18

社 会 保 障 研 究Vol. 5 No. 1

特集：育児休業給付と財源をめぐる課題：国際比較からの示唆

雇用保険財政と育児休業給付1)酒井抄

正＊1，竹沢純子＊2

録

わが国では育児休業期間中の所得保障は，育児休業給付として雇用保険によって行われているが，近年，この育休給付の支給が拡大しており，今後の雇用保険財政に負荷がかかることが懸念される。そのため，2020年3月に成立した改正雇用保険法では，安定的な財源を確保する目的で，育休給付に係る雇用保険料率を分離して定めることになった。一方で，拠出原則に基づく社会保険から育休期間中の所得保障をおこなうことは，育休給付の受給資格・給付水準が正規雇用にとって有利になりやすく，雇用形態間の格差を助長する可能性がある。しかし，本稿の都道府県別データによる分析からは，女性の正規雇用率の高さが育休給付の受給を増やすといった関係は必ずしも見られなかった。他方で，国際的に見た場合，雇用保険による給付は，雇用者のみに受給資格が限定されることから，日本の受給率の低さの一因となっていると考えられる。育児中の所得保障を，公平性の観点からより普遍的なものとしてゆくた
めには，雇用保険制度の枠組みによる育休給付には検討の余地があるかもしれない。
キーワード：雇用保険財政，育児休業給付，所得保障，国際比較
社会保障研究2020, vol. 5, no. 1, pp. 18-37.

いうリスクに対して社会保険という仕組みによっ

Ⅰ

はじめに

て対処していることになり，その目的は，育児休
業中の所得を保障することで，育児休業を取得しわが国では，育児休業法によって雇用者には育易くすることにあるとされる。たしかに，育児休

児休業を取得する権利が認められているが，育児業の取得が認められても，育児休業中の収入のあ

休業期間中の所得保障は，育児休業給付（以下でてが無いならば，貯えの無い者は育休取得を躊躇

は育休給付と呼ぶ）という形で雇用保険によってしてしまうかもしれない。あるいは，出産自体を行われる 。すなわち，育児休業中の所得減少と躊躇したり，出産に際して離職したりするかもし2)

法政大学経済学部 教授
国立社会保障・人口問題研究所企画部 第3室長
1)
本稿の作成にあたり，酒井は国立社会保障・人口問題研究所の一般会計事業「『一億総活躍社会』実現に向けた総合的研究」より助成を受けた。記して感謝申し上げる。
2)
国家公務員及び地方公務員に対しては，各共済組合より育児休業手当金が支給され，2018年度の支給総額は国家公務員が81億円，地方公務員が935億円である。本稿は雇用保険財政の観点から育休給付を考察することを目的とするため，公務員の育休手当は扱わない。
＊1＊2

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雇用保険財政と育児休業給付

19

40
万人

10,000
億円
9,000

35

8,000
30
7,000
25

6,000

20

5,000

4,000

15

3,000
10
2,000
5

0

1,000

1995 1996 1997 1998 1999 2000 2001 2002 2003 2004 2005 2006 2007 2008 2009 2010 2011 2012 2013 2014 2015 2016 2017 2018 2019 2020 2021 2022 2023 2024
給付総額（女）

給付総額（男）

給付総額（見通し）0

初回受給者数

注：2019年度については厚生労働省「雇用保険事業月報」より4月〜2月の計，3月分は未公表のため2月分を据え置き，年度給付総額を算出した。
出所：厚生労働省「雇用保険事業年報」，厚生労働省労働政策審議会職業安定分科会雇用保険部会資料。

図1 育休給付総額と受給者数の推移れない。

加えて，育休給付に関しては，所得再分配上の以上のような意義の下に給付される雇用保険の観点からも議論の余地がある。というのも，海外育休給付は，近年，すう勢的にその受給者が増えの研究からは，育休を取得する者は高所得層（高ている（図1）。給付総額は2018年度で5,312億円

賃金の企業に勤める者）に多いことが示唆されてに達しており，2024年には9,000億を超える見通いるからだ（Bana et al., 2018，Kaufman, 2020）。

しである3)。直近では，失業率が低い水準にある

育休給付の取得は当然，育休取得を前提とするもこともあるが，雇用保険の代表的な給付である一のなので，高所得層ほど育休給付を享受する一方般求職者給付（いわゆる失業手当）を凌ぐ勢いにで，低所得層では育休を取得せずに復帰していたある。一般求職者給付とは異なり，景気に関係なり，仕事自体を辞めたりしてしまっているといっく給付が拡大している（ように見える）点も懸念

たことがあれば，育休給付が世帯間の所得（あるの材料になっている。このような中，育休給付のいは世帯間の厚生）の格差を拡大することに寄与

膨張に対しては雇用保険財政の観点から危惧が示している可能性がある。果たして，日本でも同じされ，2020年の通常国会で，育休給付の保険料率ことが確認されるのだろうか。

をそのほかの給付とは別に定める改正雇用保険法案が可決・成立した。
3)

本稿では，財政的な観点からの育休給付の論点を踏まえたうえで，諸外国との比較における日本

第135回労働政策審議会職業安定分科会雇用保険部会資料。

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20

社 会 保 障 研 究Vol. 5 No. 1の育児休業制度（及び育休給付）の位置付けを確

か月間については暫定的に67％とされている6)。

認し，昨今，育休給付が増加している背景につい

ただ，育休期間中は社会保険料も免除されることて都道府県別データ（以下，県別データ）から定から，現在では，元の賃金の「手取り」に対する

量的に明らかにしたい。海外と比較した場合に，割合と言う意味では，実質的な支給率はもっと高日本の育休給付の特徴とは何か。また，誰が育休

くなっていると言える。

給付を取得しているのかといったことを整理した

尚，求職者給付（基本手当）などとは異なり，

うえで，今後の育休給付の動向を考察することが育休給付の賃金代替率は逆進的な構造にはなって目的である。

いない。すなわち，元の賃金が高いほど支給率が低くなるような仕組みにはなっておらず，上述のⅡ

わが国の雇用保険における育休給付の概要

上限額が在ることを除けば，基本的に，元の賃金に単純に比例して支給額も高くなることになる。

1

育児休業給付の概要4)

この点は，再分配的な側面から育休給付を考える

育児休業給付は，雇用継続給付の一つであり，際には特に重要な点であると思われる。

雇用保険の被保険者が1歳まで（保育所に入れな

また，2009年の雇用保険法改正まで，育児休業

いといった理由の場合には2歳まで）の子を養育給付の一部は，休業終了後に職場復帰して6か月するために育児休業を取得した場合に，休業開始

が過ぎた時点で支給されていた。この職場復帰後前の2年間に通算した被保険者期間が12か月以上に支給される分を，「育児休業者職場復帰給付金」

あれば支給される。育児休業の取得は有期の雇用と言う（一方で，休業中に支給される分は，「育児契約で働く者にも可能となっているが，この12か

休業基本給付金」と言う）。職場復帰給付金の目月以上の被保険者期間という要件が受給のネック

的は，確実な職場復帰を促すことにある。その意になっている可能性はある。

味で，育児休業者職場復帰給付金は雇用継続給付

支給額は，休業開始時の賃金日額5)×支給日数の趣旨に合致するものと考えられる。基本給付金×給付率で決まる。この給付率は50％であるが，と職場復帰給付金の内訳の変遷は，表1に示され2014年の雇用保険法改正により，休業開始から6る通りである。

表1 育児休業給付の支給率の変遷
育休給付金給付率
施行年月

基本給付金

職場復帰給付金

育休の取得資格者
計

1992年4月1日

−

−

0％

1995年4月1日

20％

5％

25％

2001年4月1日

30％

10％

40％

2005年4月1日

30％

10％

40％

2007年4月1日

30％

20％

50％

2010年4月1日

50％

0％

50％

2014年4月1日

67％

0％

67％

期間に定めの無い労働者

期間に定めの無い労働者＋
一部の有期契約労働者****；休業開始から7か月以降は50％。
**；2017年1月より，有期契約労働者の適用条件が緩和された。
出所：厚生労働省資料より筆者作成（酒井（2020）第3章の表3-5を転載）。

