誰が子どもを産み育てながら就業継続できるのか1
阿形健司（同志社大学）【論文要旨】
本稿では、2015SSM 調査データを用いて、女性が子どもを産み育てながら就業継続を可能にする要因を探ることを試みる。20～49 歳の女性の末子出産前後の職歴に着目して分析した結果、学歴（「大学・大学院」）、初職が「経営者・自営業主」であること、初職が「専門職」であること、夫の収入が少ないこと、15 歳時に母親が就業していたこと、が末子出産時の就業継続を促進する要因として認められた。一方で、待機児童数を指標にした社会的育児支援の充実度という地域特性を説明変数として加えた結果、社会的育児支援が充実していない地域の分析対象者
は、就業継続の確率が有意に低いことが明らかになった。とくに、就業継続するよりも出産前に離職してしまうことを促進している。このことは、社会的育児支援は、直接的な効果だけでなく、就業意欲を持続させる間接的な効果を持つことを示唆している。
キーワード：就業継続 待機児童数 社会的育児支援

１．問題の所在1985 年に成立した男女雇用機会均等法を初めとして、女性がより働きやすくなることを目指した法律や制度が整備されるようになってから相当な年月が経過している。しかし、実際には女性が働き続けるためには制約が多く、労働市場に参入してから一貫して働き続ける女性は少数にとどまる。とくに、子どもを育てながら就業継続することの困難さはよく指摘されていることである。一方で、人口減少期に入った日本において、将来にわたる労働力不足が懸念されており、よりいっそうの女性労働力化が政策課題となっている。さらには、少子高齢化対策という観点からも、子どもを育てながら働き続けることができる条件を明らかにすることは重要となる。そうした政策を実効性のあるものにするためには、女性の労働参加の実態を丁寧に把握することが欠かせない。本稿は、そうした問題意識に基づき、どのような条件を備えた女性が子どもを持ちつつも働き続けることができているのかを明らかにする試みである。
出産前後の女性の就業継続に関する先行研究は多数にのぼり、そこで取り上げられる要因は、学歴、夫の収入、親族の援助の有無が主なものである。以下、西村（2014: 71-78）の整理に依拠して概観する。学歴については、高学歴が出産・育児期の就業を促進するとは言えないという結果と、促進する効果があるという結果が混在している。前者はより上の世代を対象にした研1

本研究は、JSPS 科研費 JP25000001 の助成を受けたものです。

1―183―

究（田中 1998、小島 1995 など）が多く、後者は比較的若い世代を対象にした研究が多い（仙田2002、永瀬 1999、新谷 1998 など）。夫の収入については、多くの研究で高い夫の収入は妻の就業を抑制する効果が認められる（小島 1995、永瀬 1999、新谷 1998 など）。親族の援助については、親との同居が女性の就業を促進する効果を認める研究が多い（小島 1995、永瀬 1999、新谷1998）。一方で、若い世代では親族の援助が就業促進につながらないという研究もある（大沢・鈴木 2000）。また、今田・池田（2006）は、若い世代においては、親族の援助機能が低下し、育児休業制度と保育所の組み合わせが就業継続に効果をもたらすことを明らかにしている。

