DP/01-4

景気判断・政策分析ディスカッション・ペーパー

配偶者控除･配偶者特別控除制度に関する一考察
ひぐち よしおにしざき ふみひら

かわさき

さとる

つじ

たけひこ

樋口美雄、西崎文平、川﨑 暁 、辻 健彦

Director General for Economic Assessment and Policy Analysis
CABINET OFFICE
内閣府政策統括官（経済財政―景気判断・政策分析担当）

本稿は、政策統括官（景気判断・政策分析担当）のスタッフ及び外部研究者による研究成
果をとりまとめたもので、学界、研究機関等、関連する方々から幅広くコメントを頂くことを意図している。ただし、本稿の内容や意見は、執筆者個人に属するものである。

E-mail: satoru.kawasaki@mfs.cao.go.jp , takehiko.tsuji@mfs.cao.go.jp

EAPA Discussion Paper DP/01‑4
平成 13 年 8 月

配偶者控除・配偶者特別控除制度に関する一考察

［要

旨］

１

配偶者控除等の制度の概要と就業調整の現状

２

配偶者控除等による租税負担への影響

３

税制の労働供給に与える影響に関する論文等のサーベイ

４

配偶者控除等による女性の就業行動への影響

５

結論＊ 本稿の分析及び執筆は、第 1 節から第 3 節までを川﨑、辻が、第 4 節及び第 5 節を樋口(慶応義塾大学
商学部教授)、西崎が担当した。
また、第 4 節の分析に当たっては、(財)家計経済研究所の協力により「消費生活に関するパネル調査」の個票データを使わせていただいたことに謝意を表する。

1

［要

旨］

１．今般、財政構造改革が喫緊の政策課題として掲げられている中で、納税者の租税負担感に配慮しつつ、十分な税収の安定的確保を図ることが求められている。しかしながら、様々な控除制度の存在は課税ベースを狭小化するとともに、税制の中立性を損ね、各主体の経済活動を歪めているという指摘がなされている。特に配偶者控除・配偶者特別控除(以下では｢配偶者控除等｣)
は、所得がその適用範囲内に収まるよう就業調整をする誘因を既婚女性に与えることで、女性の就業選択に対し非中立的となっているといういわゆる「パート問題」を引き起こしている。
こうした配偶者控除等をめぐる問題はこれまで様々な場で繰り返し議論されてきたが、本稿では、この問題を税制の公平性、中立性の 2 つの観点か
ら定量的に分析・検証した。
具体的には、配偶者控除等が家計の租税負担にどの程度の影響を実際に与えているか（公平性）、また、女性の就業行動にどのような影響を与えているか（中立性）を検証する。後者については、特に 95 年度税制改正における配偶者控除等の拡充措置が女性の労働力率及び労働時間へ及ぼす影響に焦点を当てて分析を行った。
２． 第 1 の観点の公平性については、配偶者控除自体が雇用者世帯と自営業
世帯とのバランスを図るという水平的公平性を目的として設定されているが、雇用者世帯の間での垂直的公平性等の観点からは配偶者控除等はどのように評価されるべきかを検討した。
この結果によれば、高所得の世帯に配偶者控除等の恩恵が偏っていることがわかった。世帯全体として一定の稼得収入を得るにしても、妻の収入を配
偶者控除等の適用範囲内に抑えることがより高い世帯の可処分所得を得るのに有利であることが示され、配偶者控除等が妻の就業選択行動の誘因であることが示唆された。
なお、その中で、仮に配偶者控除等が廃止された場合には約 1.3 兆円の税収増が見込まれると試算された。
こうしたことから、配偶者控除等は自営業世帯との間の水平的公平性に配慮されているものの、雇用者世帯間での垂直的公平性などの観点からは改善の余地があるように考えられる。

2

３．一方で、中立性の観点からは、3 通りの推計手法を用いて配偶者控除等の有配偶女性の就業行動への影響を検討した。1 つは、推計式に税制を表す代理
変数を直接組み込むアプローチであり、有配偶女性の就業選択に関する多項
ロジット関数を推計した。2 つ目は、differences‑in‑differences アプロー
チに基づき、配偶者控除等の対象となり得るグループ(treatment group)とそうでないグループ(control group)の税制改正前後での労働力率及び労働時間の変化を比較した。3 つ目は、同アプローチで、推計式を用いて属性等をコントロールしながら両グループの税制改正前後での変化を比較した。
その結果を総括すると、配偶者控除等の拡充(控除額の増額及び適用所得上限額の引上げ)は有配偶女性の労働力化を進め労働力率を高める方向に働く。その中で、配偶者控除等の適用範囲内に収入を抑制するために就業調整が行われ、パート労働者として就業することを促進している。また、配偶者控除等の適用所得上限額の引上げはより長い労働時間に合わせて就業調整が行われる誘因となることを意味しており、配偶者控除等の拡充がパート労働者の労働時間の増加にもつながっている。
しかし、それは配偶者控除等が有配偶女性の社会進出を後押ししていることを意味しない。むしろ、パート労働者であることを経済的に有利なものとすることで、有配偶女性の就業選択をパート労働者に偏らせる傾向があると
いえよう。
（以

上）

平成 13 年 8 月

3

配偶者控除・配偶者特別控除制度に関する一考察

今般、財政構造改革が取り組むべき喫緊の政策課題として掲げられ、その実現のためにも「公平・中立・簡素」の租税の三原則の下に十分な税収の安定的確保を図ることが必要となっている。しかしその一方で、中所得者層の租税負担感が強く、個人所得税についてみれば、課税最低限が高く累進性も大きいことから限界税率引下げによる税率構造のフラット化や諸控除の整理による課税最低限の引下げなどが議論されている。
また、様々な控除制度の存在は税制の中立性を損ね、各主体の経済活動を歪めているという指摘がなされている。特に配偶者控除・配偶者特別控除(以下では｢配偶者控除等｣)は、
働かずに家庭に留まるか賃金がその適用上限額の範囲内に収まるよう就業調整をする誘因
を既婚女性に与えることで、女性の就業選択に対し非中立的となっているといういわゆる「パート問題」を引き起こしている。
配偶者控除等をめぐる問題はこれまで様々な場で繰り返し議論されてきており、これに対し例えば 1987 年の特別配偶者控除創設によるいわゆる「収入の壁」の除去など、随時制
度の改善も図られてきた。しかし、現在においても配偶者控除等によって税制の中立性や公平性が損なわれている疑いが大きく、議論の俎上に上ることも多い。
例えば、政府税制調査会では｢税制が公平性･中立性を妨げている点がないか､(中略)配偶者控除･配偶者特別控除などのあり方を検討する必要がある｣ 1ものとしており、経済界からも各種控除制度の整理が提言されている2。
また、女性の社会進出の実現の立場からも、例えば男女共同参画会議の場では、｢配偶者控除は、特に女性の働き方を補助的なものに自分で抑制してしまうところがあるので、基本的には廃止してその分の予算を保育や子育てに当てていく｣べき旨の意見が出されている3。
しかし一方で、｢現実に多数の世帯に適用され､定着していることから､見直しには慎重であるべきではないか｣旨の指摘4がされるなど、配偶者控除等の撤廃に伴う家計への影響に対する配慮を求める声もある。