本節の記述は，渡邊（2018）に負うところが大きい。
休業開始前6か月間の（賞与を除いた）賃金額÷180。
6)
賃金月額には上限と下限が定められており，2020年3月現在では，454,200円となっている。したがって，支給率が67％の期間は304,314円が支給額の最高額となり，50％の期間では227,100円が最高額となる。また，育休期間中に賃金の一部が支払われており，育休給付と合わせて休業開始前の賃金の80％以上になる場合には，超過する分の給付金が減額される。
4)5)0102_社会保障研究_【酒井竹沢】_PK-1.smd Page 3

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雇用保険財政と育児休業給付

職場復帰給付金はしかし，2009年以降，基本給

21

難ずる由縁はないとも言える。

付金に一本化された。これは，育児休業期間中の育児休業給付の財源は，労使によって負担され所得保障としての側面を強めたと解釈でき，少子る雇用保険料と国庫である7)。従来は，育休給付化対策の一環と位置付けうる。だが一方で，職場の財源となる雇用保険料は失業等給付に係る雇用復帰することなく退職してしまっても育休給付を保険料として一括して徴収され，その料率は2017

全額受給できることから，雇用継続のインセン

年度より0.6％8)となっていた（労使折半）。また，

ティヴとしての機能は減衰しており，育休給付を

育児休業給付と介護休業給付の2つの雇用継続給

雇用継続給付に位置付けることを疑問視する見方

付は，その8分の1が国庫によって負担されることも無いわけではない。

になっている9)。

だが更に言えば，職場復帰給付金の割合の変更
を自然実験として用いた精緻な実証分析によっ

2 支給額の推移て，職場復帰給付金には，職場復帰を促す効果は

図1で見たように，育休給付は総額で見ても，受

ほ ぼ 無 か っ た こ と が 確 認 さ れ て い る〔朝 井給者実人員でも伸び続けている。基本給付金の平（2014），Asai（2015）〕。もともと再就業を促す役

均受給月額は，2006年度に67,720円であったの目を果たしていなかった以上，それが廃止され育が，2015年度には134,907円となった。平均給付

休期間中に全額が支給されるようになったことを期間も，2006年度の8.5か月から2015年度の10.1か
日雇労働求職者給付

100%
90%

育児休業給付80%70%
高年齢雇用継続給付60%

教育訓練給付50%

就職促進給付
短期雇用特例求職者給付
高年齢求職者給付

40%
30%
20%

一般求職者給付10%0%1995 1996 1997 1998 1999 2000 2001 2002 2003 2004 2005 2006 2007 2008 2009 2010 2011 2012 2013 2014 2015 2016 2017 2018
一般求職者給付就職促進給付
育児休業給付

高年齢求職者給付
教育訓練給付
介護休業給付

短期雇用特例求職者給付
高年齢雇用継続給付
日雇労働求職者給付

出所：厚生労働省「雇用保険事業年報」。

図2

失業等給付の内訳

失業等給付で独立した会計となっており，雇用保険二事業は別会計。
2017年の法改正により，3年間の時限措置として1％に引き下げたうえで，弾力条項を適用した値。
9)
2017年度から2019年度までの国庫負担の額は，2017年改正により，暫定的に本来の額の10％とされた。同措置は2020年3月の改正により，2021年度末まで延長された。
7)8)0102_社会保障研究_【酒井竹沢】_PK-1.smd Page 4

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22

社 会 保 障 研 究

月へと伸びている10)。

Vol. 5 No. 1

うち育児休業を取得して子が1歳時点に就業して図2は，雇用保険（失業等給付）の給付総額に占いた者の割合はわずか11％であり，正規雇用の同める各給付の内訳の推移を見たものである。労働割合（59％）とはかなりの開きがある12)。また，

市場が堅調なことから一般求職者給付の割合が4

2012年から2017年の5年間に限ってみても，正規割を切る一方で，育児休業給付はそれを上回る水の女性雇用者の育休取得数は32％増加したのに対準に達しようとしている。

し，同非正規は3％しか増えておらず横ばいであ厚生労働省の労働政策審議会（職業安定分科会

る13)。以上の限られたデータからではあるが，近雇用保険部会）に示された雇用保険財政の見通し

年の育休給付の膨張は，非正規よりも正規の増加（試算）によれば，基本手当の受給が現在の水準での影響が大きいと考えられる。

あったとしても，このまま育休給付が拡大して行第三に，長い期間の育休取得を可能にするよう

くと，現在，4兆円を超えている積立金残高は，な制度改正等である。法定の育休取得可能期間が2022年度には2兆3千億円程度まで減るという。

延びると，育休給付の受給者総数（及び受給総額）

育児休業の受給に影響を与える要因については増える可能性がある。育休取得期間は，育休法

は，後のⅣ節であらためて県別データに基づいたのみによって規定されるものではない。保育サー検証を行うが，社会動向や制度的な側面から考えビスがどれだけ利用可能かによっても，育休期間

ると，育休給付受給の増加の背景には，次のようは影響を受けることになる。出産後にも就業し続な要因の可能性を指摘することができる。第一ける女性が増えているのにもかかわらず，保育所に，女性の働き方の変化である。女性が出産を経等の供給が追い付いていなければ，育休取得期間ても，仕事を辞めずに，継続して就業するようにが延びる可能性がある。

なっている。第一子出産後に継続就業している女

第四に，男性の育児休業取得者の増加である。

性の割合は長らく4割程度だったが，最近になり5男性の育児休業取得者を増やすことは政策課題で割を超えるようになっている11)。

もある。しかし，現状では育休を取得する男性の第二に，育休取得が非正規雇用へも認められる数は，女性の数に比べれば極めて少なく（図1），

ようになったことである。2005年から，①同一のまた取得したとしてもその期間は短い傾向にあ

事業主に継続して1年以上雇用されており，②子る。そのため，育休給付総額に占める男性の受給が2歳になるまでに雇用契約期間が満了しないこ

総額はわずか2％（2018年度）に過ぎず，近年の給とが明らかである場合には，有期契約の労働者も付増の要因とは言えない。近年の育休増加を，以育休を取得することが可能になった。2017年に上のような要因によってどれほど説明できるかど

は，②の要件が緩和され，子が1歳6か月までの間

うかは，後で改めて考察する。

に契約期間が満了しなければよいことになった。
景気循環と雇用保険財政の関係

ただし，このように育休取得が非正規雇用に認め

3られるようになったとはいっても，いまだ非正規

財政的な側面から，育休給付を考える際に重要雇用にとっては育休取得（あるいは育休給付受となるのは，景気循環との関係である。一般求職

給）のハードルが高いものであるならば，結局，者給付は，景気が悪く，失業者が多いときに多く育休受給件数は正規雇用として働く者がどれだけ支給され，景気が好いときには支給が少なくなる

いるかに依存することになる。妊娠判明時にパー傾向にある。雇用保険財政の観点からは，景気がト・派遣で就業し2010-2014年に出産した母親の好いときに，保険料を積み増すことで不況時の備

第119回労働政策審議会職業安定分科会雇用保険部会資料。
国立社会保障・人口問題研究所「第15回出生動向基本調査」（2015年）。
12)
国立社会保障・人口問題研究所「第15回出生動向基本調査」（2015年）。
13)
総務省「就業構造基本調査」（2012，2017年）。
10)
11)0102_社会保障研究_【酒井竹沢】_PK-1.smd Page 5