２．データと方法
本稿では、2015 年 SSM 調査データのうち、50 歳未満（1965～1994 年生まれ）で、一度でも働いたことがあり、子どものいる女性 1164 人を対象として、就業継続の要因を分析する。50 歳未満に限定する理由は、第一に、この年齢層がほぼ男女雇用機会均等法以降に労働市場に参入した世代に当たること、第二に、50 歳以上を含む女性標本全体において末子出産年齢が 47 歳以下であること、である。なお、分析には 2017 年 2 月 27 日版（バージョン 070）のデータを用いた。
被説明変数は本人の就業状況であり、職歴の変化（就職、離職）があった年齢と出産年齢を手がかりに末子出産時に就業していたかどうかを区別する。分析の煩雑さを避けるため、従業上の地位は問わず、就業と不就業の識別だけを行っている。具体的には、末子出産二年前から無職であった人＝「出産前無職」、末子出産一年前から出産後一年の間、すなわち出産前後一年間に無職になった人＝「出産時無職」、出産後一年を超えて有職であった人＝「就業中」の三つに分ける。「出産時無職」に幅を持たせた理由は、調査設計上、データ上の出産年齢が実際の出産年齢から一歳のずれが生じる可能性があることと、出産後に育休をとってそのまま辞めてしまう場合があり、そうしたケースは出産時に就業中とは判断しがたいことの二つである。
分析対象者の年齢層別にこれらのカテゴリー分布を見ると表１のようになる。全体では 4 割が「就業中」、2 割が「出産時無職」、4 割が「出産前無職」である。20 代前半を除けば若い年齢層ほど「就業中」が多い傾向がみられる。
注意を要するのは、ここで着目する就業状況は、あくまで末子出産前後の期間に限定されることである。したがって、たとえば、「出産前無職」には、出産三年前には働いていた人が含2―184―まれているし、「就業中」には末子出産後三年目に仕事を辞めてしまった人も含まれている。
また、「出産時無職」には出産後二年目に再就職した人も含まれる。
この留意点を吟味するために、末子出産時の就業状況と全体の職歴パタンとの関係をみておこう（表２）。表頭の職歴パタンのカテゴリーを説明する。「就業継続」は、職歴データに「無職」を一つも含まない場合である。すなわち、初職就職から現職まで職歴全体で就業継続している場合である（ただし、調査票の設計上、職歴のどこかに 3 ヶ月以内の無職期間が存在してもそれは「無職」とはみなされない）。「就業→無職」は、継続して就業したのち無職になり、そのまま現在に至るまで無職の場合である。「中断再就職」は、いったん無職になったのちに、再就職して現在まで就業継続している場合であり、いわゆるＭ字型就労（平田 2011、大和 2011）が個人単位で現れたパタンである。この場合、無職経験は一回のみである。「中断繰返し」は、就職経験と無職経験がそれぞれ 2 回以上あるケースである。無職経験の最大値は 6 回である。
表２から、末子出産時だけでなく、職歴全体で就業継続しているのは、末子出産時就業中の 6割、全体の 2 割（260/1126）であることがわかる。また、末子出産を機に無職になった 205 人のうち、2 割は無職のままであるが、出産後に再就職を果たした人が少なくとも 3 割以上存在することがわかる。

表１ 年齢層別末子出産時の就業状況

20-24歳
25-29
30-34
35-39
40-44
45-49
全体

（ ）内は行パーセント

就業中
出産時無職 出産前無職
6(31.6)6(31.6)
7(36.8)34(44.2)
22(28.6)
21(27.3)
65(41.1)
34(21.5)
59(37.3)
107(39.3)
41(15.1)
124(45.6)
121(38.3)
54(17.1)
141(44.6)
98(33.7)
48(16.5)
145(49.8)431(38.0)
205(18.1)
497(43.9)

表２ 末子出産時の就業状況と職歴パタンとの関係

就業中
出産時無職
出産前無職
全体

合計
19(100.0)77(100.0)158(100.0)
272(100.0)
316(100.0)291(100.0)1133(100.0)（ ）内は行パーセント

就業継続 就業→無職 中断再就職 中断繰返し合計
260(61.0)4( 0.9)120(28.2)42( 9.9) 426(100.0)0( 0.0)48(23.4)
67(32.7)90(43.9) 205(100.0)0( 0.0)188(38.0)210(42.4)
97(19.6) 495(100.0)
260(23.1)
240(21.3)
397(35.3)229(20.3) 1126(100.0)