1税制調査会(2000)。また、経済審議会(1998)においても､｢全体として有配偶パートタイム労働者等について労働供給抑制的であるのみならず、勤労意欲や職業能力向上意欲に対してもディスインセンティブを及ぼしていると考えられ、そのあり方に関し､検討することが求められる｣としている。
2例えば経団連は、各種控除について｢国民生活の安定･向上や資産形成への効果に配慮しつつ､公平･公正･簡素の観点から整理する必要がある｣としている(経済団体連合会(2000))。
3男女共同参画会議(2001)。また、男女共同参画社会基本法第 4 条でも「社会における制度又は慣行が、性別による固定的な役割分担等を反映して、男女の社会における活動の選択に対して中立でない影響を及ぼすことにより、男女共同参画社会の形成を阻害する要因となるおそれがあることにかんがみ、社会における制度又は慣行が男女の社会における活動の選択に対して及ぼす影響をできる限り中立なものとするように配慮しなければならない」旨規定している。
4税制調査会基本問題小委員会における議論(税制調査会資料(2000B))。

4では、配偶者控除等の税制措置は、税制の公平性・中立性の原則の観点からみてどのよ
うに考えられるべきであろうか。
本稿では、配偶者控除等が家計の租税負担にどれほどのインパクトを実際に与えているか、また、その可処分所得の変化を通じ女性の就業行動にどのような影響を与えているかを定量的に検証する。今回は特に 95 年度税制改正における配偶者控除等の拡充措置が女性の労働力率及び労働時間へ及ぼす影響に焦点を当てて分析を行う。
本稿の構成は、以下のようになっている。第 1 節では、配偶者控除等の制度の概要を説明し、その本来の目的や制度の内容等を概観する。また、有配偶女性の就業調整いわゆる「パート問題」の現状についても併せて俯瞰する。第 2 節では、配偶者控除等が家計の租税負担ないし可処分所得にどのような影響を及ぼしているかを検証する。第 3 節では配偶者控除等を始め税制が労働供給に与える影響を分析した研究事例を簡潔にサーベイする。
第 4 節では次の段階として、配偶者控除等が労働供給にどのような影響を与えているかを、
3 通りの推計方法を用いて検討する。第 5 節は、本稿の結論をまとめることとする。

１

配偶者控除等の制度の概要と就業調整の現状（配偶者控除制度の本来の目的(趣旨)）
それまでは給与所得者の配偶者は扶養控除における被扶養者として税制上扱われてきたが、事業専従者に対する一定の専従者控除が認められる自営業世帯とのアンバランスを解消する必要があったこと、専業主婦の｢内助の功｣の観点から評価しようという気運が高まったことから、扶養控除から独立して 61 年に配偶者控除が創設された5。これにより、自営業世帯との水平的公平性を確保するとともに、個人単位課税を原則としながらも配偶者の有無に応じて租税負担を軽減する方法が採用されることとなった。
しかし、配偶者控除の適用には本人の所得額に上限が設けられたため、その所得が上限を超えると税引前収入が増えても世帯の可処分所得(夫婦の合算可処分所得)が減少するという現象が一部発生した。これにより収入が上限額を超過しないように女性が就業調整を行うようになり、いわゆるパート問題が発生した。これに対し税務当局は、87 年に配偶者特別控除を創設し、この逆転現象の解消を図った。
（配偶者控除等の仕組み）
現在の給与所得者に対する税額計算は以下のようになる。すなわち、給与収入のうち給与所得控除額等を除いた給与所得額から、配偶者控除や配偶者特別控除、基礎控除等の人的控除及びその他の控除が差し引かれて課税所得が算出され、これに税率が課される｡
5 大蔵省主税局(1988)､樋口(1995)､石塚(1995)等。

5配偶者控除等や基礎控除以外の控除を考えない単純なケースを考えてみよう。まず、妻が就労することにより夫の所得から支払われる税額を計算する（図表 1）。妻の収入が 65
万円を超えると、配偶者控除は 38 万円で一定であるが、配偶者特別控除は収入の増加に伴い 38 万円から段階的に減額され始める。妻の収入が 103 万円を超えると配偶者控除が消失
し、代わって配偶者特別控除が再び 38 万円から徐々に減額されながら適用される。この結果、妻の収入が 141 万円を超えると配偶者控除等の適用が全てなくなる。
一方、妻本人が自らの就労により負担する税額は、妻の収入が 65 万円までの範囲だと給与所得控除により課税対象から外れる。妻の収入が 65 万円を超える時点で所得が発生する
ものの基礎控除 38 万円が認められているため、103 万円までは納税を免除されることとなる。
（事実上の「100 万円の壁」の存在）
女子パートタイム労働者の年間賃金の分布を示したのが図表 2 である6。これをみると、明らかに年間賃金が 90〜100 万円に分布が集中しており、89 年では 17.8％、94 年では24.2％となっている。配偶者特別控除の創設により是正が図られたものの、依然として 103
万円を賃金上限とする就業調整が行われていることがうかがわれる。いわゆる｢100 万円の壁｣(現在は正確には｢103 万円の壁｣)ができてしまっている。しかも、その傾向は 89 年に比べ 94 年ではより強くなってきている。
配偶者特別控除の創設により控除額が図表 1 に示すように徐々に減額されるようになったのにもかかわらず、何故 103 万円の賃金を境に就業調整が依然行われているのであろうか。その理由としては、第 1 に、企業の配偶者手当の適用所得限度額が配偶者控除に合わせて設定されているものが多いこと、第 2 に、103 万円の収入を超えると基礎控除額を超えて妻本人の税負担が発生すること、そして第 3 に、配偶者特別控除が創設されたとはいえ、配偶者控除等の存在により実効限界税率がこの近辺で大きく上昇すること、などによるものと考えられる。
この 3 点目の限界税率についてみてみよう。独身者及び有配偶者の実効限界税率をグラフにしたのが図表 3 である。限界税率の算出には、内閣府において試作した税制シミュレ
ーションモデル7を使用した。これをみると明らかなように、有配偶者の場合家計の実効限
界税率は配偶者控除の適用がなくなる 103 万円を境に大きく跳ね上がっている。すなわち、
103 万円以上の収入になると、追加的に得る収入のうち手取り収入となる割合が低下するた
め、就業するインセンティブが低下することが指摘できる。