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雇用保険財政と育児休業給付

23

えをしていると見ることもでき，ビルトインスタ

率（＝不景気の指標）と求職者給付の受給者数はビライザー（景気自動安定装置）として機能してパラレルに推移する一方で，育休給付の受給者数いると言える。

は失業率と関係なく伸びているように見て取れ

一方で，育休の取得に関しては，景気との関連る。

性は薄い。したがって，育休給付の支給は，求職

その一方で，図3-bにおける雇用保険の積立金

者給付のように景気に対して反循環的な動きをすの推移は，求職者給付の動向を反映して，失業率

ることはない。

と対称的な動きをしている。雇用保険の積立金残図3-aと図3-bは，それぞれ，求職者給付・育休給

高は，保険料率の引き下げ等によってピーク時よ付の受給者数と積立金残高の推移を失業率の推移

りも減って来てはいるものの，いまだ5兆1,600億と合わせて見たものである。図3-aからは，失業円程度の水準にある。しかし，景気循環と関係の〔人数〕
16,000,000

〔％〕
6.0

14,000,000

5.0

12,000,000
4.0

10,000,000
8,000,000

3.0

6,000,000

2.0

4,000,000
1.0

2,000,000
01995 1996 1997 1998 1999 2000 2001 2002 2003 2004 2005 2006 2007 2008 2009 2010 2011 2012 2013 2014 2015 2016 2017 2018
受給者実人員：
育児休業給付受給者実人員：
一般求職者給付

0.0

失業率
（年平均）

出所：厚生労働省「雇用保険事業年報」，総務省「労働力調査」。

図3-a

育児休業給付と一般求職者給付（基本手当等）の受給者数〔億円〕
70,000〔％〕6.0

60,0005.0

50,0004.0

40,0003.0
30,0002.0

20,000

1.0

10,00001995 1996 1997 1998 1999 2000 2001 2002 2003 2004 2005 2006 2007 2008 2009 2010 2011 2012 2013 2014 2015 2016 2017 2018
積立金残高

0.0

失業率（年平均）

出所：厚生労働省「第133回労働政策審議会職業安定分科会雇用保険部会資料」，総務省「労働力調査」。

図3-b0102_社会保障研究_【酒井竹沢】_PK-1.smd Page 6

雇用保険積立金残高の推移

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24

社 会 保 障 研 究Vol. 5 No. 1

薄い育休給付の割合が今後も上がり続けるなら育休給付のための保険料率をほかの給付から分ば，ここに見たような積立金の推移との関係も弱離することの狙いはむしろ，先の弾力条項の適用まってくる可能性がある。

から育休給付が外れることで，景気の好悪にかか尚，雇用保険料率は，失業等給付の収支との関わらず安定的な財源を確保することにあると考え係において，雇用保険法を改正することなしに，られる。すなわち，景気が好くなった場合に，育一定の範囲内で変更することができる。つまり，休給付以外の保険料率が引き下げられたとして景気が好く雇用保険の積立金が増せば，保険料率

も，育休給付に充てる保険料率は変化しないことを下げることができ，逆に景気が悪くなれば，保になる。

険料率を上げて対応することが半ば自動的に行わ

それでは，以上に見て来たような日本の育休制れ得る仕組みとなっている。これを雇用保険の弾度や育休給付は，国際的な観点から見た場合，ど力条項というが，機動的な保険料の変更を可能にのように位置付けられるだろうか。次節では，わすることで，過剰な積立や積立不足を回避するこが国の育休制度を諸外国との比較において概観すとができるようになっている。

る。

4 2020年3月に改正された雇用保険法におけⅢ

国際比較から見たわが国の育児休業制度

1

育児休業給付の財源と制度類型

る育休給付
以上に見て来たような育休給付の一貫した増加を背景として，本稿の執筆時点（2020年3月時点）

Ⅱで述べた通り，わが国の育休給付は労使折半でおこなわれている通常国会には，育児休業給付の雇用保険料と国庫負担を財源として雇用保険かの保険料率を失業等給付とは区分し，育児休業給ら支給されているが，OECD加盟国の中でこのタ付に充てるための独自の保険料率を設ける雇用保

イプの国はわずか3か国（日本，カナダ，韓国）で

険法改正案が提出され，同月末日に成立した。改ある（表2）。これらの国々に共通する特徴は，雇正雇用保険法では，育休給付のための保険料率を用保険への加入または一定期間の就業等を受給条

4／1,000とするものの，全体の雇用保険料率に変件とするため，受給者が限定されることである。

動があるわけではない。したがって，基本手当の給付額が現状程度のままで，収入に係る事項（時限措置等）も予定通りだとすれば，財政見通しが現状と著しく異なって来るわけではない。

2

日本の育児休業給付の特徴

つぎに給付面について，本特集で取り上げた6か国のうち法定給付がないオランダとイギリスを

表2 育児休業給付の財源とその制度
A．法定の育児休業給付あり23か国
A-1．社会保険料※注) 13か国
健康・疾病保険 ： ベルギー，フィンランド
雇用保険 ： 日本，カナダ，韓国
親保険・家族金庫 ： スウェーデン，アイスランド，フランス，スロベニア
社会保険基金 ： ギリシャ，イタリア，ラトビア，ポーランド
A-2．税10か国
オーストラリア，オーストリア，チェコ，デンマーク，エストニア，ドイツ，ハンガリー，ルクセンブルグ，ノルウェー，スロバキ
アB．法定の育児休業給付なし13か国
チリ，アイルランド，イスラエル，メキシコ，オランダ，ニュージーランド，ポルトガル，スペイン，イギリス，スイス，リトアニ
ア，トルコ，アメリカ
注：事業主もしくは被用者またはその両方からの保険料拠出を財源とする。自営業者による拠出を含む国もある。また，税を財源の一部とする国もある。
出所：Koslowski et al. (2019），トルコはOECD Family Database PF2.1。

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雇用保険財政と育児休業給付
（出生百対
受給者数）
600

母親

父親

25

受給者に占める男性の割合（％）

45.3

500
400

380.0

27.2

314.1

300

17.6

200

0

114.8

93.7

100
スウェーデン

8.5

35.0

41.5

ドイツ

OECD 平均20.2 1.9
韓国

5.1
29.1

1.6
日本

4.4
53.3

2.4

フランス

（％）
50.0
45.0
40.0
35.0
30.0
25.0
20.0
15.0
10.0
5.0
0.0

注：諸外国は2016年，日本は2018年。日本の推計において，出生数は厚生労働省「人口動態統計」，育児休業給付受給者数等は厚生労働省「雇用保険事業年報」を利用した。ドイツは子が1歳までの親給付のみを含み，3歳までの親給付プラスは含まれない。
出所：諸外国はOECD Family Database PF2.2B，日本は筆者推計。

図4 出生百対育児休業給付の受給率

除くドイツ，フランス，スウェーデン，韓国とのる。少し古い資料となるが，2005年頃における有比較から，わが国の特徴を確認する。

期雇用の育休給付の受給者数は全体の3％程度に過ぎず16)，有期雇用全体の数（母数）を考慮して（1） 育児休業給付の受給率

も，有期雇用における育休給付の受給は少ないと

図4は出生百対の父母別受給者数と受給者に占言わざるを得ない。

める父親の割合を示している。日本の2018年度に第三の理由として，受給期間は原則として子がおける雇用保険からの育休給付の受給者は出生百1歳までに限られ，それ以降の育休の部分取得の対で母親29.1，父親1.6である14)。日本と同様に雇場合に給付が受けられないことがある。

用保険からの給付である韓国においても，母親
20.2，父親1.9と受給者は少ない。

一方，突出して高いスウェーデンでは父母ともに300を超え，かつ父親の割合が45.3％と父母が日本が低い理由としては，第一に，雇用の継続均等に受給している。これは乳幼児期に限らず12が育休給付の受給の要件となっているが，今なお歳までの間に柔軟に受給できることに加え，各親出産を機に離職する女性が多く就業継続は5割にの 割 り 当 て 期 間 が あ る こ と に よ る。ま た，ス

留まるため15)，そもそも受給権者が少ないことがウェーデン，ドイツはともに雇用者のみならず自挙げられる。もちろん，育休が取得しにくいため

営業者，無業者も含め，すべての親に受給権が保に離職を余儀なくされている可能性もあるが，労障されていることも受給者数が多い要因として考働時間等が硬直的なことから出産後の継続就業をえられる。

