのよりミクロな指標を用いることが多い。人口学はこのようなアプローチを網羅的にとると理解できる。本稿においては家族社会学の見地から、個人の生活に関心を置き分析を行う。
出 生 率 の 低 下 と ジ ェ ンダ ー の 関 連 に つ い て 先 駆 的 に 理 論 枠 組 み を 示 し た も の と し て、 McDonald（2000）が挙げられる。McDonald は、先進国における人口の配置転換を下回る水準での低出生率の要因として、男女の権利的な差が解消されつつある公的領域と、未だに性別によって規定されている家庭
内労働などの私的領域とのジェンダー平等性の差を挙げている。女性は賃金労働に従事していながらも家事・育児などの家庭内労働のほとんどを担わなければならないという状況を、Hochschild(1989)は「セカンド・シフト」という表現で問題提起しているが、こうした女性の仕事と家庭の二重の負担が夫婦の出生力にどのような影響を与えているかについて実証的な研究を行ったものとして Torr & Short(2004)の研究が挙げられる。そこでは、米国の共働き世帯の妻の家庭内労働の分担割合と第二子出生の有無を従属変数にしたロジスティック回帰分析を行い、両者には線形ではなく U 字カーブ型の関係がある
ことが結果として示されている。具体的には、革新的な性別役割分業観に基づき妻の家事分担割合が54%未満であると第 2 子出生の傾向は高く、その中間に位置する妻の家事分担割合が 54%から 84%未満
であると第 2 子出生の傾向は低く、より伝統的な性別役割分業観に基づき妻の家事分担割合が 84%以上であると第 2 子出生の傾向は高いという結果である。この結果から Torr＆Short は、第 2 子の出生の傾向が低い、妻の家事分担の割合が中間に位置する世帯は、夫と妻のどちらが家庭内労働を主に担うかを決定する移行期にあり、その結果生じる仕事と家庭との葛藤の打開策として「小さな家族」を選択しているのではないかと指摘している（p.123）。
日本においては、西岡・星（2009）が、夫の家事（料理や食事の後片付け、洗濯、部屋の掃除、食料品・日用品の買物）遂行が先行的に妻の理想とする子ども数に正の影響を与えているとする結果を示しているほか、夫の家事参加は「もう一人子どもが欲しい」とする妻の出生意向に有意な影響を与えていな
いが、夫の育児 参 加は妻の出 生意 向に正の影 響を与 えているとする結果もある（小葉・安 岡・浦川、
2009）。また一方では、夫の家事・育児分担割合は出生意向にも出生行動にも影響しないとする分析結果（山口、2005）もある。しかし、山口（2005）は日本の既婚男性の家事・育児分担割合が 0 に偏り分散が小さいことにより説明力が少なくなっている可能性を指摘しており、分析するデータによって結果が異なることに留意が必要である。
またその他の変数については、阿藤(1981)の指摘するようにわが国の個人の社会経済的地位による夫婦出生力の較差は先進国中最少ではあるが、収入、学歴、年齢をコントロール変数として分析に加える。また通勤勤務時間などの職場環境が男性の家事参加・育児参加を規定する要因として先行研究（石井クンツ、2009）で明らかになっていることから、これらについても重要な変数として分析に加えること
にする。
３．方法
（１）データと調査対象者の基本属性
37

「近未来の課題解決を目指した実証的社会科学推進事業」（お茶の水女子大学）

本稿は、お茶の水女子大学『ジェンダー・格差センシティブな働き方と生活の調和』研究プロジェクトの家族班（班代表、石井クンツ昌子教授）の 2011 年度報告書の一部として構成されており、データは本研究プロジェクトにおいて行われた「ワーク・ライフ・バランスに関する調査―女性のキャリア形成と男性の子育て参加に焦点を当てて―」を共通して用いている。よってサンプリングや調査対象者の基本属性については内容が重複する為、前章の該当箇所を参考にされたい。
（２）変数分析に使用した変数の記述統計量を表１に示す。前章と共通して使用した変数についての詳細な説
明については割愛するが、本稿で独自に使用した変数の説明は次の通りである。まず、男性の家事参
加、子育て頻度については、Torr & Short (2004)にならい、合成変数であったものを得点ごとにそれぞれ 4 分位のダミー変数とし、「子育て頻度（家事頻度）低い」、「子育て頻度（家事頻度）やや低い」、「子育て頻度（家事頻度）やや高い」、「子育て頻度（家事頻度）高い」の 8 つに分割した。また、男性の従業上の地位も「正社員」、「非正規」、「自由・自営業」の 3 つのダミー変数に変換した。尚、各変数の欠損
値は、独立した値の T 検定を行い平均値に有意な差がないことを確認した後に平均値に置き換えた。
表1
変数