6 厚生労働省(旧労働省)のパートタイム総合実態調査による。ここでのパートタイム労働者の定義は、終身雇用的な長期勤続を前提とした常用労働者である｢正社員｣以外の労働者のうち、1 週間の所定労働時間が正社員よりも短いものをいう。
7 家計や個人の所得や属性(年齢、職業、家族構成等)をインプットすることにより、その課税額や平均(限界)税率が算定されるモデルで、現在内閣府において(株)富士総合研究所の協力を得て開発を進めている。

6

（配偶者控除等を意識した女性の就業調整）
では、女性の就業調整はどれくらい行われているのであろうか。厚生労働省(旧労働省)のパートタイム労働者総合実態調査によれば、パートタイム労働者のうち就業調整を実際に行った者の割合は女性では 95 年で 37.9％と、男子の 6.8％に比して高い(図表 4)。その理由として配偶者控除等を受けられなくなることを避けるためと回答した者が 95 年で 77.7％に上り、配偶者控除等の存在が就業調整の主因となっていることがわかる8（図表 5）。
また、就業調整に当たっては 95 年では、最初から計画的に行う者が 23.9％、非課税限度
額を超えそうになったら調整する者が 14.7％となっており、賃金がもともと限度額を超えることがない者を含めると、56.7％が意図的に就業調整を行っているといえる(図表 6)。

２

配偶者控除等による租税負担への影響
配偶者控除等は家計の租税負担等にどのように影響しているのであろうか。本節では、租税の公平性の観点から、配偶者控除等の存在が所得階層別で家計の租税負担にどれだけ違いを生じさせているかを検証する。
（所得の稼得者構成による手取り収入の違い）
まず、一定の収入を夫婦で稼得する場合に、配偶者控除等がその世帯の手取り所得にどのような差異を生じさせるであろうか。仮にある夫婦が 800 万円の課税前稼得収入を得ているものとし、夫と妻の収入の構成を変化させた時の世帯全体の手取り所得を示したのが図表 7‑1 である。
夫が 800 万円全額ないし 700 万円を稼ぐ場合は、企業からの配偶者手当が支給されるため課税前収入は 800 万円を超える(812.6 万円)。これから税負担及び社会保険料支払を差し引くと世帯の可処分所得はそれぞれ 674.1 万円､692.5 万円となる。さらに妻がより多くを稼得するようになると、配偶者控除等や配偶者手当の対象から外れることなどから、夫の収入が 600 万円､500 万円､400 万円の場合の世帯の可処分所得は、それぞれ 666.7 万円､670.3 万円､669.8 万円と低い金額となる。
この結果からみると、配偶者控除等が利用できる範囲内に妻の稼得収入を抑えるのが最も有利となることがわかる。端的に言えば、夫の所得が 800 万円と相対的に高く妻が専業
主婦の家計の方が、夫の所得が相対的に低く妻も正社員等で働きに出ている家計よりも手取りの可処分所得が高いという状況になっている。
もし仮に配偶者控除等が存在しなければ、夫が 800 万円全額稼ぐ場合は世帯の可処分所
得は 655.3 万円に、700 万円の場合は 686.0 万円に減少する(図表 7-2)。したがって、配偶8 前述のとおり、企業の配偶者手当の所得上限額等は事実上配偶者控除等に合わせて設定されているものが多いことにも留意すべきであろう。

7

者控除等の廃止は妻の稼得収入を一定範囲内に抑える誘因を幾分か弱めることとなる。
（妻の収入と世帯の手取り収入の関係）
次に、妻の収入が増加した時に家計の租税負担等がどのように変化するのかをみてみよう。
図表 8 は、夫の給与(ここでは 30〜39 歳平均の給与所得 436.4 万円)を所与として妻の収入が増加した場合世帯の手取り所得の合計がどのように変化するかを示したものである。
グラフ A は課税前の世帯の所得を示しているが、一般に妻の収入が 103 万円を超えると企業からの配偶者手当が受けられなくなるため、グラフが屈折している。この世帯に諸控除等を考慮した上で課税した後の手取り所得を表したのが、グラフ B となる。もし配偶者控除等が撤廃されると、このうちの妻の収入が 141 万円以下の部分が下方シフトすることとなる。
（所得階層別にみた配偶者控除等の廃止の影響）
では、この下方シフトの部分、言い換えれば配偶者控除等の廃止による家計の税負担の増加額がどれくらいになるかを夫の収入別に示したのが図表 9 である。
これをみると、妻の収入が少ない場合、夫の収入が 200 万円では配偶者控除を廃止した
場合の世帯の手取り収入への影響は 9.5 万円であるが、夫の収入が 1,000 万円の世帯では21.8 万円となる。換言すれば、夫の収入が高い世帯ほど配偶者控除等により税負担が軽減されていることがわかる。これは、配偶者控除等が税額控除ではなく所得控除であることによるものである。
（所得階層別の配偶者控除等の適用割合）
配偶者控除等は個別の世帯でみると高い収入の世帯ほど配偶者控除等の恩恵が大きいということであったが、それでは実際にはどのような所得階層の家計が控除の適用を受けているのであろうか。
樋口(1995)の分析に若干の修正を加え、所得階層別に有配偶者のうちのどれだけの割合の者が配偶者控除等を受けているかを示したのが図表 10 である。これをみると、配偶者控除
ないし配偶者特別控除を受けている者は例えば 300〜400 万円の所得階層では 22.2％に止まるが、逆に 900〜1,000 万円の比較的高い所得層では 74.2％に上る。樋口(1995)が指摘するように、傾向として高所得階層ほど配偶者控除等を受けている者の割合が高くなっており、高所得世帯を優遇する結果となっている。
垂直的公平性に鑑みれば、配偶者控除等の適用要件に本人(妻)の所得上限額のみならず配
偶者(夫)の所得についても適用上限額を設定する等の是正策も一案であろう9。

9 ただし、配偶者控除等を低所得層に限定することは課税ベースの拡大にはつながるが、税負担の累進性をむしろ高めることになろう。なお、配偶者特別控除については夫の所得上限額は 1,000 万円と定められ

