Panel Data Research Center, Keio University

PDRC Discussion Paper Series【第 1 回学生論文コンテスト JHPS AWARD 受賞論文：優秀賞】
ライフステージで捉える共働き夫婦の課題―結婚期間による家事・育児負担の変化―松坂 空香

2020 年 3 月 31 日
DP2019-009
https://www.pdrc.keio.ac.jp/publications/dp/6251/

Panel Data Research Center, Keio University
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31 March, 2020

【第 1 回学生論文コンテスト JHPS AWARD 受賞論文：優秀賞】
ライフステージで捉える共働き夫婦の課題―結婚期間による家事・育児負担の変化―
松坂 空香
PDRC Keio DP2019-009
2020 年 3 月 31 日
JEL Classification: J12
キーワード: 共働き夫婦、家事・育児分担、ライフステージ【要旨】
本稿では、家庭におけるライフステージが共働き夫婦の家事・育児時間と夫の家事・育児比率に与える影響を実証した。本稿の分析では、末子の就学状況と結婚期間をライフステージの代理変数として用いることで、子どもの成長に関するライフステージの影響と、夫婦関係等の、時間の経過によって変化する意識・経験に関するライフステージの影響を区別した観測を行う。本稿の様に、この 2 つのライフステージの影響を精確に分析した先行研究は少なく、新たな家事・育児分担の課題を明らかにできる。更に、結婚期間についてはダミー変数化し、時間の経過により家事・育児時間、夫の家事・育児分担比率が如何に変化するのかを確認した。
本稿の分析結果では、妻は子どもに関するライフステージの影響を大きく受けるが、その代わりに意識・経験に関するライフステージの影響を受けにくいことが明らかになった。一方、夫の家事・育児時間に関しては妻と反対の結果が示された。また、結婚期間 10 年目ダミーを基準としたとき、夫の家事・育児比率は結婚期間前半に増加するが結婚期間後半では約 10%減少してしまうことが明らかになった。更に、世代別のコーホート分析を行った結果、男女の平等化が進んでいると考えられる若年層においても同じ現象が起きており、全世代で共通した特徴であることが明らかとなった。これは、共働き家庭の家事・育児分担における新たな課題の発見であり、本稿の貢献と言える。

松坂 空香
熊本県立大学 総合管理学部
謝辞： 本稿の作成に当たり、慶應義塾大学パネルデータ設計・解析センターから「消費生活に関するパネル調査」（JPSC）の個票データを提供して頂いた。

1.はじめに
日本では「共働き」という在り方があたりまえになりつつある。従来は妻が専業主婦である家庭が大半であったが、1997 年に専業主婦世帯数を共働き世帯数が上回ってから、現在に至るまで共働き世帯数は増加し続けている1。では、共働き世帯において家事・育児分担はどのように行われているのだろうか。本来であれば、共に労働を行っているため夫婦は同程度に家事・育児を行うべきである。しかし、共働き夫婦の 1 週間における家事・育児平均
時間の推移を見ると、夫婦間の家事・育児時間には大きな差があり、平成 8 年から平成 28
年の 20 年の間でもその差はあまり変化していないことが分かる(図 1 参照)。
(時間)
5
4.5

4.33

4.37

4.45

4.53

4.54

0.2

0.26

0.33

0.39

0.46

平成8年

平成13年

平成18年

平成23年

平成28年

4
3.5
3
2.5
2
1.5
1
0.5
0

夫

妻

図 1 共働き夫婦の家事・育児時間の推移
出典：平成 28 年社会生活基本調査より筆者作成
また、この数値を家事・育児比率に変換すると、最も比率の大きい平成 28 年でも夫の家事・育児比率は約 9%を示しており、数値は 1 桁代に留まっている。このことから、夫の家
事・育児分担は少なく、負担が妻に大きく偏っていることが分かる。つまり、共働き世帯において家事・育児を担っているのは妻であり、共働きの妻は仕事と家庭の「二重負担」に直面しているのである。
この現状については問題視されており、家事・育児分野について多くの研究が行われてきた。例としては、労働時間が短く、時間に余裕があれば家事・育児を行うという「時間制約仮説」を実証した佐々木(2018)や、子どもの人数など、家庭の家事・育児のニーズが高いと、夫婦の家事・育児時間が長くなるという「ニーズ仮説」に基づいて分析を行っている川田・藤野(2007)が挙げられる。家事・育児時間の主な規定要因については、「時間制約仮説」と「ニーズ仮説」の他にも Hiller (1984)や Shelton and John (1990)により「相対資源仮説」
や「性別役割イデオロギー仮説」が挙げられており、日本の研究ではこの 4 つの仮説に基づ
1

平成 30 年男女共同参画白書を参照。

1

き行われている研究が大半である2。
しかし、同じような世帯構成や働き方をしている家庭でも、家族形成においてどの程度の時間が経過しているのか次第で、家事・育児時間や家事・育児に対する姿勢が変化する可能性が考えられる。例えば、子どもがいるという境遇が同じだとしても、結婚したばかりでお互いの関係があまり深くない状況で子どもが生まれた場合と、結婚して暫く経ちお互いの関係に慣れた状況で子どもが生まれる場合では、夫婦関係の違いにより家事・育児時間にも違いが生まれると考えられる。その他にも、労働時間や所得が同じであったとしても、経験を蓄積しているか否かにより家事・育児時間は変化するだろう。新婚の時期は夫婦共に家事・育児に慣れておらず手間取ってしまい家事・育児時間が増加するが、繰り返し行うこと
で慣熟し家事・育児時間が減少すると考えられるためである。
つまり、世帯構成や働き方だけでなく、家事・育児への慣れや夫婦関係、家事・育児に対する姿勢のような「時間の経過に伴う意識や経験の変化」の影響により、家事・育児時間も変化すると言える。この家族形成における時間の経過のことを、家族に関するライフステー
ジという。一般的にいわれるライフステージとは、人が生まれてから老いるまでの成長過程のことを表すが、それを家庭に当てはめたもののことを示す。まず、男女が結婚し家族になったステージを新婚期といい、子どもが誕生することで育児期に進む。そして子どもが成長していくことで教育期に突入し、その子どもが更に成長し親離れをする子独立期にステップアップする。更に夫婦が歳をとることで老夫婦期に突入する(図 2 参照)。

図 2 家族に関するライフステージのイメージ
出典：筆者作成

2 「相対資源仮説」とは、学歴や所得等、個人が持つ資源の差が小さいほど平等に家事・育児を行うという仮説である。また、「性別イデオロギー仮説」とは性別役割分業意識が強い程、家事・育児分担は夫婦で偏りが生じるという仮説のことを言う。佐々木(2018)では家事・育児についての先行研究の結果がまとめられている。ここでは、「時間制約仮説」と「ニーズ仮説」については仮説通りとなっている結果が多く、「相対資源仮説」と「性別イデオロギー仮説」については日本では有意な結果が得られないことが多いと述べられている。