諦めていることも多いと思われる。
第二に，雇用保険の被保険者である正規雇用者（2） 受給可能週数と一部の有期雇用者に受給権が限定され，自営業夫婦が受給可能な育児休業給付の最大受給週数者や無業者・学生は受給権がないことが考えられ（図5）を見ると，日本は父母が同時に受給可能な

これに国家・地方公務員分を加えた出生百対受給者数は母親48.2，父親4.2へ増加するが，父母ともにOECD平均を大きく下回る結果に変わりはない。
15)
国立社会保障・人口問題研究所『出生動向基本調査』第15回（2015）。
16)
第29回労働政策審議会職業安定分科会雇用保険部会資料。2005年4月から2006年7月までの数値。
14)0102_社会保障研究_【酒井竹沢】_PK-1.smd Page 8

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26

社 会 保 障 研 究Vol. 5 No. 1

期間が1年であり，比較的短い方である。最長のを示している17)。日本はスウェーデンとほぼ同等

ドイツでは，日本の3倍近くの受給期間が確保さに位置し，育休給付は手厚い水準にある。また，

れ，著しい開きがある。これはドイツにおいてフ同じく雇用保険タイプの韓国も同様の高い水準にルタイム受給が1年，パートタイム受給が2年の計ある。一方，フランスは5か国の中で唯一所得比3年が受給期間となっていることによる。

例ではなく休業時間に応じた3段階の定額給付のため低い代替率となっている。特に平均収入の（3） 収入（所得）代替率

100％及び150％の中・高所得層において低いこと

図6は母親が最大取得可能な期間に育休給付をがわかる。

受給した場合の平均収入（所得）に対する代替率
0

20

40

60

80

100

120

140

160

180

200
（週）
父母のいずれかが受給

ドイツ

父母が同時に受給可

フランス（第 2 子以降）
8 歳までの間で選択可

韓国

第 1 の親（主に母）が受給

うち 14 週分は 12 歳までの間で選択可

スウェーデン

第 2 の親（主に父）が
受給

日本
ボーナス月
フランス（第 1 子）
出所：Koslowski et al.（2019）より筆者作成。

図5 法定育児休業給付の最大受給可能週数
平均収入の 100％（棒グラフ）

平均収入の 50％

平均収入の 150％

代替率（％）
80
70

67.0

60

59.9

63.9

60.7

54.9

50

51.2
44.1

40

41.2

38.5

30
20
10
0

18.1
65.0

61.1

59.9

57.5

47.9

26.1

ドイツ

スウェーデン

日本

韓国

OECD 平均

フランス

出所：OECD Family Database PF2.4 B（2014年），韓国はKoslowski et al.（2019）より筆者推計。

図6 母親の育児休業給付の収入（所得）代替率−収入3分類別
各国について，図5のうち「父母のいずれかが受給」「父母同時に受給」「第1の親（母）が受給」の期間について
は，母親が受給したと仮定し，推計している。詳しくは図6の出所を参照のこと。
17)0102_社会保障研究_【酒井竹沢】_PK-1.smd Page 9

20/07/03 09:16 v4.00

雇用保険財政と育児休業給付

27（4） 0-2歳の保育サービス利用率

親の育休取得率の上昇が喫緊の課題とされるが，育休の取得は保育の利用とトレードオフの関係

国際比較から見ると母親の出生百対の受給者は3になっている可能性がある。そこで，各国の0-2

割にとどまり，OECD平均より大幅に低い。有期

歳児の保育利用率（図7）を確認すると，図6で育雇用者に加えて自営業者や無業者も含めすべての休の所得代替率が最も低かったフランスの利用率

親が適用となれば，育児期の所得格差の是正さらが最も高い（62.2％）。これは3歳未満で保育ママには貧困の防止に寄与するであろう。

等を利用の場合に保育手当を受給できるため，低第二の課題は，より柔軟な制度設計とすること

額の育休を切り上げて復帰し保育を利用するケーである。日本の子が1歳までのフルタイム休業をスが多いためと考えられる。次に利用率が高いの原則とする規定は，諸外国との比較で見ると選択は韓国（53.4％）であるが，これは同国において肢が乏しすぎる。受給月数の一部は1歳以降にも就労を保育利用の要件としないことに加えて，保利用できるようにし，かつ短時間勤務の場合にも育料の減免が拡充されたため，育休の有無を問わ一部受給可能とするなどの選択肢を増やすことず，利用率が近年上昇していることによる。続くが，父母ともに受給者の拡大につながる可能性がスウェーデン（46.5％），日本（39.6％），ドイツある。

（37.3％）は，育休給付水準が高いため，特に0歳以上の課題については，雇用保険制度からの給児は育休の利用が優先し，保育は1歳以降の利用付であることがその制約となっている部分もあが多いと考えられる。

る。今後，2020年の雇用保険法改正をさらに一歩進め，育休給付の雇用保険からの分離が検討され3る際には，雇用に基づく限定的な受給権につい日本の特徴と課題

以上の比較から，日本は雇用保険の被保険者にて，普遍的かつ柔軟な給付を行う国々の事例を参対象を狭く限定し，原則子が1歳までのフルタイ

考に，財源の在り方も含め，議論されるべきであ

ム休業という制約のもと，比較的高水準の給付をろう。
以上，わが国の育休給付を他国との比較におい行っているという特徴が確認された。
わが国の育休制度の課題として国際比較から浮て検討したが，本当に育休給付の受給は，雇用形

かび上がったのは，第一に，母親のさらなる適用

態による受給資格の違いといったことに大きく左拡大である。わが国では少子化対策の観点から父右されているのだろうか。この点に関する実証的

％
70
60
50
40
30

56.7

53.4

20

46.5

39.6

37.3

33.2

日本

ドイツ

OECD 平均

10
0

フランス

韓国

スウェーデン

注：日本は2017年度について厚生労働省「保育所等関連状況取りまとめ」同「認可外保育施設の現況取りまとめ」より算出した。
出所：OECD Family Database PF3.2 A（2016年），日本は筆者作成。

図7 0-2歳児の保育サービス利用率

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28

社 会 保 障 研 究Vol. 5 No. 1

な検討は，育休給付の再分配的な側面を考察する

いま，現職から得られる賃金がw0であるとする際に重要になって来る。また，財政的な側面からと，a1 の時点で親は仕事に復帰することになる。

今後の育休給付を考えるうえでは，景気循環とのこのとき，a1以上の期間の育児休業が認められて関係を明らかにしておくことも重要だ。次節以降いれば，元の仕事に復帰することになる。しかでは，県別に集計された育休給付のデータを用い

し，a1より短い期間の育休しか認められていなけることで，それらの点を確認する。

れば（あるいは育休が全く認められていなければ），元の仕事に復帰することはできず，ほかの仕Ⅳ

育休給付受給の要因分析

事に就かざるをえない。したがって，十分な期間の育休が認められているならば，現職の賃金が高1経済理論の観点から見た育児休業取得

いほど早く仕事に復帰することになる。

育休あるいは育休給付が果たす役割を考える前

新 し い 仕 事 に 就 く 場 合，現 職 よ り 低 い 賃 金

段階として，経済理論的には，出産というイベン（wn）しか得られないことが多い。その企業でし

トが親の就業にどのような影響を及ぼすと予想さか役に立たない技能のことを企業特殊的技能と言れるのか確認したい18)。

うが，新しい仕事に就くと元の仕事で身に付けた出産は親にとって，留保賃金（＝それ以下では企業特殊的技能は失われてしまうことが大きな理

働きたくない賃金）の上昇をもたらし，一時的に由だ。新しい仕事で現職より低い賃金しか得られは現職の賃金を上回る（図8）。すなわち，就業をないならば，再就職する時期はa2と遅くなる。つ

中断することになる。出産が母体に大きな負担をまり，逆説的ではあるが，十分な長さの育児休業

与え，乳幼児の世話が最も手がかかることを考えが認められて元の賃金水準が約束されれば，仕事

れば，何よりもそれを優先することは当然のことのブランク期間は短いことになる。

であろう。しかし，出産を機に上昇した留保賃金

日本企業は，労働者の企業特殊的技能を生産上は，子どもが大きくなり，手がかからなくなるにの強みにして来たとされる。したがって，女性が連れて，元の水準に戻って来る。留保賃金が，（現