8

（配偶者控除等を廃止した場合の増収見込み）では、仮に配偶者控除等を廃止した場合どれくらいの税収の増加が見込まれるであろうか10。国税庁の平成 11 年｢税務統計から見た民間給与の実態｣及び｢税務統計から見た申告所
得税の実態｣のデータを基に粗い試算を行ってみよう11（図表 11）。
この統計の個票データが利用できないため、集計データを用いる。配偶者控除について
は、給与階層毎に控除対象者数と控除額 38 万円、適用税率を乗じて集計した。配偶者特別控除については、各給与階層の中位値をその階層の給与額とし、諸控除を差し引いた上で課税所得を求め、これに対応する配偶者特別控除額と税率の積を算出した。これに給与階
層毎の人数を掛け合わせ、全体で集計した。
これによると、仮に配偶者控除等を廃止した場合、全体で約 1.3 兆円の追加税収を見込むことができる12。仮に廃止に伴って女性の就業調整が消えてより高い収入を得るようになると、その部分にかかる税収増がさらに期待できる。
（まとめ）
本節では、配偶者控除等について租税の公平性の観点から検討した。
その結果によれば、配偶者控除等は自営業世帯との水平的公平性を考慮して創設されたものであるが、雇用者世帯間での垂直的公平性の観点からみると高所得世帯の方がより恩恵を享受している。
夫婦で一定の稼得収入を得る場合でも、妻の収入を配偶者控除の適用範囲内に抑えておくことが世帯全体の手取り所得を有利にすることになり、結果的に女性の就労に対する税制の中立性を歪める要因となっている。この女性の就業行動に対する非中立性については、
次節で検証する。
なお、仮に配偶者控除等を廃止した場合約 1.3 兆円の税収の増加が見込まれるものと試算された。

３

税制の労働供給に与える影響に関する論文等のサーベイている。
10 なお、配偶者控除等を廃止するとすれば、各種所得控除の見直し、課税最低限の引下げを通じて課税ベースを拡大する一方、税率のフラット化を図るという方向での総合的な改革の一環として位置付けるべきである。
11 これらの統計は所得納税者に対する全数調査ではなくサンプル調査であり、その結果を全数ベースに換算していることから、そのサンプルバイアスがあるとすればより厳密な試算は困難となる。また、調査において公務員や公的機関の職員等は除外されているため、逸失税収を過小評価している。
12 税制調査会資料(2000A)では、控除総額について、平成 10 年分で配偶者控除では 41,675 億円、配偶者特別控除では 31,596 億円と推計している。ちなみにここでの計算方法を用いてそれぞれを算出すると、
41,535 億円、31,596 億円とほぼ一致する。

9

税制が労働供給に与える影響については、古くより多くの実証分析が行われ成果が蓄積されている。
近年米国では、戦後最も大幅な改革といわれる 86 年や､93 年税制改正を始めとした所得税制の変更が労働供給行動や貯蓄行動の変化等にどのような影響を及ぼしたか、また、それより課税所得にどのような影響を与えるかについて、数多くの計量分析が行われている。
特に‘natural experiment’として格好の研究対象とされた 86 年改正における所得税減税措置に関する研究事例は、Moffit-Wilhelm(1998)､ Feldstein(1995A, B)､Eissa(1995)を始め
数 多 い 。 ま た 、 93 年 改 正 に お け る 所 得 税 増 税 に つ い て も 、 Carroll(1998),
Feldstein-Feenberg(1995)等は特にそれが税収増につながったかについて検証を行うため、課税所得の限界税率に対する弾性値を計測している。
こうした分析の中で労働供給に対する影響に関する文献を総括してみると、限界税率の変更や人的控除等の税制改正が有配偶女性の労働力化や労働時間に影響を及ぼしていることが報告されている。
人的控除についても中立性の観点から検討している研究事例があり、例えば米国ではEITC(Earned Income Tax Credit) 13の拡充等が女子労働力率を有意に変化させていることが報告されている(Eissa-Liebman(1996)､Eissa-Hoynes(1998)､Hotz-Scholz(2000)他)。また、英国では Family Credit14の導入が労働供給行動を歪め、労働時間を一定時間近くに集中させる結果となり、その非中立性が指摘された(Duncan-Giles(1996))。
我が国においては前述のとおり配偶者控除等に関して長年議論が行われているが、それらが労働供給に及ぼす影響を定量的に実証分析したものはそれほど多くは見受けられない。
配偶者控除等に係る労働供給への影響(労働力率､就業調整)に関する実証分析の事例として
は、樋口(1983､1984､1995)､安部･大竹(1995)､神谷(1997)､石塚(2001)などがある。

４

配偶者控除等による女性の就業行動への影響
前節では配偶者特別控除等が家計の租税負担等にどのような影響を与えているかについて検証した。では、この租税負担（ないし可処分所得）への影響は女性の就業構造にどのような変化を与えているのであろうか。
本節においては、租税の中立性の観点から、配偶者控除等の税制措置が女性の就業行動

13 EITC(EIC)は貧困対策の一つとして､1975 年に開始された制度で、一定額以下の稼得所得の納税者に対し税金の還付を行う(IRS(2000))。（納税者と半年以上同居している 19 歳以下の子供を有するとさらにcredit が増額される。）稼得所得を有していることが要件であるため当初の目的通り労働力率が押し上げられる一方、既に働いている者の労働時間を引き下げているとの指摘がなされている。
14 Family Credit は 1995 年に導入され、扶養する子供がおり週最低 16 時間雇用されている家族が対象となる。労働時間が 16 時間に集中する結果になったことが指摘された。99 年 10 月からは WFTC(Working
Families’ Tax Credit)に拡充された。詳細は Inland Revenue(2000)。