2

例に挙げたように、ライフステージの変化は家事・育児に対して様々な影響を与えると考えられる。よって、家事・育児時間の規定要因を分析するにあたり重要な要素である。しかし、家事・育児の分野に関してはクロスセクションデータを用いている研究が多く、時間の経過に伴い家事・育児時間がどのように推移するのかを実証した先行研究は少ない3。
また、ライフステージに関する先行研究については松田(2006)が挙げられるが、ここでは末子の就学状況をライフステージの代理変数として用いている。ライフステージを分析に用いている先行研究は、松田(2006)のように末子の就学状況を代理変数として用いているケースが多い4。しかし、末子の就学状況をライフステージ変数としてしまうと、子どもの誕
生、あるいは成長の効果のみを捉えることになり、それ以外の「時間の経過に伴う意識や経験の変化」によるライフステージの効果を精確に観測することができない。
そこで本稿では、家族形成における時間の経過がライフステージを表すという点に着目し、結婚期間を代理変数として用いる。これにより、子どもの誕生・成長以外のライフステージの効果が家事・育児に与える影響についての観測が可能となる。更に、結婚期間を使用することで、時間の経過により家事・育児時間がどのように推移するのかという、今まで確認されなかった点に言及することが可能になる。以上の分析により、共働き夫婦の家事・育児に関する新たな課題を明らかにすることを本稿の研究目的とする。
2.先行研究と本稿の独自性
まず、結婚期間を変数として用いている先行研究について述べる。Glenn (1990)やSpanier and Lewis (1980)では結婚期間により結婚満足感に違いがあることが明らかにされている。ここでは、結婚期間が短いコーホートと長いコーホートにおいて満足感が高く、中間のコーホートでは満足感が低くなることが分かった。さらに、永井(2005)では結婚期間が長いと夫婦満足感は低下することが示されている。結婚満足感や夫婦満足感は夫婦関係に影響を及ぼすと考えられるため、やはり結婚期間が長くなれば夫婦関係が変化するといえるだろう。
また、女性の就業選択について研究を行っている藤野(2002)では、ライフステージを示す
変数として結婚期間を用いている。更に、福田(2007)では結婚期間を 1 年単位でダミー化す
ることにより、ライフステージによって家事・育児時間がどのように増減しているのかを明らかにしている。よって、ライフステージの代理変数として結婚期間を用いることは妥当であると考える。福田(2007)では、妻の家事・育児時間は 3 年目をピークに上昇し増減を繰り返したあと、20 年目以降で減少することが確認された。対して夫は結婚初期に緩やかに増加するが、それ以降は緩やかに低下するという結果が示されている。しかし、ここではなぜ3

本稿で紹介した先行研究のうち、パネルデータを使用した研究を行っているのは佐々木(2018)、永井(2005)、福田(2009)であり、その他はクロスセクションデータを用いている。また、他にも乾(2016)、永井(1992)、中川(2010)、中野(2009)、西岡・山内(2017)、松田(2000)、松田・鈴木(2002)、水落(2006)は家事・育児分野について研究を行っているが、これら全てがクロスセクションデータを使用している。
4 岩井(1997)、西岡(2006)、大和(2001)を参照。

3

このような動きをするのかという解釈については述べられていない。また、子どもの成長に関する変数は 7 歳未満の子どもの数を用いている。しかしこれでは 7 歳以上の場合、子どもの成長による影響が結婚期間に含まれることになり、子どもの誕生・成長による変化とそれ以外の意識や経験の変化による影響が結婚期間の中に混同してしまう。よって本稿の分
析ではこれを区別可能な状態で分析を行う。
次に、前章で挙げた松田(2006)について言及する。松田(2006)では、末子の就学状況をラ
イフステージ変数とし、夫の家事参加の頻度が NFRJ98 と NFRJ035の間で変化したのかを、家事・育児時間の平均値の差の検定により確認している。結果としては、子どもがいな
いとき、または末子が 6 歳未満のライフステージ変数が NFRJ03 において有意に正の差があり、NFRJ03 では上記のようなライフステージにおいて父親の家事・育児参加が高まっていると示された。しかし、松田(2006)で有意に差がでたのは子どもがいない時期、そして末子が 6 歳未満のライフステージのみであり、これらのライフステージでは父親の年齢が若い場合が多い。そのため、松田(2006)で確認された家事・育児に対する姿勢の変化は若い世代のみでおきている可能性があると考えられる。
また、近年では女性の社会進出に伴い性別役割意識が弱まっており6、それに応じて若い世代で家事・育児に対する姿勢が変化している可能性がある。加えて、佐々木(2018)はコー
ホートにより家事・育児時間が労働時間に受ける影響に違いが生じているのかを実証しており、若い世代では労働時間が家事・育児時間に与える負の効果が高まっているという結果が示された。そのため、世代により家事・育児時間の規定要因、あるいはその効果に違いが生じている可能性があり、コーホート別に分析を行うことは家事・育児分野における新たな課題を見つける足掛かりになると考える。
以上のことを踏まえ、本稿の独自性について言及する。まず、ライフステージの代理変数
を結婚期間とすることで、子どもの誕生・成長以外のライフステージによる影響についても着目する。しかし、結婚期間のみをライフステージの変数とすると、子どもの成長により家事・育児時間が変化したのか、あるいはそれ以外の意識・経験の影響により家事・育児時間が変化したのかを区別することができない。よって本稿では、末子の就学状況と結婚期間の2 つをライフステージ変数として用いる。これにより結婚期間から子どもの成長による影響を取り除くことが可能となり、末子の就学状況では子どもの成長による影響を、結婚期間ではそれ以外の影響を区別した観測ができる。
次に、世代によりライフステージを含めた家事・育児時間の規定要因やその効果に違いがあると考えられるため、本稿ではコーホート分析を行う。
更に、福田(2007)では家事・育児時間のみを被説明変数として用いていたが、本稿では夫の家事・育児比率についても分析を行う。ライフステージによって家事・育児時間が変化す

NFRJ(全国家族調査)とは、日本家族社会学会全国家族調査委員会が 5 年ごとに実施している全国規模の調査のことを示す。NFRJ98 は 1999 年初頭に、NFRJ03 は 2004 年初頭に実施された調査である。
6 平成 29 年男女共同参画白書を参照。
54

るというのは福田(2007)により明らかにされたが、夫婦の家事・育児分担については分析されておらず、どのような影響を受けるのか確認されていない。しかし、家事・育児において問題視されているのは、夫の分担が小さいために妻の負担が大きくなっているという点である。だからこそ、「夫の家事・育児分担」に着目し議論することで、本稿の研究目的である今まで確認されなかった共働き夫婦の家事・育児分担に関する課題を浮き彫りにすることができると考える。よって、本稿では夫婦の家事・育児時間と夫の家事・育児比率の 3 つを被説明変数として用いる。
3.分析
3.1 データについて
本稿の分析には、「消費生活に関するパネル調査(JPSC)」の個票データを用いる。JPSCとは、1993 年から 2015 年にかけて 24 歳～56 歳の女性を対象に行われたパネル調査である。本データは個票データとなっており、生活状況についての質問項目が充実しているため、家事・育児分野の先行研究でパネル分析が行われている場合には本データが利用されることが多い。本来であれば、JPSC の全てのデータを用いることが望ましいが、JPSC は調査
年により質問項目の内容や回答方法が変更されている。そこで、全ての質問項目に目を通したところ、特に 2003 年において変更された質問項目や回答方法が多かった。よって、回答の統一性を考慮し、本稿では 2003 年から 2015 年までの 13 年間のデータを使用した7。
分析対象に関しては、「あなたは現在仕事についていますか」という質問項目に対し「仕事についている」「休職中である(仕事から離れているが、元の仕事に戻る予定になっている)」と回答した、夫婦別居状態を除く有配偶者女性としている。本稿では共働き夫婦に焦点を当て研究を行うため、サンプル期間中に無職である場合はその期間のみ分析から除外している。
また、子どものいるライフステージを歩む人と、そうでない人ではライフステージの影響に大きく差があると考えられる。よって分析を分けようとしたところ、調査期間中、あるいはそれ以前に子どもがいる世帯がほとんどであった8。よって、2015 年の時点で子どもがいない世帯は除外し分析を行っている。
加えて、サンプルの中には家事・育児時間あるいは仕事・通勤時間に 24 時間と回答したものが存在した。そのため、福田(2007)に倣い家事・育児時間と仕事・通勤時間に関しては
夫婦共に平均よりも 3 標準偏差以上大きい場合は欠損値として扱っている9。以上の処理を行った結果、5736 世帯のサンプルが分析対象となった。
家事・育児時間を観測できるパネルデータとしては、他にも日本家計パネル調査(JHPS /KHPS)が挙げられる。しかし JHPS /KHPS では個人の回答は得られるものの、配偶者については家事・育児時間の回答がなかった。よって、家事・育児分担の研究においては JPSC の方が適していると判断した。
8 分析対象のうち子どもが 2015 年までにいない世帯は 61 世帯であり、割合としては全サンプルの約 1%程度であった。
9 3 標準偏差値については、妻の家事・育児時間 799.85 分、妻の仕事・通勤時間 666.23 分、夫の家事・育児時間 320.05 分、夫の仕事・通勤時間 847.64 分としている。
75