一度仕事を辞めてしまうと，就業復帰が遅れがち職からであれ，ほかの仕事からであれ）提示賃金になる。だからこそ，女性の就業促進の観点からを下回るようになれば，就業を再開することにな

は，育休取得を広く認めることが理にかなっている。

るとも言える。
職種の性質や経済環境から，一度仕事を辞めて，別の雇い主の下で仕事に復帰しても，その賃賃金
留保賃金の変化

金額が前の仕事で得ていた賃金額に近ければ，（育休の有無にかかわらず）再就職する時期は早くなる。外部で新しい職を得た場合の賃金は，景w0

気が好い時期ほど高いだろうし19)，汎用性の高い

wn

技能を有する専門職ほど高いはずだ。美容師や料理人，看護職といった仕事を想像してみればわか
りやすいだろう。
以上の分析を簡単に整理すれば，現職以外の仕
0 a1
（出産）

図8
18)
19)

a2

出産後の日数

経済学における育休取得の考え方

事から得られる賃金が高い場合には，育休を取得する確率は低く，育休を取得する場合にも，現職での賃金が高いほど復帰は早くなる（＝育休取得

本節の説明は，主にBoeri and van Ours（2013）のChapter 7に基づいている。
ただし，景気が好い時期は現職の賃金も高くなっている可能性がある。

0102_社会保障研究_【酒井竹沢】_PK-1.smd Page 11

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雇用保険財政と育児休業給付

期間は短くなる）。
尚，育休期間の所得が育休給付によって保障（補填）された場合，留保賃金が下がるのが遅くなることで復帰時期も遅くなる。育休給付が想定し

29

期間中の所得保障は無いため，ひとり親家庭では（育休取得が認められたとしても）長く育休を取ることはできないからだ。
日本での研究はどうだろうか。西本（2004）は，ているのは，貯えが無い等の理由から，本来，必連合総研が2014年に実施した調査（「仕事と育児要とする休業期間すら取得できていない者であろに関する調査」）の個票データを用いて，育休を取う。このような者は，（育休給付が無ければ）出産

得するか否か，またその取得期間の決定要因を分

後，直ぐに仕事に復帰せざるを得ず，ひいては出析している。この調査時点において育休の取得は産自体もためらう可能性が考えられる。したがっ

有期雇用には認められていないが，調査自体が，て，充分な育休給付を提供することで，本来，必労働組合を通じて行われたためか，大企業のフル

要とする休業期間を取得してもらうことができ

タイムの労働者に著しく偏っていることには注意

る。

を要する。

つまり，従前の賃金が高い者は，出産後すぐにハードルモデルによる推定の結果，フルタイム

仕事に復帰する傾向があるが，賃金が低い者も，の就業者は育休を取得する確率が低く，取得期間

流動性制約から仕事に直ぐに復帰する可能性があも短いことが見出された。また，勤続年数が長いる。育休給付は，所得効果によって，あるいは流者ほど，育休取得期間が短くなる傾向も見出され

動性制約を緩和することで，仕事へ復帰するまでた。更に，調査対象には育児休業法以前の出産もの期間を延ばす効果を持つ。

含まれるが，育休法の施行後は（施行以前と比べ

ただ，以上のフレームワークだけでは，将来のて）育休取得の確率が高まり，早期に職場復帰す

昇進への影響から育休取得を躊躇するといった長る傾向があることも確認された。分析対象が共働期的な観点からの意思決定を扱うことはできず，

き夫婦（の妻）に限られており，所得が比較的高それらの問題を扱うには別のモデルが必要とないと思われるフルタイム就業者が多いことや，調る。

査時点で育休給付が開始されたばかりであったことを考慮すると，これらの結果は，図4のグラフに

2

育休取得要因に関する先行研究

よる予測と整合的である。

育休の取得期間に関する前節の単純な理論整理

一方で，出産を経て継続就業する者の中で，誰を踏まえ，この節では，どのような属性の者が育が育休を取得するか分析する研究もある。阿部休を取得するのか，あるいは（取得するとしたら） （2005）は，家計経済研究所の「消費生活に関する
どのような者が長い期間の育休を取得するのかとパネル調査」の個票データ（1993-2003年）を用いいうことに関して行われた実証研究を紹介する。

て，ヘックマン型プロビット・モデルによって，育休取得期間（あるいは仕事復帰までの期間）

継続就業するかどうかの意思決定を考慮したうえを決定する要因に関する海外の分析は，おおむ

で，育休取得の決定に与える要因を分析していね，学歴や所得が高い者ほど，仕事に復帰するまる。その結果，学歴が高かったり，フルタイム就での期間が短いことを見出す傾向にある20)。

業であったりすると，育休取得率が高まることを一方で，米国の研究では，育休取得が拡大した

見出している。また，一部の推計では，勤続年数

時期には，学歴の高い女性や両親家庭ほど育休期が長い者ほど育休取得率が高くなることも見出し間が延びる傾向にあったことを報告しているている。これらの結果は，人的資本（特に企業特（Han et al., 2009）。学歴の高い女性のほうが育休

殊的人的資本）の蓄積が大きい者ほど，仕事を辞取得が認められ易く，また米国では基本的に育休めてしまって所得が大きく失われることを回避す

20)

それらの海外における研究の動向については，例えば深堀（2018）が参考になる。

0102_社会保障研究_【酒井竹沢】_PK-1.smd Page 12

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30

社 会 保 障 研 究Vol. 5 No. 1

るために育休をしっかりと取るとも解釈できる

そこで次節では，「雇用保険事業年報」の県別のが，（論文の著者も述べるように）そもそもパート

データに依拠することで，育休給付受給者数や受タイマー等の労働者は当時の制度では育休取得自給額と，景気や雇用との関係を観ることにする。

体が制限されていたという事実にも留意が必要
だ。
だが，育休取得がより広く認められるように

3

県別データによる育休給付取得の要因分析（1） 推計モデル

なった最近の研究でも，勤続年数が長い者ほど育

これまでの議論を踏まえたうえで，県別データ

休取得期間が長いことが指摘されている。厚生労に基づいて育休給付受給の要因を分析する。推計

働省の「21世紀成年者縦断調査」の個票データにモデルは次の通りである。

基づき，育休取得期間に与える要因をトービッ
ト・モデルによって分析した深堀（2018）によれ

Benefitit=β Employmentit+γCapacityit+t Vacancyit+ui+vt+εit

ば，休業前の仕事の勤続年数が長い者や，事務以（1）外の仕事だった者の育休取得期間が長くなる傾向にあるという。比較的最近の研究で，（企業特殊Benefitは，育休給付の初回受給者数（対出生数）

的）人的資本の蓄積が大きい者ほど育休取得期間

あるいは育休給付額（育児休業基本給付金）であが長くなるという結果が出ていることは，雇用保る。

険の育休給付により所得が十分に保障されるよう

Employmentは，25歳から44歳の女性の雇用就業になって来ていることが関係しているかもしれな率あるいは正規就業率である（一部の推計では，い。

有配偶女性の就業率も用いる）。育休給付の受給

同研究の，子どもが早生まれの場合には育休取

は，雇用されて働いていることが前提となる。

得期間が長くなるという発見も重要だ。というの従って，雇用者が多いほど，育休給付の受給が多も，保育園に入園させやすいのは4月とされるた

くなることが予想される。更に，正規雇用としてめ，早生まれの場合には，育休を長めに取り，子就業する者は，受給資格の点から育休給付を受給

どもが1歳になった後に入園させることが多いかしやすいかもしれない。ただ，雇用者（特に女性らだ。実際に取得する育休の期間は，保育園へ入の雇用者）が多いのは，就業志向が強いことの表