10に及ぼす影響について実証分析を行う 15。95 年度の税制改正では配偶者控除等の拡充措置が実施された。この措置が女性の労働力率及び労働時間にどのような影響を与えたかを分析する。
以降の推計においては(財)家計経済研究所のパネルデータを利用する。93 年度から全国の当時満 24〜34 歳の女性 1,500 名をコーホートとしたパネル調査が毎年実施されており16（｢消費生活に関するパネル調査｣）、この個票データを用いて女性の就業行動を分析する。
（95 年度税制改正の内容）
95 年度税制改正では所得税･住民税については、中所得層を中心とした税負担の累増感を緩和するため、税率構造の累進緩和を行う(例えば所得税の限界税率 50％の適用所得金額を2,000 万円から 3,000 万円に引上げ)とともに、人的控除額の引上げや給与所得控除の適用範囲の拡大が実施された17 。このうち人的控除額の控除額の引上げは、基礎控除、配偶者控
除、配偶者特別控除及び扶養控除がそれぞれ 35 万円から 38 万円に引き上げられた。これに伴い、配偶者控除等の適用所得上限額も 135 万円から 141 万円に引き上げられた。また、景気対策として特別減税が実施され、所得税額の 15％が控除された。
今回の分析では、このうち配偶者控除及び配偶者特別控除の変更を分析対象として取り上げる。これらの変更はどのような影響を及ぼすことが理論的に予想されるだろうか。配
偶者控除及び配偶者特別控除の引上げは就業せずに専業主婦であることをより優遇することとなるため、労働力率を引き下げ労働時間を抑える方向に働くことが予想される。他方、同時に配偶者控除等の適用所得上限額が引き上げられたことは、就業調整を行うに当たってより長時間働くことができるようになるため、労働時間を増加させる方向に働くものと考えられる。では、実際に観察された結果はどうであったかを以下で検証していこう18 。
（分析アプローチ）
税制と労働供給に関する実証分析の事例は前述の通り数多く、その手法も種々ある。以
前は労働力率や労働時間の推計式に税制構造を表す説明変数を加え、時系列データや横断面データを用いて推計する手法を用いる研究がかなりみられた。こうした推計方法を用いることにより、変数の選択が適切であるならば、税制の労働力率等に関する影響を直接的に計測することができ、その係数が統計的に有意であるか否かも容易に確認できる。
しかしながら、こうした手法には限界がある。例えば税制改正の労働力率への影響を検証する際に、時系列データを用いた場合には労働力率の動きが真に税制改正によるものな

15 配偶者控除制度等が女性の就業行動に及ぼす影響の理論的整理については、樋口(1984､1995)、島田(1986)等。
16 (財)家計経済研究所のパネルデータの記述統計量及びその他の労働関連統計との比較は、付注 1。
17 95 年度税制改正の概要は付注 2。
18 ただし、以下の分析においては、95 年改正時に同時に行われた基礎控除の拡充等の影響が厳密な意味で排除できていないおそれはある。

11

のか、それとも労働力率のトレンドや何らかの一時的ショックによるものなのかが識別できない。また、横断面データを用いて推計する場合でも、分析対象である制度改正による
ものか、それともその他の要因によるものかは識別困難である。
このため、近年では differences-in-differences アプローチにより実証分析を行うことにより、この問題を回避した研究事例が多い。この手法においては、まず分析対象である税制(改正)の影響を受けるサンプル群 (treatment group) を選別する一方で、その改正の影響を受けないがそれ以外の条件は treatment group と同様であるサンプル群(control group)を抽出する。そして、これら 2 つのグループがそれぞれ制度の改正前後でどのように影響を受けたかを比較し、その違いの統計的有意性を検定する。これにより、税制改正の影響のみを分離して評価しようというものである。
本稿では、三つのアプローチを採用して分析を行う。まず、(1)配偶者控除等の制度を表す変数(適用所得上限額等)を就業選択の関数の説明変数に加えて推計し、そのパラメータの大きさ及び統計的有意性を検証する。その後、differences-in-differences アプローチによる分析を行う。このアプローチでは、(2)最初に基礎的な分析として control group と treatmentgroup の税制改正前と改正後の労働力率の差を求め、その統計的有意性を検定する。次に、(3)同じアプローチながら、労働力率関数の推計式を用いて税制改正前後の差の有意性を検証する。併せて、(2)及び(3)の手法により労働時間への影響を検討する。
（１）配偶者控除等の効果の直接的推計
まず、税制構造を表す説明変数を直接組み込んだ上で就業選択の関数を推計し、その効果を検出する。こうした方法で人的控除を分析した先行研究では、例えばEissa-Hoynes(1998)が EITC の労働供給への影響を平均実効税率を誘導形の説明変数に加えることで分析している。また、我が国で女性の労働力化ないし就業形態の選択の要因を分析したものとしては、樋口(1984)､永瀬(1997)､石塚(2001)などがある。
このうち、石塚(2001)は、女性の就業形態の関数を多項ロジットモデルにより推計し、配偶者控除等の就業形態への影響を分析している。具体的には、関数の説明変数に配偶者控除等の適用所得上限額を加えてその影響を直接的に推計した。これにより、配偶者控除等の存在が専業主婦を減少させ、パート労働を増加させているという結果を導き、配偶者控除等の導入の目的である「専業主婦への税制による恩恵」の実際上の意味に疑問を呈している。
本稿では、石塚(2001)を修正して多項ロジットモデルを用いて女性の就業形態への配偶者控除等の影響を推計する19。

19 石塚(2001)からの主な修正点は以下の諸点である。第 1 に、使用データが 93〜95 年であったのを 1 年間分追加して 93〜96 年とした。第 2 に、ダミー変数を正社員＝0 とせずに制度内パート＝0 とした。第 3に、推計する関数の説明変数を若干見直した。第 4 に、配偶者控除等の拡充の影響を、適用所得上限額だ

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データは、先述の家計経済研究所のパネルデータのうち 93〜97 年の有配偶者のデータを使用した。ただし、年収の項については昨年の年収が質問されているため、それぞれ翌年回答された「昨年の所得」を当該年の所得として使用し、実際には 93〜96 年の 4 年間分のデータをプールして使った20。また、配偶者控除等の分析を行うため対象を雇用者世帯に限定した。その結果、サンプル数は 2,905 となっている。
石塚(2001)に基づき女子有配偶者サンプルを正社員、制度外パート、制度内パート、無業者の４つのカテゴリーに分類した。その内容は、(a)

正社員：正規雇用労働者(b)

制度外パート：配偶者控除制度等の適用対象外の非正規雇用労働者(c)

制度内パート：配偶者控除制度等の適用対象の非正規雇用労働者(d)