3.2 分析の流れ
本章では、ライフステージ変数が夫婦の家事・育児時間、夫の家事・育児比率に与える影響について分析を行う。パネル分析の手法としては、主に固定効果モデルと変量効果モデルが使用されている。しかし本稿では、時間の経過により変動しない変数、および時間の経過によって変化が一定である変数に着目するため、変量効果モデルを用いて分析を行っている。
また、被説明変数には夫婦の家事・育児時間を使用するが、JPSC における生活時間の質
問項目は平日と休日に分けて回答を得ている。よって本稿では、福田(2007)で使用されている生活時間の計算方法を範として、1 週間の家事・育児時間の平均を被説明変数に使用する。
加えて、福田(2007)では生活時間の単位に「時間」を用いているが、解釈を容易にするため「分」を用いる。この変数の変換は、説明変数の 1 つである仕事・通勤時間に関しても同様に行っている。夫婦の家事・育児時間、夫の家事・育児比率の算出式は以下の通りである。
・妻あるいは夫の平均家事・育児時間＝(妻・夫の平日の家事・育児時間 × 5 + 妻・夫の休日の家事・育児時間 × 2)/7・夫の家事・育児比率＝夫の平均家事・育児時間/(妻の平均家事・育児時間 + 夫の平均家事・育児時間)
各分析において上記の計算を行った夫婦の家事・育児時間、夫の家事・育児比率の 3 つを
被説明変数として使用し比較を行う。本稿で行う分析は以下の通りである。
分析 1：分析対象者全体をサンプルとした分析
福田(2007)では、ライフステージが家事・育児時間に影響を与えることが示されている。
しかし、本稿の分析では福田(2007)の分析を改善するため、家事・育児について分析を行っている先行研究を参考にいくつか異なる変数を用いた。よって、改めてライフステージが家事・育児に対して影響を与えるのかを実証する。また、結婚期間については福田(2007)と同様にダミー化を行い、ライフステージによる共働き夫婦の家事・育児時間、家事育児分担の変化を確認する。
分析 2：年代別のコーホート分析
次に、世代別のコーホート分析を行うことで世代により違いがあるのかを確認する。本稿
では、2015 年時点の年齢を基準に生まれ年でコーホートを分類している。また、ここでは2015 年の時点で 30 代(1976 年~1985 年生まれ)、40 代(1966 年~1975 年生まれ)、50 代(1959 年~1965 年生まれ)のいずれかに該当する有配偶者を対象としている。20 代について
は観測数が少ないうえに結婚期間も短いサンプルが多く、家族に関するライフステージが6

未形成であると考えたため除外した。
分析 1 と 2 のどちらの分析でも説明変数には同じものを用いている。分析で使用した変数、記述統計量は以下の通りである(表 1、表 2 参照)。

変数
家事・育児に関する変数
妻家事・育児時間
夫家事・育児時間
夫家事・育児比率
コントロール変数
妻年齢
夫年齢
妻最終学歴
夫最終学歴
妻雇用形態ダミー
夫雇用形態ダミー
夫職種
妻収入
夫収入
妻収入比率
妻仕事・通勤時間
夫仕事・通勤時間
子どもの人数
親同居ダミー
結婚年
ライフステージ変数
末子就学状況ダミー
入学前ダミー
小学生ダミー
中学生以上ダミー
結婚期間ダミー

表 1 使用変数一覧10
説明
文中で説明した式に基づく妻の家事・育児時間(単位：分)
文中で説明した式を用いた夫の家事・育児時間(単位：分)
文中で説明した式に基づく夫の家事・育児分担比率
回答者の年齢回答者の夫の年齢
回答者の最終学歴を表すダミー変数
回答者の夫の最終学歴を表すダミー変数
回答者の雇用形態を表すダミー変数
正規を1、非正規を0とする
回答者の夫の雇用形態を表すダミー変数
正規を1、非正規を0とする
回答者の夫の職種を表すダミー変数
回答者の収入(単位：万円)
回答者の夫の収入(単位：万円)
回答者の家計収入比率
生活時間の質問項目のうち妻の仕事時間・通勤時間を加算し、家事・育児時間と同じように1週間の平均を計算した値(単位：分)
上記と同じ計算方法を用いた夫の仕事・通勤時間(単位：分)
回答者の子どもの人数
親との同居状況を表すダミー変数
同居を1、非同居を0とする調査年から結婚年齢を減じた値
回答者が結婚した年を表す
末子の就学状況を表すダミー変数
末子が0歳、1～3歳、4歳以上で入学前と回答したものを1
末子が小学生1-3年、小学生4-6年と回答したものを1
末子が中学生、高校生以上と回答したものを1
年齢から結婚年齢を減じ1を加算した値
夫婦の結婚年数を表す
また観測数の都合により、一部は年数をまとめてダミーを作成している10

妻の職種については、雇用形態ダミーと多重共線性が確認され分析に組み込むことが難しかった。また、共働きの妻の雇用形態は非正規である場合が多く、夫と比較すると職種より雇用形態が重要であると判断したため、妻については雇用形態のみを説明変数としている。

7

表 2 記述統計量
変数

観測数

平均

標準偏差

最小値

最大値

妻家事・育児時間

7301

302.21151.290797.14

夫家事・育児時間

7101

58.1

69.14

0

320

夫家事・育児比率

6965

0.15

0.15

0

1

入学前

6928

0.37

0.48

0

1

小学生

6928

0.26

0.44

0

1

中学生以上

6928

0.49

0.5

0

1

結婚期間

7530

17.72

7.58

1

38

年齢

7530

40.36

7.67

24

56

夫年齢

7530

43.09

8.47

23

70

家事・育児に関する変数

ライフステージ変数
末子就学状況ダミー

コントロール変数

最終学歴
中学校卒

7530

0.04

0.2

0

1

専門・専修卒(入学資格：中卒)

7530

0.01

0.11

0

1

高校卒

7530

0.46

0.5

0

1

専門・専修卒(入学資格：高卒)

7530

0.17

0.38

0

1

短大・高専卒

7530

0.2

0.4

0

1

大学卒

7530

0.11

0.31

0

1

大学院卒

7530

0

0.04

0

1

夫中学校卒

7526

0.09

0.29

0

1

夫専門・専修卒(入学資格：中卒)

7526

0.02

0.13

0

1

夫高校卒

7526

0.45

0.5

0

1

夫専門・専修卒(入学資格：高卒)