3
―185―

説明変数は先行研究を参考にして次のように設定した。学歴は、分析対象者が1965～1994年生まれであり専門学校への進学者が相当数にのぼることを考慮し、「専門学校（専修学校専門課程）」を独立したカテゴリーとして加えた。また、人数の少ない「中学校」を「高校」と合併した。同様に、「短期大学」と「高等専門学校」を一つのカテゴリーに、「大学」と「大学院」を一つのカテゴリーにまとめている。本人の職業については、初職の従業上の地位と職種を取り上げる。従業上の地位は、「正規雇用者」（「常時雇用されている一般従業者」）、「非正規雇用者」（「パート・アルバイト」、「派遣社員」、「契約社員、嘱託」、「臨時雇用」、「内職」を含む）、「経営者・自営業主」（「経営者、役員」、「自営業主、自由業者」、「家族従業者」を含む）の3カテゴリーとする。職種はSSM職業８分類のカテゴリーを、「専門職」、「事務職」、「販売職」、「マニュアル職」の4つに再編した（初職が「管理職」は分析対象者には存在しなかった）。夫の年収は、2050万円未満はプリコードカテゴリーの中間値をあて、2050万円以上は実額を当てはめている。分析ではこうして算出した金額の対数値を用いている（「収入なし」は対数値をとるために便宜的に年収1円とした）。次に、母親ロールモデル説を検討するため、本人が15歳時の母親の就業について「就業」、「不就業」の二値変数を設定した。親族の援助の効果を確認するために、現在親と同居しているかどうかを、「非同居」、「実の親との同居」、「義理の親との同居」の3つのカテゴリーで把握する。さらに、「社会的援助」（今田・池田 2006）の効果をみるために地域特性を示す変数を導入した。
具体的には、2009年から2015年の各4月1日時点の待機児童数（厚生労働省 各年）の、7年間の平均値が300名を超える10都府県「宮城、埼玉、千葉、東京、神奈川、滋賀、大阪、兵庫、福岡、沖縄」を1、その他の道府県を0とするダミー変数「地域」である。したがって、「地域」は、社会的援助を受けにくい地域特性を表す変数である。以上の変数は、夫の収入を除いて全てダミー変数化している。なお、コントロール変数として、本人の年齢、子ども数を加えた。
これらの説明変数のうち、「夫の年収」、「親との同居」、「地域」の三つは調査時点もし
くは調査時点近辺の情報であるため、末子出産時の状況とは必ずしも一致しない。しかしながら、出産時の夫の年収や同居家族は調査項目には含まれていないこと、待機児童数は近年のみ得られる情報であることから、これらの変数は、末子出産時と調査時点および調査時点近辺とでは大きくは異ならないと仮定して、調査時点および調査時点近辺の情報を分析に用いる。これはかなり強い仮定であるが、他の変数では代替が困難であり、本稿での分析に必要と考えて説明変数に加えたことをあらかじめ断っておく。以上のように設定した変数の記述統計量を表３に示す。

4―186―

表３ 被説明変数・説明変数の記述統計量

就業中ダミー
年齢
子ども数
学歴
中学･ 高校（ 基準）
専門学校
短大･高専
大学･大学院
初職の従業上の地位
正規
非正規（ 基準）
経営者・自営業主
初職の職種
専門事務（ 基準）
販売マニュアル
夫収入（対数値）
15歳時母就業ダミー
同居･非同居非同居（ 基準）
実の親と同居
義理の親と同居
地域ダミー

度数
1126
11441144

最小値
020
1

最大値
149
4

平均値 標準偏差.378.48539.417
6.459
1.981.785

1144
1144
1144
1144

00001111.427.176.189.208.495.381.392.406

1144
1144
1144

000111.776.211.013

.417
.408
.114

1144
1144
1144
1144
858
1110

0
0
0
0
0.00
01
1118.29
1.247
.362
.223
.168
6.108.803.432.481.416.374.676
.398

1144
1144
1144
1144

000011
11.782.100.118.416.413.300.323.493

分析は二段階に分けて行う。まず、被説明変数の「出産時無職」と「出産前無職」を合併して「無職」とし、これを基準カテゴリーとする「就業中」を予測するロジスティック回帰分析を行う（分析１）。次に、「無職」を元のカテゴリーに戻して多項ロジスティック回帰分析を行う（分析２）。いずれの場合も、末子が実子である場合に限定するが、この限定により分析から除外されるのは5ケースのみである。以下、３節で分析結果を示し、４節で考察を行う。

３．分析結果3.1 分析１
まず全体像をつかむために、被説明変数を就業・非就業の二値変数としてロジスティック回帰分析を行った。表４は、末子出産時に「就業中」である確率を推定した結果である。モデル
１は夫婦外部の援助の有無を含まないモデルであり、モデル２は、外部の援助としての親との同居と地域特性を加えたモデルである。モデル１から、初職が「経営者・自営業主」であると「非正規雇用」に比べて末子出産時に「就業中」になりやすいことがわかる。また、初職が専門職であると、事務職に比べて「就業中」になりやすい。夫の収入については、高いほど「就業中」になりにくい効果が認められ、先行研究と一致する結果である。さらに、本人が15歳時