無業者：専業主婦である。なお、実際の分類では、家計経済研究所のパネルデータの中で｢常勤の職員･従業員｣と回答した者を正社員に、｢パート･アルバイト｣または｢嘱託･その他｣と回答した者をパートに分類した21。
（モデルの定式化）
上述の女子有配偶者の就業形態を被説明変数とする多項ロジットモデルを定式化する。
女性有配偶者は自らの就業行動として上述の 4 つのカテゴリーを選択するものとし、就業形態は｢制度内パート｣＝0、｢正社員｣＝1、｢無業者｣＝2、｢制度外パート｣＝3 のダミー変数として表す。有配偶女性が就業行動を選択するに当たっては、夫の可処分所得 22や世帯の預金等、住宅ローン残高といった家計の財務状況とともに、年齢や学歴といった本人の属性、子供の有無や親との同居、住居地域などを考慮するものと仮定し、それぞれ説明変数に加えた。また、適用所得上限額を説明変数に付加し、そのパラメータの検定により配偶者控除等の制度の就業行動への効果を検証する。
パラメータの符号条件を考えてみよう。一般的に考えると、家計の可処分所得や純貯蓄が高いとより多くの時間を余暇(ないし家事労働)に充てることを選択するであろう。学歴についてはその効果の方向は不明であるが、高学歴の者は概して高収入の職を得やすいものとすると、高学歴の女性は正社員等で働く可能性がより高い。しかし一方で、一般的傾向
として比較的同じような学歴の者同士が結婚する組が多いことが知られており、高学歴のけではなく夫の可処分所得を通じた経路も検討した。
20 プールデータの就業形態別の記述統計量は付注 3。
21 ただし、配偶者控除等の適用対象者の場合には、｢常勤の職員･従業員｣と回答した者であってもパートとして分類する。
22 夫の可処分所得には、夫の年収から配偶者控除､配偶者特別控除､基礎控除及び給与所得控除の控除額を差し引いたものを使用する。ただし、ここでの配偶者控除等の控除額に実際の控除額を用いると、控除額自体が妻の就業選択により変化するために同時決定バイアスが発生することから、配偶者控除等の控除上限額(max d)を用いた。すなわち、夫の年収に応じた税率や制度を考慮した上で妻の年収がゼロの場合に受けられ得る控除の上限額である。なお、推計に当たっては、物価変動の影響を取り除くために所得等の変数は消費者物価指数を用いて実質化している。

13

女性の配偶者の収入が高いとなれば、逆に経済的理由で働く動機は弱まるであろう。また、乳幼児がいる女性は就労することが困難になるものと考えられる。この点では母親等と同居している場合にはより就労しやすくなるであろう｡住居地域の相違を説明変数に入れたのは、地域により女性労働力への需要の多寡や、女性が働くことに対する社会観等が異なることが予想されるためである。
こうした要因を考慮して以下のように定式化する。

P( y = j ) = α + β [ X − t ( X ){X − max d ( X ) − C}] + γY d + δZ

(j=0,1,2,3)(1)（P(y=j):就業形態(j)を選択する確率、X:夫の年間賃金、t:夫の限界税率、max d:配偶者控除等の控除上限額、C：その他の控除の控除額、Yd :配偶者控除等の適用所得上限額、Z:その他の説明
変数ベクトル(世帯預金額､住宅ローン残高､年齢､学歴､子供の有無､親との同居､住居地域等)）（推計結果）
推計結果を示したのが図表 12 である。図表の各欄の上段は推計されたパラメータであり、制度内パートとして働く確率との相対比較を表すこととなる。下段は各説明変数の就業形
態別の確率に対する限界効果(marginal effect)を示しており、このパラメータにより説明変数の効果を検討する23。
配偶者控除等の拡充措置の効果は、理論的にはこのモデルにおいて 2 つの経路を通じて就業形態の選択に影響を及ぼす。すなわち、一つ目は、控除額の拡大により夫の課税所得を引き上げ、世帯の可処分所得を引き上げることによるものであり、もう一つは、配偶者控除等の対象となる妻の適用所得上限額の引上げによるものである。
実際の推計結果をみると、まず、夫の可処分所得の増加は妻が無業者でいる確率を押し上げ、(いかなる形態にせよ)働きに出る確率を引き下げており、特に正社員である確率を大きく下げている。したがって、配偶者控除等の控除額の引上げは夫の可処分所得の増加を通じて妻の無業化を促進させる方向に働く。一方、配偶者控除等の適用対象所得上限額の引上げは、妻が専業主婦から働きに出る誘因となる。仮にこのパラメータを基に計算すると、上限額 1 万円の引上げは有配偶者女性の有業率24を 0.12％押し上げる方向に働き、このうち制度内パートで働く割合は 0.10％押し上げられる。
その他の説明変数の効果もみておこう。第 1 に、世帯の貯蓄要因をみると、世帯の預金額が高いと正社員で働く確率が高くなっている25。また、住宅ローンの増加は無業者を減少させ、特に正社員として就業する方向に働く。
第 2 に、家族構成の要因をみると、子供の存在は明らかに非就業の選択を増加させてお23 多項ロジット関数のパラメータ自体が説明変数による各就業形態の労働力率への効果を表すものではない。限界効果の計算が別途必要となる。Greene(2000)及び付注４参照。説明変数を変更したケースの推計
結果は付注 5。
24 有業率＝全サンプルの内の就業者の比率。
25 これは、妻が正社員である世帯の預金額は高くなるという逆の因果関係を示している可能性も否定できない。

14

り、特に正社員として働く割合を抑制している。また、母親と同居している場合は無業者である確率を減らす一方、正社員になる確率を有意に押し上げており、母親が育児の代替を担っていることがうかがわれる。
第 3 に、都市部に住んでいることは、無業者を増加させる一方正社員や制度外パートで働く確率を引き下げている。
（配偶者控除等を拡充した場合の影響の試算）
配偶者控除等が有配偶女性の就業に影響を及ぼす二つの経路について先述したが、この両者を総合して、仮にいま配偶者控除及び配偶者特別控除の最大控除額を例えば 2 万円ず
つ(38 万円→40 万円)、またその適用所得上限額を 4 万円引き上げた(141 万円→145 万円)
場合、各就業形態の選択への影響はどれほどになるであろうか。
配偶者控除等の適用所得上限額の引上げは上述のパラメータを用いると、有業率を0.50％押し上げ、特に制度内パートの就業確率を 0.40％引き上げる。一方、控除額自体の引上げによる影響は、夫の平均限界税率を適用して試算すると、有業率を 0.03％引き下げ、制度内パートの確率を 0.008％引き下げる。この結果、全体として有配偶の女性の有業率を0.49％押し上げ、そのうち制度内パートの確率を 0.39％押し上げる効果を持つ。
この結果からみると、石塚(2001)が指摘するとおり、配偶者控除等の拡充は専業主婦を有利化するというよりも、制度内パートで働くインセンティブを喚起しているといえよう。
（２）differences‑in‑differences アプローチⅠ（基礎的分析）
税制変更による経済への影響を検証するに際しては、今日では differences-in-differences
アプローチを採用している研究事例が多い。そのうち最も基礎的な手法は、単純に税制変
更前後の treatment group 及び control group それぞれの変数の変化の差を求めるものである(‘tabular’ methodology)26。
例えば、税制改正が労働力率(P)にどのような影響を与えるかを考えてみよう。分析対象となる税制改正の影響を受けると考えられるグループを treatment group(添字 t)とし、その一方で、このグループとその他の点については同じ性質を(可能な限り)持ちつつも税制改正の影響は受けないグループを control group(添字 c)として選択する。
税制改正前後での treatment group の労働力率の変化(Pta-Ptb)を求めるが、この変化には
税制改正以外の要因によるものも含まれよう。したがって、税制改正以外の要因を control
group の労働力率の変化(Pca-Pcb)により抽出し、その両者の変化の差により税制改正要因を切り出す。税制改正が労働力率に影響を及ぼしたか否かは、理論的には、この差の値が統26 例えば、Feldstein(1995A), Feldstein-Feenberg(1995), Eissa-Liebman(1996)他。また、安部･大竹(1995)