7526

0.12

0.33

0

1

夫短大・高専卒

7526

0.04

0.2

0

1

夫大学卒

7526

0.26

0.44

0

1

夫大学院卒

7526

0.02

0.12

0

1

妻雇用形態ダミー

7408

0.32

0.47

0

1

夫雇用形態ダミー

7378

0.87

0.34

0

1

夫農林漁業

7404

0.02

0.14

0

1

夫小規模業

7404

0.14

0.35

0

1

夫自由業

7404

0.01

0.09

0

1

夫管理職

7404

0.08

0.27

0

1

夫専門職

7404

0.01

0.1

0

1

夫技術職

7404

0.11

0.31

0

1

夫教員

7404

0.02

0.14

0

1

夫事務職

7404

0.16

0.37

0

1

夫技能・作業職

7404

0.35

0.48

0

1

夫販売サービス職

7404

0.1

0.3

0

1

妻収入(対数化)

7149

4.58

1.43

0

8.04

夫収入(対数化)

7086

6.12

0.69

0

8.73

妻収入比率

7046

0.24

0.17

0

1

妻仕事・通勤時間

7252

318.6

111.520661.43

夫仕事・通勤時間

7168

477.27113.72

0

840

子ども人数

7530

1.99

0.93

0

6

親同居ダミー

7481

0.31

0.46

0

1

結婚年

7530

1991.27

7.41

1977

2012

夫職業

8

3.3 分析 1：分析対象者全体をサンプルとした分析
3.3.1 仮説
末子の就学状況に関しては、子どもが 1 番手のかかる時期であると考えられる、入学未
満ダミーを基準にしているため、他 2 つの変数がどちらも負に有意であると考えられる。
しかし、日本では家事・育児を主に担っているのは妻であるということが、第 1 章の夫婦の家事・育児時間の違いにより分かった。よって、係数には夫婦間で違いがあると考え、妻の方が夫より係数の大きい負の値になると仮説を立てた。結婚期間ダミーに関しては有意なダミーが多くなり、共働きの夫婦どちらの家事・育児負担にも影響を与えると考える。また
福田(2007)より、妻は結婚期間による家事・育児時間の変動が大きいということが明らかになったため、妻の方が結婚期間による影響を受けやすいという仮説を立てた。
3.3.2 分析結果
分析結果は以下の通りである(表 3 参照)。

9

表 3 全世代についての分析結果
切片
年齢
夫年齢
最終学歴 基準：高校卒
中学校卒
専門・専修卒(入学資格：中卒)
専門・専修卒(入学資格：高卒)
短大・高専卒
大学卒
大学院卒
夫中学校卒
夫専門・専修卒(入学資格：中卒)
夫専門・専修卒(入学資格：高卒)
夫短大・高専卒
夫大学卒
夫大学院卒
妻正規雇用ダミー
夫正規雇用ダミー
夫職業 基準：事務職
夫農林漁業
夫小規模業
夫自由業
夫管理職
夫専門職
夫技術職
夫教員
夫技能・作業職
夫販売サービス職
妻収入(対数化)
夫収入(対数化)
妻収入比率
妻仕事・通勤時間
夫仕事・通勤時間
妻家事・育児時間
夫家事・育児時間
子ども人数
親同居ダミー
結婚年
末子就学状況 基準：入学前ダミー
小学生ダミー
中学生以上ダミー
結婚期間ダミー
決定係数
サンプル数

妻家事・育児時間
夫家事・育児時間
係数
係数
標準誤差
標準誤差
-676.7735
1105.3861 -2710.9559 ***543.7108-0.8734
1.47090.25890.7424-0.1325
0.91850.1747
0.4663

夫家事・育児比率係数
標準誤差-4.9417 ***1.17690.00120.00160.00050.00101.4144-36.4356
13.3779
12.9872
23.5379 *-33.0825
19.2342 *-11.0670
2.5272-23.8069
16.7495 *-24.6996-3.73169.7007 *15.7995
27.91628.95958.825612.7506
98.0650
11.3373
26.8337
10.1060
15.9168
9.152626.76144.79125.445315.0802 *-12.8101
4.6081-0.8409-0.863986.0995 *-11.9567 **13.8624
1.77596.1016-1.831833.4569 **4.6628 **-0.1059

8.012914.24194.56524.50066.483849.88985.744813.7552
5.12788.12744.644513.4994
2.26612.56700.0309 *0.00410.0055-0.00680.01020.1299-0.0290 **0.00450.00270.0061-0.00700.08070.0128 ***0.00070.01730.03090.00990.00970.01400.10780.01240.02970.01110.01760.01000.02920.00490.00563.07646.67434.1189-2.1431-14.7528
6.8674-4.80816.505716.1813 **-23.1793-9.4680 **-3.0783 *-0.4686 ***0.1299 ***0.3775 ***16.1937 ***3.40680.579221.16998.785131.5741
7.369320.2749
7.917219.92316.56307.599024.61164.6604
1.87450.01840.01763.8652
6.28783.9521-0.6443-2.6962
11.0701 ***3.53943.0502-8.1276 **4.3372
1.8461-0.1660
0.0789 ***-0.1045 ***0.0855 ***3.6380 **-1.1775
1.3936 ***10.49594.244215.67103.49259.70153.80049.77483.14903.6236
11.6695
2.21190.88450.00910.00830.00621.80301.80300.2722-0.0173
0.0052-0.0035-0.00810.00080.01340.00450.0009-0.01080.03000.0098 **-0.00140.0003 ***-0.0003 ***0.0050-0.0033
0.0025 ***0.02280.00920.03390.00760.02100.00820.02120.00680.00790.02530.00480.00190.00000.00000.00390.00550.0006-44.6226 ***-48.6007 ***5.8026
8.1977-14.9410 ***-23.2651 ***
図3・4に掲載
0.24015736

2.74803.8817-0.0151 **-0.0358 ***0.00590.00840.02753.6732
5.22200.55350.38275736

0.16705711※それぞれ***：1％、**：5％、*：10％水準で有意を示す
3.3.3 解釈
まず、仕事・通勤時間の変数を見ると、妻・夫どちらの分析結果も自身の仕事・通勤時間は負に有意を示しており、仕事・通勤時間が長いと家事・育児時間は短くなることが分かる。
反対に、配偶者の仕事・通勤時間は正に有意となっており、配偶者の仕事・通勤時間が長いと自分の家事・育児時間が長くなるという結果を示している。これは、第 1 章で述べた「時間制約仮説」に基づく結果となっている。また、配偶者の家事・育児時間については夫婦共に正に有意となっており、配偶者の家事・育児時間が増えるとそれに伴い自身の家事・育児時間が増加するという結果となった。これは夫婦の家事・育児時間は代替的な関係ではなく相補的な関係にあるということを示しており、福田(2007)と同様の結果となっている。
次に、子どもの人数の変数について確認する。夫婦共に家事・育児時間に対して正に有意10となっており、子どもが増えればその分家事・育児時間は増加するということが分かる。これはニーズ仮説に基づく結果となるが、係数を確認すると夫は妻よりも数値が非常に小さくなっている。加えて、夫の家事・育児比率の分析結果は非有意であり、子どもの人数が増
えても夫の家事・育児分担に影響を与えるとはいえないという結果が示されている。これにより、子どもの人数については妻の方が影響を受けやすいことが明らかになった。
最後にライフステージに関する変数について解釈を行う。末子の就学状況については、入学前ダミーを基準としたとき、小学生ダミーと中学生以上ダミーの両方が夫婦共に負に有意を示しており、子どもが幼いときの方が家事・育児時間が長くなっていることが分かる。
しかし、係数については子どもの人数と同様に妻の方が夫よりも大きな値を取っている。
よって、共働きの世帯では、夫よりも妻の方が子どもに関するライフステージの影響を受けやすいという、仮説通りの結果になった。また、妻は小学生ダミーと比べて中学生ダミーにおいて約 4 分家事・育児時間が減少しているのに対し、夫は約 10 分減少している。家事・育児時間の減り幅が夫の方が大きいことから、夫は子どもが教育期のときまでは、より家事・育児に協力的であると考えられる。育児期や教育期には子どもが幼く、子どもを可愛がりたいという意識が特に強まるためではないだろうか。
次に結婚期間ダミーについて確認する。夫婦の家事・育児時間の分析結果は以下の通りである(図 3 参照)。また、グラフについては実線が有意、点線が非有意を表している。