5―187―

に母親が働いていた場合は末子出産時に「就業中」になりやすい。ロールモデル仮説を支持する結果である。一方、学歴については、甘い基準でみると「中学・高校」学歴に比べて「大学･大学院」学歴の場合は「就業中」になりやすいという結果であり、若い世代を対象にした先行研究と一致している。
モデル２は、親族による援助や社会的援助の要因を加えた効果を測っている。モデル１よりも適合度が改善しており、親族による援助や社会的援助の効果が認められる。親との同居については、「実の親との同居」は親族による援助として有効であり、末子出産時の就業継続を促進する効果を持つ。また、待機児童が少ない地域に住んでいることは末子出産時に「就業中」になりやすい効果を持っていると言える。
分析１により、学歴、本人の初職、親との同居、地域特性が末子出産時の就業継続と関連を持つことがわかったが、次項では、いつ仕事を辞めてしまうかというタイミングを考慮した分析を行う。

表４ 末子出産時就業の規定要因（ロジスティック回帰分析 基準：非就業）モデル1係数 標準誤差 オッズ比-.022.012.978 +.157.099
1.170

年齢
子ども数
学歴
中学･高校（基準）
専門学校
.299
.221
1.349
短大･高専
.121.223
1.128
大学･大学院.392.210
1.479 +
初職の従業上の地位
正規.314.205
1.369
非正規（基準）経営者・自営業主
1.651.703
5.214 *
初職の職種
専門.592.192
1.807 **
事務（基準）
販売
-.365
.225
.695
マニュアル-.176
.239
.839
夫収入（対数値）-.363.125.696 **
15歳時母就業ダミー
.438
.195
1.550 *
同居･非同居非同居（基準）実の親と同居
義理の親と同居
地域ダミー
定数1.380.841
3.975
260.950***χ-2対数尤度
1031.329.097
Nagelkerke R 2ケース数824
注： *** p < .001, ** p < .01, * p < .05, + p < .10.

6―188―

モデル２
係数 標準誤差 オッズ比-.023.013.977 +.142.101
1.153.375.177.511.225.226.215

1.455 +
1.193
1.667 *.360.210

1.434 +

1.678.708

5.356 *.571.193

1.770 **

-.326
-.167
-.325.352.227.240.123.197.722.846.723 **
1.422 +.670
.297
-.356
1.252.290
1.955 *.228
1.346.161.700 *.838
3.497
73.447 ***1018.832.116
824

3.2 分析２
前項の分析で得られた末子出産時に就業を継続する要因は、出産直前に離職するか、それよりも以前に離職するかの違いに関連を持つだろうか。この問いを検討するために、被説明変数を、いつ無職になったかを考慮に入れた3カテゴリー変数（「出産前無職」「出産時無職」「就業中」）として多項ロジスティック回帰分析を行う。表５はその結果を示したものである。
モデル１の「出産前無職」をみると、初職が「経営者・自営業主」であること、初職が「専門職」であること、本人が15歳時に母親が就業していたことは、末子出産より前に仕事を辞めてしまうよりも出産時に就業中であることの確率を高めることがわかる。また、夫の収入が高いと末子出産より前に離職してしまう傾向がある。
一方、「出産時無職」をみると、「大学･大学院」の学歴、初職が「専門職」であることは、末子出産時に仕事を辞めてしまうよりも出産時に就業中であることの確率を高めている。「大学・大学院」の学歴は、末子出産より前に辞めてしまうか、出産時に就業を継続するかの違いには影響を及ぼさなかったが、末子出産時に仕事を辞めるよりも就業を継続する可能性を高めている。このことは、次のように解釈できる。「大学・大学院」という相対的に恵まれた学歴を持つ人は、末子出産より前に仕事を辞めてしまう人と末子出産時も就業継続する人とに二極化しているということである。辞めてしまう層は、早々と辞めてしまうので「中学・高校」学歴を持つ人との違いが現れない。他方で、出産ぎりぎりまで仕事を続けた人たちの中では、「大学・大学院」学歴の人の方が仕事の条件に恵まれているので「中学・高校」学歴の人よりも出産時も就業継続しやすいという結果が現れたのである。
次に、コントロール変数である年齢と子ども数をみると、比較するカテゴリーによって異なる影響の現れ方をしている。年齢が高いと末子出産時に就業継続するよりも出産より前に仕事を辞めてしまう確率が高い。世代が上であるほど早々に退職する傾向が認められる。一方、子どもの数が多いほど末子出産時に離職するよりも就業継続する確率が高い。子どもが多いほど育児に手がかかって就業継続しにくいというよりも、子どもが多いと生活費がかさむため働き続けざるを得ないという状況を表していると考えられる。「就業中」と「出産時無職」との比較では、夫の収入が有意でないこともこの解釈と整合的である。
モデル２は、夫婦外部の援助の効果を加えたもので、モデルの適合度はモデル１よりも高い。
効果の現れ方はおおむねモデル１と類似している。つまり、夫婦外部からの援助を説明変数に加えても、初職の効果や夫の収入の効果は依然として残っている。ただし、分析１と比較すると、二項ロジスティック回帰分析でははっきりと現れた親との同居の効果は、多項ロジスティ
ック回帰分析ではやや曖昧にしか現れていない。地域特性の効果の現れ方は大変興味深い。すなわち、「出産前無職」との比較では有意な効果を持ち、社会的な育児支援が不足していることは、末子出産時に就業継続するよりも出産前に仕事を辞めてしまうことを促進している。その一方で、「出産時無職」との比較では有意にならず、社会的な育児支援が不足していると出7―189―産時に就業継続をあきらめて仕事を辞めてしまうという傾向は認められない。出産ぎりぎりまで仕事を続けた人にとっては、出産時に仕事を辞めるかどうかについて、社会的な育児支援の充実度は影響を与えないのである。社会的育児支援は、出産時の就業継続を促進する政策的意図があると常識的には考えられるが、本稿での分析結果はそのような常識的理解と一致しない。
次節ではこのことの意味を考察する。