園させやすいタイミングに依存している可能性がれであると解釈すれば，育休を取得せずに復帰すある。

る者が多く，就業率と育休給付受給とは負の相関

人的資本の蓄積が多いということは，稼得能力を示すことも考えられる。尚，育休は女性に限らが高いということだ。稼得能力の高い者ほど育休ずに取得できるので，本来は男女を合わせた就業を長く取得する傾向にあり，その期間の所得（の状態こそが育休給付の受給にも影響するというの一部）が，休業前の賃金に比例する形で保障されが筋のはずだ。しかし，現状では，男性の育休取ているとすれば，育休給付は所得格差を拡げる方

得率は6％と極めて低く21)，男性の就業状態に起因向に働いていることになる。

して育休給付の受給が決まるとは考えにくい。そただし，上記に挙げた既存の研究は，（育休取得の要因に関する分析ではあっても）必ずしも育休
・ ・こで本分析では，女性に限定した就業状態のみを説明変数とする。

給付の受給要因について検証したものではなかっ

Capacityは，保育所への入所し易さの指標であた。また，育休給付の財政上，重要になって来る

り，保育所の定員充足率（＝保育所等利用児童数と考えられる景気との関係についても明示的には／保育所等定員）を用いる22)。保育所の需給が逼扱っていなかった。

迫していて，子どもを保育所へ入所させることが21)

厚生労働省「雇用均等基本調査」（2018年度）。

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雇用保険財政と育児休業給付

31

困難な場合には，育休を長く取得することが考え

就業から育休給付受給への影響とは言えない。だられる。保育所と育休に，代替的な関係が想定さが，そのような場合でも，（「県民性」が時間を通れるケースである。しかし，そもそも保育所へのじてある程度安定的なものであると仮定できれ入所が困難なために，出産自体が躊躇されるようば）固定効果モデルはそれを除去したうえで，両な場合には，もともと保育所に入所し易い条件に者の真の影響関係を観ることができる。

ある者だけが出産をする可能性もある。また，保尚，先のグラフによる分析では，休業前の賃金

育所への入所が困難なため，（入所し易いタイミ

水準と復帰後の賃金水準が育休取得（期間）にングを選ぶ等して）育休を取得せずに（あるいはとって重要であった。だが，県別には両者を識別

育休を早めに切り上げて）仕事に復帰する可能性

するデータが得にくいことに加え，賃金は就業者も無いわけではない。それらの場合には，保育所のみに観察されるためサンプル・セレクション・

需給の逼迫度の指標としての充足率と育休給付のバイアスの問題があるが，県ごとに集計された受給は負の関係を示すことになる。

データでそれを解決することは難しいため，今Vacancyは，労働市場の景況としての有効求人

回，賃金に関するデータは推計に含めていない。

倍率である。育休給付の受給は，雇用されていることを前提とするため，労働市況が好ければ受給（2） データ

も増えることが考えられる一方で，それらが前述

まず，説明変数について，県別に集計された就の就業状況によって統御されていれば，労働市況

業状況を得られる資料は，年が限られている23)。

と育休給付の受給は有意な関係を示さないと予想

ここでは，5年ごとに実施される「就業構造基本調される。労働市況との関係は，求職者給付と育休査」（総務省）より，2007年・2012年・2017年の3給付で大きく異なる点であろうから，後には，労か年の，年齢階層別の雇用就業率や正規就業率，働市況との関係において求職者給付と育休給付と有配偶女性の就業率を得た。

を比較してみる。

上記の年度に揃える形で，保育所定員充足率に変数の添え字のiは都道府県を表し，tは時点をついては，2008年・2013年・2018年の「保育所関表す。従って，時点効果を含んだ，都道府県パネ

連状況取りまとめ」（厚生労働省）より，各年4月

ルによる推定ということになる。推定モデルに

1日現在の利用定員数や利用児童数を得て計算しは，ハウスマン検定の結果，固定効果モデルが採た。有効求人倍率についても，「一般職業紹介状択された。標準誤差は，県ごとにクラスターされ況（職業安定業務統計）」より，2007年度・2012年ている。

度・2017年度の値を得た。

固定効果モデルによって推計することで，説明被説明変数に用いる県別の育休給付の初回受給変数と被説明変数に同時に影響するような（しか者数等については，「雇用保険事業年報」（厚生労しながら観察しにくい）県特有の要因を除去する働省）より取得するが，おおむね前年度の就業状ことができる。例えば，「県民性」のような定量的

況が翌年度の育休給付の受給に影響すると考え，にはとらえにくい要因によって，もともと就業率

2008年度・2013年度・2018年度の値を利用した。

が高く，同時に育休給付の受給も熱心であるよう

尚，育休給付の申請は事業主を通じて行われるな場合，両者に相関が観られたとしても，それはので，東京都等の事業所が多く集まる都県の統計

保育所需給の逼迫の度合いに似た指標として，6歳までの子どもの数に対する保育所定員数といった「定員率」が用いられることも多い。しかし，育休給付の受給に影響して来ると考えられるのは，主に1歳までの子どもに対する保育所定員であり，これを都道府県ごとに集計して得ることは難しいため，本研究では基本的に充足率を用いることにする。
23)
その時々の労働力の状態を把握するのに最も頻繁に用いられる総務省「労働力調査」は，サンプル・サイズが小さいため，県別に集計して用いることは適切ではない。「労働力調査」で公表している県別の労働力の状態については，精度が担保されていない可能性が言及され，項目も限られている。
22)

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32

社 会 保 障 研 究

表3Vol. 5 No. 1

基本統計量

平均

標準偏差

最小値

最大値

育児休業給付初回受給者数（注1）

0.252

0.124

0.078

0.950

雇用就業率（女性，25-44歳）

0.694

0.056

0.563

0.820

正規雇用就業率（女性，25-44歳）

0.358

0.053

0.261

0.499

育児休業給付支給総額（基本給付金）（注2）

6.47E＋09

1.73E＋10

4.32E＋08

1.77E＋11

一般求職者給付受給者実人員

133343.8

121429.525164

630396

基本手当支給総額（注2）1.64E＋10

1.63E＋10

2.81E＋09

8.74E＋10

一人当たり基本手当支給額（注2）118624.7

7831.326

104952.4

140229.8

保育所等定員充足率

0.946

0.057

0.805

1.080

有効求人倍率

1.11

0.39

0.42

2.09

観測値数

141

注1：対当該年度出生数。
注2：単位：円。

が大きくなる傾向がある一方で，雇用就業率は居数については別々に推計することにした。

住地に基づく統計なので，説明変数と被説明変数

表4の（1）列は，時点効果を含まない固定効果

が正確に対応していない可能性があることには留推定の結果である。図5-aで見たように，雇用就意が必要だ。

業率が高くなると初回受給者数が増えることが確

本分析に用いるデータの基本統計量は，表3に示される通りである。

認できる。この関係はしかし，時点効果を含んだモデルでは見られなくなり，10％水準では統計的に有意ではなくなるものの係数の符号はマイナス（3） 推計結果となる（表4の（2）列）。時点効果によって統御さ推計結果を見る前に，本分析で鍵となる説明変れ得るのは，全県に共通して生ずるような景気数と育休給付の初回受給者数の関係をグラフにショックや制度改正の影響である（ただし，それよって確認してみよう。図9-aから図9-dは，県ごが具体的に定かである必要はない）。雇用就業率とのデータを，初回受給者数（対出生数）の年度の伸びが大きい県ほど育休給付の受給者数も多い間の差分を横軸に，各説明変数の年度間の差分をという関係は，それぞれの期間内で見ればそれほ縦軸にとって見たものである（差分を取ること

ど明確ではないということだ。その傾向は，図9-

は，固定効果推定を行うことに対応している）。

aからも見て取れる。2008年から2013年にかけて

ただし，初回受給者数の伸びが著しく大きい東京

は，雇用就業率の伸びには各県で差があるが，受は，グラフから除外している。尚，各バブルの大給者数の伸びはどの県でも総じて小さい。一方

きさは，当該県の25歳から44歳の女性人口を表し

で，2013年から2018年にかけては，雇用就業率のている。
雇用就業率や正規就業率といった雇用関係の変伸びが平均的に高まり，同時に受給者数の伸びはどの県でも大きくなっている。それゆえに，全期数と初回受給者数とは，正の関係を示しているこ間を通じて見れば，雇用就業率の伸びが高まるとが見て取れる（図9-a・図9-b）。一方で，保育所と，受給者数の伸びも増すように見えるのであ