11

50
40
30
20
10
0
-10 1~3

5

7

9

12

14

16

18

20

22

24

26

28

30~

-20
-30
-40
-50
妻

夫

図 3 夫婦の家事・育児時間の結婚期間ダミー分析結果(全体)11
結婚期間 10 年目ダミーを基準としたとき、妻は有意な変数が少ないが、夫は有意な結婚
期間ダミーが多いことが分かる。結婚期間による影響、つまり子どもの成長に関する以外のライフステージについては夫の方が影響を受けやすいということが明らかになり、仮説とは反する結果となった。これについては、妻の結婚期間ダミーは新婚期や結婚期間前半では有意なものが比較的多くなっており、一般的に子どもの教育期である 11 年目から全ての結婚期間ダミーが非有意になっている。よって、妻は子どもに関するライフステージの影響を受けやすい分、子どもが成長するにつれてその他のライフステージによる影響は受けにくくなるのではないかと考える。反対に夫は、子どもに関するライフステージから受ける影響が少ないため、このような結果になったのではないだろうか。
上記では結婚期間ダミーが有意であるかに着目して解釈を行ったが、非有意であったとしても係数の増減を確認することは重要であると考えられる。福田(2007)においても有意・非有意については述べておらず、係数の増減にのみ言及しているため、本稿でも非有意の結婚期間ダミーの係数についても解釈を行う。
妻の家事・育児時間については、結婚期間 9 年目までは家事・育児時間が減少するものの、11 年目以降で再度増加し 22 年目以降で減少しており、増減を繰り返すという結果が示された。これは福田(2007)の結果と似通った結果となっており、夫についても同様である。
また、本稿では末子が 7 歳以上の影響も取り除くために末子の就学状況を分析に組み込んだが、福田(2007)の結果とあまり違いは見られなかった。このことから、子どもに関するラ
イフステージというのは主に子どもが 7 歳未満のときに強く影響するということが考えられる。これは、末子の就学状況を表す末子小学生ダミーと末子中学生以上ダミーの係数に大結婚期間ダミーについては 1～3 年目、30 年目以上をそれぞれ 1 つのダミーとして作成している。基準は結婚期間 10 年目ダミーとしている。また、結婚期間 1~3 年目ダミーについては妻の家事・育児時間が有意、夫の家事・育児時間が非有意という結果になった。
1112

きな差がないことからも確認できる。また、新婚期にあたる結婚期間 1~3 年目で家事・育児時間が大きく増加していることから、新婚期ではお互いの関係に慣れておらず、相手により気を配り家事・育児時間が長くなるといった、夫婦間関係による影響が表れていることが考えられる。結婚期間が長くなると夫婦間の関係にも慣れ、それに伴い家事・育児時間は減少するが、結婚期間後半では家事・育児時間が再び増加している。これは、夫の家事・育児時間が減少していることから、夫に頼らずとも自身の力で家事・育児を遂行しようという意識が生じた可能性が挙げられる。
夫の家事・育児時間については、結婚期間 9 年目までは家事・育児時間がやや増加しているものの、11 年目以降は減少し続けている。この解釈については以下の通りである。労働時間は女性より男性の方が長い場合が多く、長時間労働者の割合は 40 代まで年齢が高いほ
ど大きくなる。そのような環境下で夫婦関係の慣れや妻へ家庭を任せる信頼が時間の経過に伴い深まることにより、家事・育児よりも仕事に力をいれやすく、家事・育児時間が減少しているのではないだろうか。
また、子どもに関するライフステージの結果により、共働き世帯の夫は子どもが育児期・教育期である場合、比較的家事・育児時間が長いことが分かっている。そういった時期は結婚期間前半に位置する。よって、結婚期間初期の夫婦関係に慣れていない時期や、子どもが幼い時期に家事・育児に協力したため、あとは妻に任せても良いという意識が生じている可能性も考えられる。
次に、夫の家事・育児比率を確認する(図 4 参照)。

0.04
0.02
0
-0.02

1~3

5

7

9

12

14

16

18

20

22

24

26

28 30~

-0.04
-0.06
-0.08
-0.1
-0.12

図 4 夫の家事・育児比率の結婚期間ダミー分析結果(全体)12
夫の家事・育児比率に関しては、夫の家事・育児時間と同じく結婚期間前半では増加し後半では減少するということが明らかになった。解釈については家事・育児時間と同様のことが言える。しかし、家事・育児時間が減少するだけでなく家事・育児比率、つまり夫の家事・12

結婚期間 1~3 年目ダミーは非有意という結果になった。

13

育児負担も減少するということは、結婚期間が長くなると妻の負担は更に増加してしまうということになる。今まで共働きの家庭では、夫の家事・育児時間が短く家事・育児負担が小さいことのみが問題視されてきたが、時間の経過に伴い、更にそれが減少し妻の負担が増加するというのも十分に問題視すべき課題ではないだろうか。
3.4 分析 2：年代別のコーホート分析
3.4.1 仮説
前節の結果は全世代について分析したものである。データの都合上、観測できる結婚期間というのは世代により偏りがある。特に 30 代は結婚期間が長くとも 15～18 年までの世帯しかおらず、この分析において結婚期間後半にあたる 16 年目以降は、ほとんどが 40 代・50 代の影響となっている。よって、時間の経過に伴い家事・育児比率が低下するという結果が、全世代共通のものか明らかにするためにも、コーホート分析により世代間による違いを確認する。
松田(2006)の結果から、若い世代の男性は家事・育児に対して協力的になっていると考えられる。また、分析 1 の結果により、子どもに関するライフステージの影響を受けやすいと、その他のライフステージの影響を受けにくいことが示唆された。よって、30 代の夫の家事・育児時間および家事・育児比率は末子の就学状況が負に有意になり、係数についても他世代と比べて大きく、妻との差が小さくなると仮説を立てる。更に結婚期間ダミーについては夫婦共に非有意なダミーが多くなり、係数の増減は妻と似た動きをすると考える。40
代、50 代については、末子の就学状況は非有意、あるいは有意であっても妻の係数よりも小さな値をとると仮説を立てた。また、結婚期間ダミーは夫の方が妻より有意なものが多くなり、子どもに関するライフステージよりも、その他の夫婦関係等のライフステージに大きく影響を受けると考える。係数の増減については、分析 1 と似た動きになるとする。
3.4.2 分析結果
分析結果は次のとおりである（表 4、表 5、表 6 参照）。