表５ 末子出産時就業の規定要因（多項ロジスティック回帰分析 基準：就業中）

出産前無職

モデル1
係数 標準誤差 オッズ比.034.014
1.034 *.114.107
1.120

年齢
子ども数
学歴
中学･高校（基準）
専門学校-.354.239.702
短大･高専-.114.239.892
大学･大学院-.256.224.774
初職の従業上の地位
正規-.287.220.751
非正規（基準）経営者・自営業主-1.714.828.180 *
初職の職種
専門-.594.207.552 **事務（基準）
販売.377
.239
1.458
マニュアル
.277
.253
1.319
夫収入（対数値）.437.142
1.548 **
15歳時母就業ダミー
-.455
.208
.634 *
同居･非同居非同居（基準）実の親と同居
義理の親と同居
地域ダミー
定数-3.226.959.040 **
出産時無職 年齢
-.001
.017
.999
子ども数-.987.162.373 ***
学歴
中学･高校（基準）
専門学校
-.131
.310
.877
短大･高専
-.114
.308
.892
大学･大学院-.742.310.476 *
初職の従業上の地位
正規
-.382
.277
.682
非正規（基準）経営者・自営業主-1.638
1.101
.194
初職の職種
専門-.635.287.530 *
事務（基準）
販売
.290
.306
1.337
マニュアル
-.159.343.853
夫収入（対数値）
.192
.180
1.212
15歳時母就業ダミー-.400.267.671
同居･非同居非同居（基準）実の親と同居
義理の親と同居
地域ダミー
定数.846
1.175
2.331
138.760 ***χ 2-2対数尤度
1558.765.178
Nagelkerke R 2
ケース数824
注： *** p < .001, ** p < .01, * p < .05, + p < .10.

8―190―

モデル２
係数 標準誤差 オッズ比.034.014
1.035 *.133
.109
1.142

-.438
-.177
-.377.244
.242
.229

.645 +.837
.686

-.318

.225.728-1.765.837.171 *-.569.209.566 **.346.264.401-.364.241.255.139.210

1.413
1.302
1.494 **
.695 +-.570-.211.425-3.155.001-.975.314
.242
.172
.952
.017
.162.565 +.810
1.530 *.043 **
1.001.377 ***

-.213
-.161
-.858

.314
.310.314.808.851.424 **

-.456

.281

.634

-1.602

1.101

.201

-.632.289.532 *.238
-.171
.146
-.336

.308
.344
.174
.268

1.268
.843
1.157.715

-.840
-.571
.181
1.145.438.432 +
.358
.565
.226
1.199
1.167
3.143
153.279 ***1544.246.195
824