では、このアプローチを用いて配偶者に関わる制度の効果の分析を行い、有配偶者の就業女性が就業調整を行っていることを検証している。

15

計的に有意にゼロでないことを検定することで確認される。
労働力率
税制改正前

税制改正後

Treatment group

Ptb

Pta

Control group

Pcb

Pca

したがって、検定する帰無仮説は、

H 0 : ( Pta − Ptb ) − ( Pca − Pcb ) = 0

(2)

となる。
（労働力率の変化の差）
では、95 年度税制改正における配偶者控除等について検討してみよう。
データには（１）と同様家計経済研究所のパネルデータを使用し、税制改正前(94 年)と改正後(96 年)について比較を行う。今回は、treatment group にはサンプルのうち税制改正前後を通じて既婚であった女性 589 人を、control group には同様に独身であった女性 251
人を抽出した。それぞれのグループの労働力率の変化を表したのが図表 13 である。
配偶者控除等の適用対象とはなり得ない独身者(control group)の労働力率は税制改正前の 90.0％から改正後の 84.1％にまで 6.0％低下している。一方、既婚者(treatment group)の労働力率は改正前の 38.5％から改正後には 40.9％にまで 2.4％上昇している。その結果、両グループでは逆の動きを示し、両者の差は 8.4％となっている。
したがって、配偶者控除等の拡充等を内容とした 95 年税制改正は、配偶者控除等の対象となる既婚女性の労働力化を促す方向に働いたことが可能性として考えられる。ただし、長期的に 30 歳代の未婚女性の労働力率は 90 年代を通じて緩やかな上昇傾向が、30 歳代の既婚女性の労働力率では緩やかな低下傾向が観察されていることから27、これらの税制改正を挟んだ時期に観察された労働力率の動きを直接税制改正に結び付けて結論づけることにはリスクが伴うことに留意すべきであろう。
（労働時間の変化の差）
労働時間についても同様に 95 年税制改正の前後でその変化をしてみよう。ただし、家計
経済研究所のデータでは労働時間に関する調査方法として例えば週 22〜34 時間といった形
で幅を持って質問しているため、便宜的にその区分の中位値を用いた。このため、データの正確性にはやや難点がある。
労働時間に関しては有配偶女性のうち有業者のデータについて分析を行うこととし、パ

27 こうしたことを検討するに当たっては、例えば、子供や住宅ローンなどの属性が予想通り独身･既婚で異なるほか、学歴(大学卒業)といった属性にも相違がみられることに留意すべきである(付注 6)。

16

ートタイマー(65 人)を treatment group に、正社員(88 人)を control group とした28。図表
14-2 に結果が示されている。これをみると、正社員(control group)では労働時間が 25.2 時間減少したのに対し、パートタイマー(treatment group)は税制改正前後で 90.1 時間だけ労働時間が増加しており、115.3 時間の差となっている。これは、配偶者控除等の拡充で適用
所得上限額が引き上げられたので、パート労働を行う有配偶女性がより長い労働時間に合わせる形で就業調整を行ったためと考えられる。
（３）differences‑in‑differences アプローチⅡ（回帰式推計）（２）の基礎的なアプローチでは treatment group と control group を税制改正以外の要因についてはなるべく近似したサンプルで構成することとなるが、それでも観察された労働力率の相違は捉えきれなかったデータの属性等の相違を反映した可能性がある。このため、こうした属性をコントロールした上で労働力率の相違を検討する必要がある。
ここでは、労働力率のプロビット関数を所得や属性等を説明変数に推計する。さらに、配偶者控除等を受けられる treatment group である場合には 1、受けられない control groupである場合は 0 が入るダミー変数(Dt )を右辺に追加し、固定効果(fixed effect)モデルを構成する。また、税制改正前である場合には 0､後である場合には 1 が入るダミー変数(Dp)も説明変数に加える。配偶者控除等の変更によるインパクトの有無は、これらダミーの交絡
項のパラメータγ2 に関する有意性のテストにより検証される29 。

P( y = 1) = α + βZ + γ 0 D t + γ 1 D p + γ 2 D t D p(3)（P(y=1):就業を選択する確率(マクロでは労働力率)、Z:説明変数ベクトル(所得､属性等)、
Dt:treatment group ダミー、Dp :税制改正ダミー）

今回は、（２）と同様に treatment group を既婚者、control group を独身者として分析を行った。説明変数には、夫の賃金の他に学歴(大卒)、子供(未就学の幼児)、住宅ローンについてダミー変数を加えた。期待される符号条件はそれぞれ−､＋､−､＋である。
（推計結果）
プロビット関数の推計結果が図表 14 である。各説明変数のパラメータは符号条件を満たしており、統計的にも少なくとも 10％有意水準を満たしている。Treatment group ダミー
及び税制改正ダミーのパラメータをみると、control group では税制改正前後で労働力率が低下するのに比べ、treatment group では上昇している。
上述のγ2 は統計的に有意に正の値(0.297)となっており、（１）及び（２）での分析結果と整合的である。すなわち、95 年度税制改正の配偶者控除等の拡充措置は、有配偶女性の28 ここでパートタイマーの定義は、本稿 p.13 の(b)制度外パート及び(c)制度内パートとする。
29 こうした手法としては Eissa(1995), Eissa-Liebman(1996), Eissa-Hoynes(1998)等。