14

表 4 世代別 30 代分析結果

切片
年齢
夫年齢
最終学歴 基準：高校卒
中学校卒
専門・専修卒(入学資格：中卒)
専門・専修卒(入学資格：高卒)
短大・高専卒
大学卒
大学院卒
夫中学校卒
夫専門・専修卒(入学資格：中卒)
夫専門・専修卒(入学資格：高卒)
夫短大・高専卒
夫大学卒
夫大学院卒
妻正規雇用ダミー
夫正規雇用ダミー
夫職業 基準：事務職
夫農林漁業
夫小規模業
夫自由業
夫管理職
夫専門職
夫技術職
夫教員
夫技能・作業職
夫販売サービス職
妻収入(対数化)
夫収入(対数化)
妻収入比率
妻仕事・通勤時間
夫仕事・通勤時間
妻家事・育児時間
夫家事・育児時間
親同居ダミー
子ども人数
結婚年
末子就学状況 基準：入学前ダミー
小学生ダミー
中学生以上ダミー
結婚期間ダミー
決定係数
サンプル数

30代
妻家事・育児時間係数
標準誤差-5130.3371
4758.9934-7.8312 *4.20312.82212.0011-1.1152
42.9688
13.0798
19.31675.33625.2941-27.9942
14.5854-1.180919.5960-5.2038
11.6291-0.9938

28.7985
51.1278
19.6276
19.9475
26.1686

夫家事・育児時間係数
標準誤差-3068.5748
2919.9337
1.35702.5700-0.0558
1.2436

夫家事・育児比率係数
標準誤差-4.5371
5.16680.00370.0045-0.00020.002223.992359.1455
20.0660
36.2488
22.2438
45.9623
13.5889
17.8384

46.7686 ***-45.4906
19.6592-16.7003
3.7534-15.4646
18.0647
3.794321.4873
27.2199 **80.5333 ***6.13224.512417.862931.8130
12.1826
12.4081
16.2326
14.8774
37.0959
12.369322.6041
13.7092
27.9592
7.9926
10.4101

0.0764 **-0.1055 *0.0224-0.0275
0.0180-0.02280.02490.01260.04030.0450 *0.1844 ***0.01330.00370.03200.05690.02180.02220.02900.02650.06670.02200.04050.02440.04930.01370.017829.0507
10.0026
1.17369.0013-29.6646-0.2951-20.6596
14.5513-8.3462-84.3804-15.1673-1.4624-0.5771 ***0.1529 ***0.3730 ***-11.6562
38.2770 ***2.876052.8264
23.620258.4884
34.431342.0984
19.9058
61.7360
16.5731
19.1071
61.632212.9558
4.48110.04040.04530.054613.0924
9.42782.405839.9605
18.0115-17.0471
11.3392-17.6539
20.7422 *16.921413.4236-1.9465
14.6994
0.5039-0.4308
0.1227 ***-0.1437 ***0.1277 ***5.63079.5733 *1.538332.0297
13.952736.5479
20.3032
25.1016
11.7889
36.98639.834711.321636.01297.59972.60510.02570.02640.01877.82305.70301.47590.03850.0252-0.01180.0080-0.0406
0.02450.00030.0116-0.01250.01510.00400.00040.0003 ***-0.0003 ***0.00900.01100.00230.05620.02400.06550.03490.04350.02030.06420.01700.0195
0.06140.01300.00440.00000.00000.01360.00980.0026-34.6323 ***-11.2230

12.242832.0207-9.4308-29.0810
図5に掲載
0.2290
9787.138918.5672-0.0040-0.0622 **0.01210.03160.4474
978※それぞれ***：1％、**：5％、*：10％水準で有意を示す

150.1966978表 5 世代別 40 代分析結果

切片
年齢
夫年齢
最終学歴 基準：高校卒
中学校卒
専門・専修卒(中卒資格必)専門・専修卒(高卒資格必)短大・高専卒
大学卒
大学院卒
夫中学校卒
夫専門・専修卒
夫専門・専修卒
夫短大・高専卒
夫大学卒
夫大学院卒
妻正規雇用ダミー
夫正規雇用ダミー
夫職業 基準：事務職
夫農林漁業
夫小規模業
夫自由業
夫管理職
夫専門職
夫技術職
夫教員
夫技能・作業職
夫販売サービス職
妻収入(対数化)
夫収入(対数化)
妻収入比率
妻仕事・通勤時間
夫仕事・通勤時間
妻家事・育児時間
夫家事・育児時間
親同居ダミー
子ども人数
末子就学状況 基準：入学前ダミー
小学生ダミー
中学生以上ダミー
結婚年
結婚期間ダミー
決定係数
サンプル数

40代
妻家事・育児時間
夫家事・育児時間
係数
係数
標準誤差
標準誤差
-394.6932
3605.7251 -1940.2274
1912.6937-0.0825
3.38060.32481.7836-0.52641.7134-0.1223
0.9212

夫家事・育児比率係数
標準誤差-3.71313.81380.00050.0036-0.0006
0.00182.2882-103.3980 *
12.572121.3006
42.7432 *34.6338
2.3154-70.5118-5.4294-65.8667 **12.5937-111.8076-2.76030.735925.4215
57.1037
16.030916.572724.7219121.1458
18.4099
89.939918.2646
27.0763
18.2343
73.60078.080210.3015-8.3788-10.4547
3.4993-5.2922-16.7157
138.3470 **-8.0898
75.10900.2747-0.8853-16.1964 *-44.3936
10.7226 ***1.785313.6257
30.8992
8.66488.959913.3100
65.13549.854949.2053
9.841414.64299.759439.52073.93565.02050.00230.03380.0016-0.0160-0.01200.2738 **-0.02880.2076 **-0.0012-0.0122-0.0355 *-0.11200.0224 ***0.00770.0271
0.06140.01720.01780.02650.12950.0196
0.09760.01960.02910.01940.07860.00800.01010.29751.7649-81.9015
2.6761-6.7973
19.7333
36.32999.941019.881212.3248-5.9322-2.5759-0.4990 ***0.1680 ***0.4019 ***8.965028.7977 ***31.200916.169656.1571
15.217749.6577
14.892045.5749
11.7076
13.892246.473110.7533
3.12800.03330.0321
0.046310.1032
6.7530-0.2348-2.3487
2.5133
1.278633.220327.2291 ***1.69461.0451-12.0139 *-14.7534
3.34780.17230.0545 ***-0.1021 ***0.0988 ***-5.4289-2.3443

16.4263
8.161027.6683
7.462924.41417.484623.9535
5.85606.871022.79375.33681.52650.01720.01570.01115.14863.4848-0.0111-0.0103-0.0238-0.0074
0.07660.0352 **-0.0161-0.0041-0.0305 **0.00300.0202 *-0.00190.0002 ***-0.0002 ***-0.0138-0.0074

0.03310.01640.05580.01510.04930.01500.04780.01180.01390.04620.01080.00310.00000.00000.01030.0070-45.1840 ***-53.7376 ***0.40178.790513.1426
1.8304-9.7304 **-18.4998 ***1.0182
図6に掲載
0.22681915

4.33266.48900.9708-0.0110-0.0352 ***0.00200.00870.01300.00190.3791
1915※それぞれ***：1％、**：5％、*：10％水準で有意を示す