定員充足率や有効求人倍率と初回受給者数との間る。したがって，雇用就業している者の割合が高には明確な関係は見られない（図9-c・図9-d）。

まると育休給付の受給が増えるという単純な関係

以上を念頭に置いたうえで，回帰分析の結果をではない可能性がある。

見る。尚，分析にあたって説明変数間の相関を確

尚，保育所定員充足率は初回受給者数に対して認した結果，雇用就業率と正規雇用就業率の相関

マイナスの影響を示しており，育休給付の受給は係数が高く，これらを同時に説明変数に加えると保育所に入り難いほど減ることになる。保育所と多重共線性が懸念されることから，この2つの変

育休は代替的な関係にはないことになる。また，

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雇用保険財政と育児休業給付

有効求人倍率は受給者数にプラスに作用してお

33

とになる。
ただし，上記の観察事実は，各県における何ら

.35

.35

り，景気が好くなると育休給付の受給が増えるこ

初回受給者数︵差分︶

.1

.1

.15

.15

.2

.2

.25

.25

.3

.3

初回受給者数︵差分︶

.55

.6

.65
.7
.75
雇用就業率（差分）2018 年−2013 年
2013 年−2008 年

.3

.35
.4
正規就業率（差分）2018 年−2013 年

雇用就業率と初回受給者数の関係.45

2013 年−2008 年

図9-b

正規就業率と初回受給者数の関係

.5

1
1.5
有効求人倍率（差分）

.35

.35

図9-a

.25

.8

初回受給者数︵差分︶

.1

.1

.15

.15

.2

.2

.25

.25

.3

.3

初回受給者数︵差分︶

.8

.9
1
保育所定員充足率（差分）2018 年−2013 年

図9-c

1.1

2018 年−2013 年

2013 年−2008 年

図9-d

保育所定員充足率と初回受給者数の関係

2

2013 年−2008 年

有効求人倍率と初回受給者数の関係

表4 育休給付受給者数の決定要因
（1）

（2）

被説明変数：
雇用就業率

2.079

***

（0.099）
保育所等定員充足率
有効求人倍率−0.220−0.104（0.174）（0.072）−0.161−0.256（0.149）（0.105）

0.039

***

（0.013）
定数項

（3）

（4）

育休給付初回受給者数（対出生数）−1.081

0.058

**
**

（0.023）
***

0.476

***

#

−0.114#（0.069）−0.105−0.110（0.076）（0.078）#0.001−0.005（0.012）（0.009）

0.313

***

0.329

***

（0.172）（0.125）（0.078）（0.079）

時点効果

No

Yes

Yes

Yes

県固有トレンド

No

No

Yes

Yes

対象県

全県

全県

全県

1都3県以外

観測値数

141

141

141

129

***＜1％，**＜5％，*＜10％，#＜20％。下段括弧内は県ごとにクラスターした標準誤差。

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34

社 会 保 障 研 究Vol. 5 No. 1

かのトレンド要因に影響を受けた結果かもしれな

していない可能性を考慮して，両者の乖離が大きい。すなわち，説明変数も被説明変数も（なんらいと思われる一都三県（東京，埼玉，千葉，神奈

かの理由から）同時にすう勢的に変化していると川）をサンプルから除いて推計を行った場合にすれば，それは真の影響関係ではないと言える。

も，結果に大きな変化は無かった（有効求人倍率

そこで，各県固有のトレンドも統御してみると，の符号がマイナスとなったが，統計的には有意で係数の符号の向きはそのままだが，10％水準ではないままである）。

統計的に有意でなくなった（表4の（3）列）。

表5の（1）列から（4）列は，雇用就業率に代え上記の結果は，保育所需給の逼迫度を表す指標て正規就業率を説明変数とした推計結果を示したとして，（保育所定員充足率に代えて）待機児童数ものである。単純な観察では，正規就業率と育休（対出生数）を用いた場合にも，おおむね同じで受給とは正の相関を示していたが，時点効果や県あった。

固有のトレンドまで統御すれば，女性における正規就業割合が高まっても，育休給付の受給が増え

また，事業所が所在する県と居住地の県が対応

表5 育休給付受給者数の決定要因
（1）

（2）

被説明変数：
正規雇用就業率

2.930

***

（0.250）
保育所等定員充足率
有効求人倍率
定数項

（3）

（4）

育休給付初回受給者数（対出生数）
0.545−0.075−0.127（0.464）（0.101）（0.082）−0.015−0.275（0.187）（0.111）

**

0.018

0.062

（0.019）（0.024）−0.802***−0.114#−0.121（0.074）**##（0.075）−0.001−0.008（0.013）（0.009）

0.165

0.280

（0.205）（0.168）（0.083）***（0.078）

0.311

***

時点効果

No

Yes

Yes

Yes

県固有トレンド

No

No

Yes

Yes

対象県

全県

全県

全県

1都3県以外

観測値数

141

141

141

129

***＜1％，**＜5％，*＜10％，#＜20％。下段括弧内は県ごとにクラスターした標準誤差。

表6 育休給付額及び基本手当受給等に関する決定要因
被説明変数：
正規雇用就業率
保育所等定員充足率

（1）

（2）

育休給付支給総額（基本給付金）

一般求職者給付受給者実人員（3）（4）

基本手当支給総額

一人当たり基本手当支給額

1.55E＋10（2.02E＋10）
4.50E＋09（5.89E＋09）

有効求人倍率
定数項

3.13E＋09−73063.09（2.85E＋09）（2.00E＋04）−1.04E＋10

212024.9（1.31E＋10）（1.42E＋04）***−8.98E＋09***（2.70E＋09）***

2.62E＋10（1.93E＋09）

時点効果

Yes

県固有トレンド

Yes

対象県

Yes

観測値数

全県

−1540.043（3.54E＋03）***

120520.5***（2.64E＋03）***＜1％，**＜5％，*＜10％，#＜20％。下段括弧内は県ごとにクラスターした標準誤差。

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雇用保険財政と育児休業給付

35

るわけではないことが見て取れる。保育所定員充給が逼迫した場合には育休給付の受給は減る傾向

足率が育休給付の受給に（弱いながらも）マイナにある。各県に共通した影響を除去すると女性のスの影響を及ぼす傾向にある一方で，有効求人倍

就業（雇用）形態の影響が見られなくなるという率がほとんど影響を及ぼしていない点は，前述の事実が示しているのは，制度改正等の理由から，結果と同じである。

多くの県に共通して受給率の伸びが大きい期間と表には結果を掲載していないが，雇用の指標をそうでない期間があるために，両変数があたかも有配偶女性の就業率に代えた場合にも，全く同様

正の相関をしているように見えたということであの結果であった。

る。5年というインターバルの長いデータに基づ

表6の（1）列は，被説明変数を受給者数に代えいた分析であるために，その傾向が強くなっていて，育児休業基本給付金の支給総額にしたものでる可能性はある。Ⅲ節で見たように，正規雇用のあるが，我々が関心のある3つの説明変数は一切，ほうが育休受給が多いことは明らかだが，今後，有意な影響を示さない。尚，表には示していない

正規雇用を増やしたとしても（＝正規雇用と同じが，被説明変数を一人当たりの平均受給額にしてように受給できるようにしたとしても），育休受

も，3つの説明変数は一切の有意な影響を示さな給が増えるとは限らないことになる。少なくとかった。すなわち，正規雇用率が高くても，平均も，両変数の間の因果関係は強くない可能性があ