17

労働力率を有意に上昇させる結果をもたらしたものと考えられる。
なお、上記(3)式中の属性等の説明変数ベクトル(Z)が零ベクトルである場合、すなわち労働力率関数を定数項とダミー変数のみで推計する場合、パラメータγ 2 は（２）でみた
differences-in-differences の値の統計的有意性を検討していることとなる。この時γ2 は正値(0.348)となっており、5％有意水準を満たしていることがわかる。
（労働時間の推計）
労働時間(H)の推計についても、同様に differences-in-differences アプローチを用いてOLS で推計する。この場合、労働時間は就業している者についてのものであり、専業主婦(すなわち労働時間ゼロ)を含めた有配偶女性全体の労働時間ではない30。説明変数には、年齢、家族構成(未就学児童ダミー)、職種(専門･技術職､販売サービス･技能作業職ダミー)、雇用形
態(給与制ダミー)とともに、所得要因については夫の給与(ダミー)を追加した 31。後者は、夫の給与が 1,000 万円以上の場合 1 とするダミー変数を加えることで、高所得世帯であると負の所得効果が大きく働くこと、及び夫の給与が 1,000 万円以上になると配偶者特別控除の適用対象外となることを考慮したものである。
労働力率の推計と同様、treatment group であるか否かに関するダミー(Dt )及び税制改正後か否かに関するダミー(Dp)を加え、配偶者控除等の変更によるインパクトの有無はダミーの交絡項のパラメータγ2 の有意性により検定される。

H = α + βZ + γ 0 Dt + γ 1D p + γ 2 Dt D p(4)（H:労働時間、Z:説明変数ベクトル(所得､属性等)、D t:treatment group ダミー、Dp :税制改正ダミー）

労働時間関数の推計結果は図表 15 である。これによれば、回帰分析による differencesin-differences アプローチでみても、control group では税制改正前後では労働時間は減少す
る一方、treatment group では増加している。パラメータγ2 をみると 0.198 と正の値になっており、10％有意水準で帰無仮説は棄却される。すなわち、両グループは税制改正前後
で統計的に有意に異なる動きを示しており、配偶者控除等の拡充が treatment group の労働時間を押し上げたことが分かる。
なお、説明変数ベクトル(Z)を零ベクトルとした場合のパラメータγ2 は 0.167 と正の値になるが、10％有意水準を満たさない。また、（２）での結果と異なりパラメータγ1 の符号が正となり逆転している。したがって、（２）でみた differences-in-differences の値は統計

30 ここでは有配偶女性のパートタイマーと正社員の労働時間の比較を検討対象とし、有配偶女性全体の労働時間関数を導出することが目的ではないためである。有配偶女性全体の労働時間関数として推計する場
合には、推定パラメータにはバイアスが発生する(sample selection bias)。こうした場合への対処として、
逆ミルズ比(inverse Mill’s ratio)を利用して推計するか、最尤法を用いたサンプルセレクションモデルで推計することが考えられる(Heckman(1979), Greene(2000)他)。
31 給与収入は、物価変動の影響を除去するため消費者物価指数により実質化した。

18

的に有意なものではなかったものと判断される。
（まとめ）
本節では、配偶者控除等の有配偶女性の就業行動に及ぼす影響を直接的推計アプローチ
及び differences-in-differences アプローチを用いて推計した。その結果を振り返ってみよう。
第 1 に、税制要因を直接推計式の説明変数に加えた就業選択の多項ロジット関数では、配偶者控除等の拡充が有配偶女性の有業率を押し上げ、特にパート労働者化を推し進める
ことが示された。
第 2 に、differences-in-differences アプローチにより税制改正前後の労働力率及び労働時間の変化をみると、労働力率は独身者女性では低下しているのに対し既婚女性では逆に上昇しており、配偶者控除等の適用対象となり得る既婚女性の就業が促進されている。また、労働時間は、有配偶女性のうち正社員では減少した一方でパートタイマーでは増加しており、配偶者控除等の適用所得上限額の引上げがパートタイマーの就業調整を通じてその労働時間の増加につながっていることがうかがわれる。
第 3 に、こうした結果は、推計を用いた differences-in-differences アプローチによっても同様のものとなっており、配偶者控除等の拡充は有配偶女性の労働力率を押し上げるとともに、有配偶のパート労働者の労働時間を増加させていることが示された。

５

結論
本稿では、2 つの観点から配偶者控除及び配偶者特別控除制度を検証した。それは、第 1には税制措置としての公平性の観点からであり、第 2 には中立性の観点からである。後者の観点については、経済活動への影響として、配偶者控除等の存在による有配偶女性の就
業行動の変化を検討した。
ここでその結果を総論すると、以下のようになる。
（公平性）
第 1 の観点の公平性については、配偶者控除自体が雇用者世帯と自営業世帯とのバランスを図るという水平的公平性を目的として設定されているが、果して雇用者世帯の間の垂直的公平性等の観点からは配偶者控除等はどのように評価されるべきか。この点を第 2 節の配偶者控除等の租税負担等への影響のところで、階層毎のいわば分配面に注目して検討した。
この結果によれば、高所得の世帯に配偶者控除等の恩恵が偏っていることがわかった。
世帯全体として一定の稼得収入を得るにしても、妻の収入を配偶者控除等の適用範囲内に

19

抑えることがより高い世帯の可処分所得を得るのに有利であることが示され、配偶者控除
等が妻の就業選択行動の誘因であることが示唆された。
なお、その中で、仮に配偶者控除等が廃止された場合には約 1.3 兆円の税収増が見込まれると試算された。
こうしたことから、配偶者控除等は自営業世帯との間の水平的公平性に配慮されている
ものの、雇用者世帯間での垂直的公平性などの観点からは改善の余地があるように考えら
れる。
（中立性）
一方で、中立性の観点からは配偶者控除等はどのように評価できるであろうか。第 4 節
では、3 通りの推計手法を用いて配偶者控除等による女性の就業行動への影響を検討した。
その結果を総括すると以下のようにまとめられる。
すなわち、配偶者控除等の拡充(控除額の増額及び適用所得上限額の引上げ)は有配偶女性の労働力化を進め労働力率を高める方向に働く。その中で、配偶者控除等の適用範囲内に収入を抑制するために就業調整が行われ、パート労働者として就業することを促進している。配偶者控除等の適用所得上限額の引上げはより長い労働時間に合わせて就業調整が行われることを意味しており、配偶者控除等の拡充がパート労働者の労働時間の増加にもつながっている。
こうした結果は当初想定されたものとは異なる。つまり、配偶者控除等の存在は専業主婦を優遇することで、有配偶女性を就業せず家庭に留まる誘因を与えるものと予想されたが、実際は配偶者控除等の適用所得上限額が引き上げられることにより、労働力化特にパート労働者としての労働市場参加を促進するとともに、その労働時間を引き伸ばす方向に働いている。
しかし、それは配偶者控除等が有配偶女性の社会進出を後押ししていることを意味しない。むしろ、パート労働者であることを経済的に有利なものとすることで、有配偶女性の就業選択をパート労働者に偏らせる傾向があるといえよう。

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