４．考察
本稿の問いは、どのような条件を備えた女性が子どもを持ちつつも働き続けることができているのかということであった。これまでの分析から、末子出産後も働き続けることに寄与する要因として、学歴（「大学･大学院」）、初職が「経営者･自営業主」であること、初職が「専門職」であること、夫の収入が少ないこと、15歳時に母親が就業していたこと、が認められた。
これらの結果は多くの先行研究と一致している。それに加えて、先行研究ではあまり指摘されてこなかったこととして、待機児童数を指標とした社会的育児支援が不足しているという地域特性は、有意に就業継続の確率を低めることが明らかになった。ただし、末子出産より前に仕事を辞めるか、末子出産時に仕事を辞めるかの違いを考慮すると、地域特性の影響の現れ方が異なっている。本節ではこのことの意味を考えてみる。
まず、「出産前無職」と「出産時無職」というカテゴリーの意味を考えよう。「出産前無職」
は、末子出産ぎりぎりまで仕事を続けようと努力するよりも、出産を予期しているかどうかにかかわらず、早々に職場から離脱してしまうという離職パタンである。それに対して「出産時無職」は、できるだけ仕事を続けたいという意思、あるいは続けなければならない理由があったものの、条件がそろわず末子出産を機に仕事を辞めるという離職パタンである。以上のように、カテゴリーの意味づけを行った上で、分析結果を振り返ってみよう。
「地域」変数は、分析１の二項ロジスティック回帰分析によると、末子出産時の就業継続確率を有意に低める効果を持っていたが、分析２の多項ロジスティック回帰分析によると、末子出産時の就業継続確率を低める効果は「出産時無職」との対比では現れず、「出産前無職」との対比で現れていた。この結果は一見すると意外である。なぜなら、待機児童とは、保育所に入所させたくても入所させられない乳幼児を指すので、出産時に保育所入所という条件が得られないから仕事を辞めざるを得ない（出産時の離職）という筋道を想定するのがもっともらしいからである。ところが実際にはそうではなく、待機児童が多い地域に住むことは、「出産前無職」の確率を高めるのである。先ほどのカテゴリーの意味づけを用いるなら、待機児童数が多い地域に住むことは、末子出産時に仕事を続けようと努力するよりも、早々に職場から離脱してしまう可能性を高めているということになる。これをどのように解釈すればよいだろうか。
保育所の整備は、乳幼児をもつ女性が働き続けることの直接的な支援として捉えることが一般的であろう。しかしながら実際にはそれ以上の間接的な効果を持っていると考えられる。それはこういうことである。子どもを産んでも保育所に預けることができるだろうという期待が持てないと、出産時まで就業継続する意欲をそがれてしまうのである。したがって、社会的な育児支援が不足している地域に住んでいると、女性は出産時まで就業継続するよりも早々と離職してしまうということになる。逆に言えば、社会的な育児支援が整っていると、できる限り就業を継続しようとする意欲を持ち続けることができるかもしれない。これが間接的な効果という意味である。子どもを産み育てながら就業継続するためには、産んだ時点の諸条件が整っ

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ているだけでなく、子どもが成長する過程において養育と就業を両立させる条件が持続的に整っていることが必要である。当たり前のことながら、「産んだらしまい」ではないからである。
そうした長期的な見通しがないと、子どもを持ちながら仕事を続けようという意欲を保つことはむずかしいだろう。雇用継続の「支援の効果を高めるためには、企業・家族・地域社会による支援が相乗的に機能する」ことが重要であるという指摘（今田・池田 2006: 43）があるように、家族・親族の協力や仕事の内容・職場の理解といった条件のみならず、社会的な育児支援を充実させることは、女性が子どもを産み育てながら就業継続できるという長期的展望をもつためには欠かせない条件であると言えよう。

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Who can keep working and continue to take care of a child?
Kenji Agata(Doshisha University)
AbstractThis paper explores the factors that enable women to keep working while raising children by using the2015 SSM survey data. The analysis was based on the work history of women aged 20 to 49 years old. Itshows that the following factors pushed the respondents to continue working even after they gave birth to theirlast child: women whose academic background is university/graduate school, women whose first employment
status is manager/self-employed, women whose first job is professionals, husband's low income, andrespondents’ mothers were working when respondents were 15-years-old. In contrast, respondents who live ina prefecture where the social childcare support (it is measured by the number of children waitlisted) is weakdecreases the probability of continuing to work when respondents gave birth to their last child. According to
the result of multinomial logistic regression analysis, living in a prefecture where the social childcare support
is weak promotes leaving job before the birth of the last child rather than continuing to work. This fact implies
that social childcare support has more effects other than direct support to continue working i.e., promoting
effect for the motivation to continuous work.
Key words: continuing to work, the number of the waiting-list children, social childcare support

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