記述統計量

平均値

標準偏差

範囲

子ども数

1.91

0.77

1-5

子育て頻度低い

0.24

0.43

0-1

子育て頻度やや低い

0.11

0.32

0-1

子育て頻度やや高い

0.24

0.43

0-1

子育て頻度高い

0.27

0.44

0-1

家事頻度低い

0.24

0.43

0-1

家事頻度やや低い

0.17

0.38

0-1

家事頻度やや高い

0.30

0.46

0-1

家事頻度高い

0.29

0.46

0-1

企業規模

3.56

2.02

1-6

役職

2.17

1.39

1-6

正社員ダミー

0.90

0.30

0-1

非正規ダミー

0.04

0.19

0-1

自由・自営ダミー

0.06

0.23

0-1

職場子育て制度

1.27

1.05

0-3

職場環境柔軟性

14.17

4.64

5-25

通勤勤務時間659.20117.24280-1180

父親年齢

39.19

6.01

24-58

父親学歴

3.80

1.44

1-6

父親年収

10.84

2.91

1-19

母親年齢

37.33

5.38

22-50

母親学歴

3.45

1.17

1-6

母親収入

3.22

2.30

1-15

38

「近未来の課題解決を目指した実証的社会科学推進事業」（お茶の水女子大学）

４．結果
分析概念図（図 1）から作成した 4 段階のステップワイズモデルの重回帰分析の結果を表 2 に示す。
まずモデルの当てはまりであるが、分析に投入した独立変数が主に父親側の変数であることが影響してか、R2 乗はモデル 1 で 0.028、モデル 2 で 0.055、モデル 3 で 0.096、モデル 4 で 0.112 であった。今回使用した全ての独立変数を投入したモデル 4 においても、子ども数の変動を 11%程度しか説明していな
いが、男性のワーク・ライフ・バランスと出生行動の因果関係を捉えた研究は少ないことから（西岡・星、
2009）、本分析から得られる知見は意義があると判断しその結果を示す。
まずモデル 1 であるが 5%水準で有意であったのは「子育て頻度高い」であり、父親の子育て頻度が高いほど子どもの数は多い（β=.118）という結果が示された。同様の結果は、βの値が下がるもののモデル 4 でも示されており、先行研究の通り、父親の積極的な子育て参加は子ども数と正の関係があることがわかる。
またモデル 1 では家事の頻度が上位 25%である「家事頻度高い」であると、子どもの数は少ない（β=-.107）という結果が有意水準 5%で示されている。モデル 2,3,4 においては、家事頻度は、その頻度に関わらず有意となっているが、それぞれの回帰係数や決定係数を考慮してみると、家事頻度が低いほうが高いほうよりも子ども数の変化に対して説明力を持つと考えられる。
次に職場環境であるが、モデル 2 では企業規模が大きいほど子どもの数は多い（β=.101）、またモデル 3、4 では非正規雇用であると子どもの数は少ない（β=-.176）とする結果が示された。通勤勤務時間については、投入したモデル全てで通勤勤務時間が長いほど子どもの数は少ない（モデル 2：β=-.086、
モデル 3：β=-.080、モデル 4：β=-.083）という結果が示された。またその他では、父親の学歴が高いほど子どもの数は少ない（モデル 3：β=-.135、モデル 4：β=-.110）、父親の年齢が高いほど子どもの数は多い（モデル 3：β=.172）、母親の年齢が高いほど子どもの数は多い（モデル 4：β=.190）という結果が
示された。
５．考察
本稿では父親の家事参加、育児参加が子ども数にどのような影響を与えているのかを父親の職場環境なども踏まえて分析を行った。その結果、まず父親の子育て頻度が高いほど子どもの数が多いことが明らかになった。先行研究においては、因果関係を明らかにするため、将来的な願望である追加的に子どもを持ちたいかどうかについての回答を従属変数にとる研究もあり（小葉・安川・浦川、2009）、そこでも父親の子育て頻度は正の影響を持つことから、本研究においても、父親の子育て頻度がおおむね先行的に子ども数へ影響していると考えられる。また家事頻度については、本稿においては頻度によって 4 分位に分けたダミー変数を用いたが、家事頻度については、どちらかという低いほうが子どもの数は多いという結果であった。しかし、これは父親の雇用形態をコントロールしたモデル 2 では、家事頻度の高さは負から正の影響へと転じたことから、父親の安定した雇用は夫婦の出生力を維持するための絶対的条件であるように思われる。また、父親の通勤勤務時間が長ければ長いほど、子どもの数は少ないという結果が示されており、これらの結果を総合的に考慮すると、わが国ではより多くの子どもを持とうとす39

「近未来の課題解決を目指した実証的社会科学推進事業」（お茶の水女子大学）

表2
モデル 1

変数

(N=715)