160.19611913

表 6 世代別 50 代分析結果

切片
年齢
夫年齢
最終学歴 基準：高校卒
中学校卒
専門・専修卒(中卒資格必)専門・専修卒(高卒資格必)短大・高専卒
大学卒
大学院卒
夫中学校卒
夫専門・専修卒
夫専門・専修卒
夫短大・高専卒
夫大学卒
夫大学院卒
妻正規雇用ダミー
夫正規雇用ダミー
夫職業 基準：事務職
夫農林漁業
夫小規模業
夫自由業
夫管理職
夫専門職
夫技術職
夫教員
夫技能・作業職
夫販売サービス職
妻収入(対数化)
夫収入(対数化)
妻収入比率
妻仕事・通勤時間
夫仕事・通勤時間
妻家事・育児時間
夫家事・育児時間
親同居ダミー
子ども人数
結婚年
末子就学状況 基準：末子入学前
末子小学生
末子中学生以上
結婚期間ダミー
決定係数
サンプル数

50代
妻家事・育児時間係数
標準誤差-3084.8927
3872.3370-2.29452.4232-0.68641.4330

夫家事・育児時間係数
標準誤差-1672.6947
1516.4356-0.0311
0.94180.48510.5668

夫家事・育児比率係数
標準誤差4.24990.00120.00260.00170.0016-4.2787-75.2549 *19.86095.873422.7051
27.8613-3.8377
22.6461-20.0244
16.8091
4.5478-14.2486
19.7582 ***36.284345.348114.0943
13.201120.9386
20.2335
33.221217.5224
26.1562
12.782042.90096.7103
6.6933-5.64392.77180.14303.13226.8070-7.1237-1.6012-3.4475-6.3373-2.3548
10.4617-1.0877-0.6231

14.340318.01315.58415.23048.28348.000713.1828
6.947010.3858
5.055317.0185
2.53782.5269-0.0168
0.07240.00890.00190.0226-0.0227-0.0268-0.0172-0.0076-0.01080.03990.0033-0.00240.04010.05080.01560.01460.0231
0.02240.03680.01940.02900.01410.04750.00720.0072-20.7636
2.937884.0576-7.8202-16.0589-0.1247-18.9511-5.8954
20.6972 **-1.6769-7.1079-4.0448-0.3383 ***0.0862 ***0.3310 ***0.7497-5.5677
1.834837.1575
12.1775
55.88598.625828.1715
10.7259
24.4688
9.151910.381734.2150
5.83713.01100.02810.02410.0501
7.09225.1814
1.9787-15.4677
9.1210 *20.8897-4.3194-3.2823-1.8661-4.3500-0.9432-5.291016.5353
1.7281-0.84410.0616 ***-0.0933 ***0.0475 ***0.9465
1.79150.862014.3379
4.665022.1127
3.263210.7252
4.07839.42703.48073.9361
12.9472
2.20811.13640.01080.00900.00722.72612.00220.7745-0.0741 *0.01210.0177-0.0107-0.0028-0.0038
0.0056-0.00130.00650.04540.0079-0.00210.0003 ***-0.0003 ***0.00200.00710.00120.04030.0132
0.06170.00930.03030.0116
0.02660.00990.01110.03670.00630.00320.00000.00000.00770.00560.0022-37.5819 ***-42.9644 ***12.7427
14.7526-25.1846 ***-33.0857 ***
図7に掲載
0.08112790

4.79395.5498-0.0353 ***-0.0515 ***0.01350.01570.20682790

0.07292767※それぞれ***：1％、**：5％、*：10％水準で有意を示す
3.4.3 解釈
はじめに、仕事・通勤時間についてはどの世代においても「時間制約仮説」に基づく結果となった。全体の傾向として違いは見られない。しかし、30 代の夫の家事・育児時間において、妻の仕事・通勤時間が増加したときの夫の増加分が他の世代と比べて大きな値となっている。また、配偶者の家事・育児時間についても、30 代は妻の家事・育児時間が増加したときの夫の増加分は他世代よりも大きくなっており、夫婦間の差が他世代と比較して小さくなっていることが分かる。更に、子どもの人数の変数については、40 代、50 代では夫の家事・育児時間に非有意となっているのに対し、30 代は正に有意という結果が示された。
よって、30 代の夫は子どもが増えると家事・育児比率が増加するということが明らかになった。以上のことから、30 代の夫は他世代と比較して家事・育児に協力的になっているこ
17

とが分かる13。
次にライフステージ変数について確認する。まず、末子の就学状況から子どもの成長に関するライフステージによる影響の違いを把握する。妻の家事・育児時間の分析結果について
は、小学生ダミーが全ての世代において負に有意という結果が示された。40 代の係数が他世代より若干大きいものの、世代間の大きな差はみられない。また、夫の家事・育児時間では 30 代だけが非有意となっており、仮説とは反する結果となった。更に、夫の家事・育児比率の分析結果でも小学生ダミーは非有意になっており、子どもが成長しても 30 代の夫の家事・育児比率に影響しているとはいえないという結果が示されている。しかし、子どもの人数の分析結果において、30 代だけが家事・育児時間が正に有意であったことから、他世代よりも家事・育児に対して協力的な傾向であるということが明らかになっている。以上のことを考慮し、30 代の夫は子どもに関するライフステージによる影響を受けにくいというよりも、子どもが入学前のときと小学生のとき、ほぼ同じ程度に家事・育児に参加しているため、このような結果になったと解釈する。次に、中学生以上ダミーについては、30 代のみが夫婦共に家事・育児時間に対して非有意となっている。これは、30 代に分類される世帯において、末子が中学生以上という場合が稀であるためと考えられる。また、40 代では夫婦共に中学生以上ダミーは家事・育児時間に負に有意となっている。しかし、係数については、妻の値は大きいが夫は非常に小さな値をとっている。よって、40 代では分析 1 と同
じく、妻の方が子どもに関するライフステージの影響を受けやすいということが明らかになった。更に 50 代について確認すると、40 代と同じく末子の就学状況がどちらも負に有意という結果が示された。また、係数について確認すると 50 代は夫婦間での差が小さくなっていることが分かる。つまり、50 代の夫は子どもに関するライフステージの影響を妻と同じ程度受けるということが明らかになった。しかし、50 代の夫の家事・育児比率について
も小学生ダミーと中学生以上ダミーの両方が負に有意となっており、子どもが成長するとそれに伴い夫の家事・育児負担が減ってしまうことが分かる。このことから、50 代の夫は家事よりも育児に協力的であり、子どもが成長すると夫の家事・育児負担が減少するのではないかと考えられる。
次に、各世代結婚期間ダミーについて解釈を行う。はじめに 30 代について確認を行う。
30 代の結婚期間ダミーの係数の推移は以下の通りである(図 5 参照)。また、以下のグラフについては前節と同様に実線が有意、点線が非有意を表している。

子どもの人数について 50 代の妻も非有意になっているが、これは 50 代にあたる人たちは調査期間中に出産している人が極少数であり、子どもの人数について個人の変化があまりみられないことや、他世代と比較して子どもが成長していることが要因であると考えられる。
1318

夫の家事・育児比率

家事・育児時間
100.0

0.06

80.0

0.04

60.0

0.02

40.0
20.0

0.00

0.0
-20.0 1~3

5

7

9

12

-0.02

14

-40.0

1~3

5

7

9

12

14

-0.04

-60.0

-0.06

-80.0

-0.08

-100.0妻-0.10

夫

図 5 結婚期間ダミーの係数の推移(30 代)14
結婚期間 10 年目ダミーを基準にしたとき、妻の家事・育児時間については全ての結婚期
間ダミーが非有意となった。このことから、30 代の妻は子どもの成長に関する以外の、意識や経験に関するライフステージによる影響を受けにくいということが分かる。夫についても、妻と比較すると有意なダミーは多いが、全体として有意なダミーの数は少なく、妻と同様であることが分かる。係数の増減について確認すると、家事・育児時間については、妻が増加していれば夫も増加するといったように、比較的同じような動きになり仮説通りの結果になった。これは、夫が家事・育児に協力的であり、妻の家事・育児に対する姿勢と夫の家事・育児に対する姿勢が似通っているためであると考えられる。しかし、夫の家事・育児比率については右下がりになっており、分析 1 と同様に結婚期間が長くなると夫の家事・育児比率は減少してしまうことが明らかになった。
次に、40 代の結婚期間ダミーについて確認する(図 6 参照)。