育休受給額が高くなるわけではない24)。

ることには留意したほうがよいだろう。とはい

・

・

・

・

表6の（2）列から（4）列は，景気との関係を，え，上記は県ごとに集計されたデータによる分析

失業手当の受給者との比較において示したものでに過ぎず，結果の解釈には十分な留保が必要であある。一般求職者給付の受給者実人員 や基本手る。今後，マイクロデータ等による精緻な検証が当支給総額を被説明変数とした場合は，有効求人必要になって来ることは言うまでもない。景気と25)

倍率は前年度のものではなく，当該年度の値を用の関連については，育休給付の受給と労働市況いている。先ほどから見ているように，育休給付（有効求人倍率）との間に関連が見られない一方の受給者数と景気の間には一切の関連が見られなで，失業給付と労働市況の間には明確な負の相関

い一方で，一般求職者給付（基本手当）の受給者が見られた。

数や支給総額と景気との間には（県固有効果や時点効果等をすべて統御したうえでも）明確な負のⅣ

結論相関が見られる。育休給付の受給者数は当該年度の出生数に占める割合であるのに対して，一般求雇用保険の枠組みの下で行われるわが国の育休

職者給付の受給者数はそのままの値を用いている

給付は，少子化によって子どもの数が減っている

ので，単純な対応関係になっているわけではないにもかかわらず，近年，支給額が拡大しており，が，景気に対する反応の違いは歴然としている。

求職者給付の基本手当に匹敵する勢いである。求有効求人倍率が0.1ポイント上昇すると，当該県職者給付が，好況時に貯え，不況時にセーフティの一般求職者給付の受給者数は平均して7,300人

ネットとして機能するという，ビルトインスタビ

程度減り，当該県の基本手当の支給総額も90億円

ライザーとしての側面を有するのとは異なり，育程度減る換算になる。

休給付は景気に対して非弾力的であることから，以上の推計結果を要約すれば，女性の雇用就業

現下の育休給付の拡大傾向は，将来，雇用保険財率や正規就業率が高くても，育休給付の受給者数

政を圧迫することが高い蓋然性をもって予測されや支給総額は大きくならない一方で，保育所の需る。そのため，直近（2020年3月）で成立した改正

県固有トレンドを説明変数から除くと，正規雇用率と保育所定員充足率はプラスの影響を，有効求人倍率はマ
イナスの影響を示した。
25)
延長分や特例訓練分を含む。
24)

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36

社 会 保 障 研 究Vol. 5 No. 1

雇用保険法では，育休給付に係る雇用保険料率を方で，育児期における所得保障として，今後，更分離して定めることで，安定的な財源を確保するに普遍性を高めるには限界があるのかもしれな

ことが企図された。とは言え，育休給付に充てるい。

保険料率をほかの給付から分離して定めたことで，今後，更に育休給付の財源確保（＝育休給付に係る保険料率の引き上げ）が必要になった場合に，使用者側の同意を得にくくなる懸念も無いわ
けではない。その意味では，育休給付に係る保険料を求職者給付等から分けることは，財源としては硬直的になり，諸刃の剣である可能性がある。
所得再分配の観点から日本の育休給付を見た場
合，拠出原則に基づく社会保険によって育休期間
中の所得保障をおこなうことは，育休給付の受給資格・給付水準において正規雇用が有利になりやすく，雇用形態間の格差を助長する作用を内包している可能性がある。また，次世代育成支援の観点からの累次の給付拡充が行われ，受給者の増加は疑うことなく正しい政策と考えられている。とりわけ昨今では男性の育休取得率の引き上げが喫緊の課題とされているが，男性正社員の育休受給
拡大は，子育て世帯間の所得格差拡大につながる可能性もある。
実際に，正規雇用のほうが育休取得率が高いことは厳然とした事実であるが，一方で，本稿における県別データによる分析からは，女性の正規雇用率が高いほど育休給付の受給も増えるという関係は必ずしも見出されなかった。現行の育休給付の制度が格差を拡大する方向に作用しているとは
単純には言えない可能性があるということだが，この点については，今後，更にマイクロ・データによる精緻な検証を待つ必要がある。
他方で，国際的に見た場合，日本の育休給付は，給付額の水準は高いが，受給率は低いという特徴を有する。その一因として，雇用者のみに受給資格が限定されていることが考えられる。すなわ
ち，雇用者内では，育休給付の受給における格差が大きいかどうか（現時点では）定かでないが，雇用者以外に視野を拡げた場合には十分に公平な設計とはなっていない可能性がある。その点で，参考文献
Asai, Y. (2015) “Parental leave reforms and theemployment of new mothers: Quasi-experimental
evidence from Japan,” Labour Economics 36: 72-83.
Bana,S., Bedard,K., Rossin-Slater,M., and J.Stearns(2018) “Unequal Use of Social Insurance Benefits:
The Role of Employers,” NBER Working Paper No.
25163.
Boeri, T., and J. van Ours (2013) “The Economics ofImperfect Labor Markets 2nd Edition,” Princeton
University Press.
Han, W., Ruhm, C., and J. Waldfogel (2009) “Parental
Leave Policies and Parents’ Employment and LeaveTaking,” Journal of Policy Analysis and Management28(1): 29-54.
Kaufman, G., (2020) Fixing Parental Leave: The Six
Month Solution New York Univ Press.
Koslowski, A., Blum, S., Dobrotić, I., Macht, A. and Moss,
P. (2019) International Review of Leave Policies andResearch 2019. https://www.leavenetwork.org/fileadmin/
user_upload/k_leavenetwork/annual_reviews/2019/2._
2019_Compiled_Report_2019_0824-.pdf（2020年3月25日最終確認）。
朝井友紀子（2014）「2007年の育児休業職場復帰給付金
増額が出産後の就業確率に及ぼす効果に関する実証研究―擬似実験の政策評価手法を用いた試論」『日本労働研究雑誌』No. 644 pp.76-91。
阿部正浩（2005）「誰が育児休業を取得するのか−育児休業制度普及の問題点−」国立社会保障・人口問題研究所編『子育て世帯の社会保障』東京大学出版会，第9章。
酒井 正（2020）『日本のセーフティーネット格差 労働市場の変容と社会保険』慶應義塾大学出版会。
西本真弓（2004）「育児休業取得とその取得期間の決定
要因について」『日本労働研究雑誌』No.527 pp.6375。
深堀遼太郎（2018）「育児休業期間からみる女性の労働供給」阿部正浩・山本勲編『多様化する日本人の働き方 非正規・女性・高齢者の活躍の場を探る』慶應義塾大学出版会，第5章。
渡邊絹子（2018）「失業」笠木映里・嵩さやか・中野妙子・渡邊絹子『社会保障法』有斐閣，第7章。
（さかい・ただし）（たけざわ・じゅんこ）

雇用保険財源による育休期間中の所得保障は，これまで一定の役割を果たして来たと評価される一

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Parental Leave Benefit and Finance of Employment Insurance
SAKAI Tadashi＊1 and TAKEZAWA Junko＊2
Abstract
In Japan, income during parental leave is conditionally guaranteed by employment insurance as
parental leave benefit, but in recent years, the payment of this parental leave benefit has expanded, bringing
concern that the financial stability of employment insurance will be lost in the near future.
Against this context, the revised Employment Insurance Law was enacted in March 2020, which set
the employment insurance premium rate for parental leave benefit separately from the premium rate for theother benefits.
Another concern is that parental leave benefit by social insurance may enlarge the gap between
employment status, as the contribution principle of social insurance is advantageous mainly for regular
workers, with regard to eligibility and level of the parental leave benefit.
However, our analysis based on prefecture-level data did not find strong link between the number offemale regular employment and the number of recipients of parental leave benefit. Parental leave benefit paidin the scheme of employment insurance also seems one of the reasons that Japan’s recipient rate is low froman international perspective, because it is limited only to employees.
To make income security for households with children more universal and fairer, it is necessary toreconsider the present framework of parental leave benefit.
Keywords：Parental Leave Benefit, Employment Insurance, Income Security

Professor, Hosei University
Senior Researcher, National Institute of Population and Social Security Research＊1＊20102_社会保障研究_【酒井竹沢】_PK-1.smd Page 20

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