子どもの数を従属変数とする重回帰分析結果
モデル 2

モデル 3

モデル 4

B

SE

β

B

SE

β

B

SE

β

B

SE

β

子育て頻度低い

.092

.098

.052

.100

.099

.056

.066

.097

.037

.067

.096

.038

子育て頻度やや低い

.093

.115

.039

.081

.115

.034

.018

.114

.008

.009

.113

.004

子育て頻度やや高い

.112

.098

.063

.099

.097

.056

.064

.096

.036

.038

.096

.021

子育て頻度高い

.204

.097

.118 *

.136

.098

.079

.067

.098

.039

.064

.098

.037 *

家事頻度低い

.085

.079

.047

.270

.082

.151**

.223

.081

.124*

.162

.083

.091 **

家事頻度やや低い

.160

.086

.079

.332

.088

.165***

.297

.086

.148**

.265

.087

.132

家事頻度やや高い

―

―

―

.181

.076

.108*

.159

.075

.095*

.130

.075

.078 *

-.181

.076

-.107 *

―

―

―

―

―

―

―

―

―

企業規模

.009

.018

.024

.005

.019

.012

.002

.019

.006

役職

.056

.025

.101*

.025

.027

.046

.017

.027

.031

正社員ダミー

-.454

.316

-.180

-.544

.314

-.216

-.546

.312

-.217

非正規ダミー

-.577

.349

-.141

-.716

.344

-.176*

-.717

.342

-.176 *

自由・自営ダミー

-.340

.334

-.103

-.392

.328

-.119

-.353

.327

-.108

職場子育て制度

.011

.037

.015

.015

.037

.021

.024

.037

.034

職場環境柔軟性

-.006

.007

-.037

-.006

.007

-.037

-.004

.007

-.026

通勤勤務時間

-.034

.016

-.086*

-.031

.016

-.080*

-.032

.016

-.083 *

父親年齢

.022

.005

.172***

.004

.008

.028

父親学歴

-.071

.021

-.135**

-.058

.023

-.110 *

父親年収

.009

.014

.036

.008

.014

.031

母親年齢

.027

.009

.190 **

母親学歴

-.035

.028

-.054

母親収入

-.013

.101

-.051

家事頻度高いR＊

2

p<.05,.028＊＊

p<.01,＊＊＊.055

p<.001
5

.096

.112

「近未来の課題解決を目指した実証的社会科学推進事業」（お茶の水女子大学）

る潜在性の高い世帯は、父親の雇用が安定しており、通勤勤務時間がそれほど長くなく、また父親が子どもと食事をしたり、本を読み聞かせたりと全般的に子どもとが接する時間をある程度捻出できる世帯であると考えられる。その他に男性の職場の子育て制度や職場環境柔軟性について有意な影響は確認
できず、また男性の家事頻度については低いほど子どもの数が多いという傾向が確認できたことから、今回の分析ではジェンダー平等性がどのように夫婦の出生行動に影響しているのかは明らかにならなかったといえる。
以上の考察を踏まえると、今後政策的に有効であるのは、雇用の安定という経済政策とともに、行き過ぎた長時間労働の是正により父親が子どもと過ごせる時間を社会的にサポートするような仕組み作りであるように思われる。こうした取り組みは、現在、厚生労働省雇用均等・児童家庭局が委託事業として行っている「イクメンプロジェクト」（http://ikumen-project.jp/index.html）のように、社会の価値観を広く変えていくような啓蒙的手段により変革の兆しが生まれると考えられる。
引用文献
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石井クンツ昌子、2009、「父親の役割と子育て参加：その現状と規定要因、家族への影響について」『季刊家計経済研究』81:16-23.
小 葉 武 史 ・ 安 岡 匡 也 ・ 浦 川 邦 夫 、 2009、「夫 の家 事 育 児 参 加 と 出 産 行 動 」『季 刊 ・社 会 保 障 研 究 』
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伊達雄高・清水谷諭、2004、「日本の出生率低下の要因分析：実証研究のサーベイと政策的含意の検討」ESRI Discussion Paper Series No.94.
七 条 達 弘 ・ 西 本 真 弓 、 2003 、 「 若 い 世 代 の 夫 婦 の 子 供 数 に 影 響 を 及 ぼ す 要 因 」 『 理 論 と 方 法 』
18-2:229-236.
内閣府、2008、『平成 20 年度年次経済財政報告』
西岡八郎・星敦士、2009、「夫のワーク・ライフ・バランスが妻の出産意欲に与える影響」『人口問題研究』65-3：58-72
御船美智子、2008、「ジェンダーセンシティブなワーク・ライフ・バランス論をめざして」山口一男・樋口美雄編『論争日本のワーク・ライフ・バランス』日本経済新聞出版社、82-105.
山口一男、2005、「少子化の決定要因と対策について―夫の役割、職場の役割、政府の役割、社会の役割」『家計経済研究』66:57-67.
McDonald, Peter. 2000 “Gender Equality in Theories of Fertility Transition”, Population andDevelopment Reviews, 26-3:427-439.
Torr, Berna M. and Susan, E. Short .2004“Second Birth and the Second Shift: A Research Noteon Gender Equity and Fertility”, Population and Development Reviews, 30-1:109-130.
Hochchild, Arlie R. with Anne Machung.1989.The Second Shift. New York:Viking.

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