結婚期間ダミーについては 1~3 年目、15 年目以上をそれぞれ 1 つのダミーとして作成している。結婚
期間 1~3 年目ダミーは夫婦の家事・育児時間、夫の家事・育児比率の全てにおいて非有意という結果にな
った。
14

19

夫の家事・育児比率

家事・育児時間
100.0

0.06

80.0

0.04

60.0

0.02

40.0
20.0

0.00

0.0
-20.0 1~3

6

9

13

16

19

-0.02

22 25~

1~3

6

9

13

16

19

22

25~

-0.04

-40.0
-60.0

-0.06

-80.0

-0.08

-100.0妻-0.10

夫

図 6 結婚期間ダミーの係数の推移(40 代)15
結婚期間 10 年目ダミーを基準にしたとき、妻の家事・育児時間についてはほとんどの結
婚期間ダミーが非有意となっており、子どもに関する以外のライフステージは妻の家事・育児時間に影響を与えにくいということがわかる。また、夫の家事・育児時間については妻より有意なダミーが多く、分析 1 と似た結果が示された。係数の増減について確認すると、40代の妻は新婚期においては家事・育児時間は増加するが、徐々に減少し 9 年目あたりから再度増加している。よって、妻の家事・育児時間の推移については、30 代と似た動きをしていることが分かる。しかし、夫の家事・育児時間は大きく違いがあることが分かる。新婚期において、30 代では夫婦共に家事・育児時間が増加していた。それに対し、40 代では妻の家事・育児時間はピークになっているが、夫の家事育児時間の係数は非常に小さくなっている。また、推移についても家事・育児時間は減少している場合が多く、増加している結婚
期間ダミーは少ない。妻の家事・育児時間と比較すると、動き方が全く異なっている。更に、結婚期間 10 年目ダミーを基準としたとき、結婚期間後半には夫の家事・育児比率が 10％近く減少しており、分析 1 と同様に 40 代の夫は結婚期間が長くなると家事・育児時間が少な
くなることが明らかになった。
最後に、50 代について確認する。分析結果は以下の通りである(図 7 参照)。

15 結婚期間ダミーについては 1~3 年目、25 年目以上をそれぞれ 1 つのダミーとして作成している。基準は結婚期間 10 年目ダミーとする。結婚期間 1~3 年目ダミーは妻の家事・育児時間と夫の家事・育児比率が有意、夫の家事・育児時間が非有意という結果になった。

20

家事・育児時間

夫の家事・育児比率

100.00

0.06

80.00

0.04

60.00

0.02

40.00
20.00

0.00

0.00
-20.00 11~15

18

21

24

-0.02

28

-40.00

11~15

18

21

24

28

-0.04

-60.00-80.00-0.06-100.00

-0.08
妻

夫

-0.10

図 7 結婚期間ダミーの係数の推移(50 代)16
結婚期間 25 年目ダミーを基準にしたとき、結婚期間ダミーは夫婦共にほとんどが非有意となった。分析 1 より、子どもの成長に関するライフステージの影響を受けやすい場合、その他のライフステージの影響を受けにくいということが明らかになっている。50 代では子どもに関するライフステージの影響が夫婦共に大きいため、このような結果になったと考えられる。しかし、係数の推移については妻の方が夫と比較し増減の幅が大きい。更に妻の係数の増減の傾向は 40 代の妻と類似しており、夫についても右下がりであるという形は同様である。よって、40 代と 50 代においては世代間による違いはあまりみられないことが分かった。家事・育児比率を確認すると、結婚期間が既に長い 50 代においても、結婚期間が長くなると家事・育児比率は減少してしまうことが明らかになった。
4.結論
本稿では、ライフステージが夫婦の家事・育児時間、およびに夫の家事・育児比率に与える影響について実証分析を行った。ライフステージ変数については、先行研究では末子の就
学状況を代理変数として用いる場合が多かったが、本稿では末子の就学状況と結婚期間の 2つを用いることで子どもの成長に関するライフステージの影響とそれ以外の意識・経験に関するライフステージの影響を区別した分析を行った。
全世代における分析結果では、妻は子どもに関するライフステージの影響を大きく受けるが、その代わりに子どもの成長に関する以外のライフステージの影響を受けにくいことが明らかになった。夫の家事・育児時間に関しては、妻と反対の結果が示され、夫婦間でラ

結婚期間ダミーについては 11~15 年目、30 年目以上をそれぞれ 1 つのダミーとして作成している。基準は結婚期間 25 年目ダミーとする。結婚期間 11~15 年目ダミーについては夫婦の家事・育児時間、夫の家事・育児比率共に非有意という結果が示された。
16

21

イフステージによる影響に違いがあることが分かった。結婚期間ダミーの係数を確認すると、妻は結婚前半では夫婦関係の変化により家事・育児時間が減少するという結果が示された。しかし、結婚期間後半では、夫の家事・育児時間の減少により再度家事・育児時間が増加していることが明らかになった。また、夫の家事・育児時間については、結婚期間が長くなると家事・育児時間が減少していくことが分かった。これは、夫の家事・育児比率に関しても同様の結果となっており、家事・育児時間だけでなく夫の家事・育児分担も減少してしまうという結果が示された。
更に、これがどの世代でも共通した特徴であるのかを確認するため、コーホート分析を行い世代間の比較を行った。この分析により、世代ごとにライフステージやその他の家事・育児の決定要因から受ける影響に違いがあることが明らかになった。特に 30 代の夫は、他の世代と比較して家事・育児に協力的な傾向にあることが分かった。しかし、結婚期間が長くなると夫の家事・育児比率が減少してしまうのは 30 代も同様であり、全世代共通であるという結果が示された。
現在は男女の平等化が進んでいる。そのため、特に若い世代では現在よりも更に家事・育児に対する姿勢が改善していくと考えられる。しかし、結婚期間が長くなると夫の家事・育児負担が減少してしまうという特徴は若い世代でも改善されていないことが分析により明らかになった。
政府が実施している家事・育児に対する現行のサポートとしては、厚生労働省による「イクメンプロジェクト」が存在するが、主に育児休業の取得を推奨しており、幼い子どもを持
つ父親に対して呼びかけるものである。子どもに関するライフステージの影響が大きけれ
ば、意識・経験に関するライフステージの影響を受けにくいという本稿の分析結果からも、この様なサポートを充実させていくことは重要であると言える。しかし、今後、共働きの夫
婦間でよりフェアな家事・育児を目指すためには、結婚期間が長くなると夫の家事・育児分担が減少してしまうという点にも着目する必要がある。夫婦関係等の意識や経験が及ぼす影響については政府が介入すべき点ではない。とはいえ、今まで浮き彫りになっていなかったこの課題について認知し周知を図るだけでも、改善につながるのではないだろうか。本研
究が家事・育児分野に関する課題の一助となることを願い、本稿を締めくくる。
謝辞
本稿の分析において慶應義塾大学パネルデータ設計・解析センターより「消費生活に関するパネル調査(JPSC)」の個票データの提供を受けました。心よりお礼申し上げます。

22

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24