投稿論文

子供のいる既婚女性の就業選択−−−−夫の働き方、性別役割意識が及ぼす影響

藤野 敦子（関西学院大学大学院博士後期課程）

1．はじめに

2．先行研究

わが国の女性の労働力率を年齢階層別にみる日本の既婚女性の就業選択要因に関する実証と、いわゆるM字型カーブをしている。底の部分研究は多数挙げられる。例えば、［高山・有田，が上昇してきたものの、欧米諸国とは違って、こ1992］、［大沢，1993］、［小島，1995］、［Nagase，1）の基本的なパターンはいまだ崩れていない 。
この1997］、［松浦・滋野，2001］などである。これら

ような状況は、男女共同参画が叫ばれつつも、なの研究では、既婚女性の就業選択の説明変数とお性別役割分業が頑強に残っていることを投影しして、夫の所得や家計資産、親との同居や子供ていると言ってもよいだろう。

数、未就学児童の有無、女性の推定賃金、ある子供のいる既婚女性が就業を選択するとき、いは夫の職業などが考えられてきた。夫側との関常に家庭生活との両立が関連しており、就業選係要因としては、夫の年間所得や恒常所得、あ択の主要因は家庭にあるといっても過言ではな

るいは職業等が考慮に入れられている。夫の職業い。既婚女性が妻であり、母親であると同時に仕が説明変数に入っている場合には、ある程度、夫事を持つということは、既婚男性が夫であり、父の労働時間と家事・育児との調整の度合いや、親であり、仕事をする以上に家庭でのさまざまな夫がどのような働き方をしているかなどを考慮し制約を受けている可能性がある。そしてその制約ているとみなせるだろう。

は、夫の働き方や夫の性別規範といったところにまで関連していると言えないだろうか。

特に、夫の家事参加や労働時間など夫の生活時間配分に注目して既婚女性の就業選択要因を

本稿では、子供のいる既婚女性が受けるさまざ実証分析したものには、［山上，1999］、［阿部，

まな家庭での制約である、夫の性別役割意識や2001］、［井口･西村･藤野他，2002］などがある。

家事・育児に対する協力姿勢あるいは夫の帰宅［山上，1999］では、夫の家事・育児の協力度が時間などが妻の就業選択にどのような影響を及ぼ妻の就業確率関数の説明変数として入れられ、しているかを実証分析によって明らかにする。特

正に有意であるという結果を得ている。
［井口・に女性の就業選択を正規就業、非正規就業、専

西村・藤野他，2002］では、夫の家事参加や夫業主婦（非就業）に分け、それぞれの差異を議の帰宅時間が既婚女性の就業選択関数の説明変論しながら既婚女性の就業の特質を探り、男女数に入れられ、夫が早く帰宅すること、家事に参共同参画に向けての課題を示唆したい。

加することが妻の正規就業を促進しているという結果となっている。
［阿部、2001］では、夫の労48

子供のいる既婚女性の就業選択

図表-1 データの属性（サンプル数７５７）
区分
妻の学歴（％）
中卒
高卒
短大卒
大卒以上
妻の就労状態（％）
正規就業
非正規就業
専業主婦
結婚年数平均（年）
夫の学歴（％）
中卒
高卒
短大卒
大卒以上
夫の就労状態（％）
自営業
大企業勤務（従業員１０００人以上）
夫の年間所得平均
夫の年間所得の対数値平均
夫の平均帰宅時間（％）
７時前
１０時以降
夫の家事参加志向（％）
夫の育児参加志向（％）
夫の性別役割意識（％）
妻の専業主婦志向
夫の稼ぎ手志向
子供数平均
０−３歳児あり
（％）
４−６歳児あり（％）
親と同居（％）
住宅ローンあり（％）
持ち家（住宅ローンなし）
あり
（％）

平均・割合

標準偏差

５．
５
５０．
９
３０．
５
１２．
７
１５．
７
２４．
６
５９．
７
１２．
７１

６．
５７

７．
８
３９．
９
８．
７
４３．
６
１２．
２
２９．
６
７１１．
４９
６．
４９

２８４．
７７
０．
４２

２６．
７
１６．
６
３３．
４
３２．
６
５５．
６７７．
３２．
００３１．
４２３．
１２５．
０４０．
２２３．
１０．
７３

働時間が長ければ、既婚女性の労働力率を低下

ンターが実施した「夫婦の生活意識に関する調させることや、継続就業を断念させる効果がある査」による個票データである2 ）。
調査地域は首都ことを示している。

50キロメートル圏で、層化 2 段階無作為抽出法に既婚女性の就業に対する夫の生活時間配分のよって抽出した20歳から49歳までの既婚者男女影響を直接に調べた実証研究は多くないと思われ3000人を調査対象としている3 ）。
有効回収率はるが、概して、夫の長時間労働が妻の就業に負78.5％で有効回収数は2355となっている。の影響がある一方で、夫の家事・育児参加は妻

実証分析にあたっては、男性の性別役割意識の就業に正の影響を与えているようである。本稿

や家事・育児姿勢等を重要視するために1107名

では、さらにこれらを拡張し、夫の性別役割意識の男性票を対象とする。本稿では、さらに、妻の影響も考慮したい。

が自営業、家族従業員である場合を取り除き、子供のいる夫に対象を絞った。欠損値を取り除

3．データについていた後のサンプル数は757となっている。

使用したデータは、1994年に生命保険文化セ49

季刊家計経済研究 2002 AUTUMN No.56

妻の属性を示すものと図表-2 年代別、学歴別に見た夫の家事・育児参加志向と性別役割意識

しては、妻の学歴ダミー、区分

２０代

３０代

４０代

中卒

高卒

大卒以上

家事参加志向
育児参加志向性別役割意識妻の専業主婦志向
夫の稼ぎ手志向
サンプル数

３５．
７％
５１．
８％

３７．
２％
４３．
５％

３０．
５％
２２．
６％

３０．
５％
１８．
６％

３２．
８％
３０．
５％

３３．
９％
３６．
７％

５１．
８％
８０．
４％
５６

５７．
９％
７９．
６％
２８５

５４．
６％
７５．
２％
４１６

６４．
４％
７６．
２％
５９

５５．
０％
８０．
８％
３０２

５７．
６％
７３．
４％
３３０

結婚年数 5 ）、が用いられる。
次に夫の属性を示すものとしては、まず夫の学歴ダミーと、夫の就労状態を示す、夫自営業ダミー、大企業勤務ダミー6）、

4．実証分析の方法

7）
および夫の年間所得（対数値）を用いる。また、夫の生活時間配分の目安として夫の平均帰宅時（1）実証モデル

間を用いるが、それを午後 7 時より早い、7 時前

子供のいる既婚男性の妻は正規就業を選択す

ダミーと午後10時より遅い、10時以降ダミーの２るか、非正規就業を選択するか、専業主婦になつとする8 ）。
さらに、夫の家事・育児への参加姿るかの3 つの独立した選択に直面していると仮定

勢を示す説明変数としては、家事参加志向ダミ

する4 ）。各個人は夫の所得や家計の資産、あるいー9）、育児参加志向ダミー10）を用い、夫の性別役は家族構成や家庭の環境などを所与として自己割意識については、「妻は家事・育児に専念するの効用を最大とする就業形態を選択するものと考のがよい」とする妻の専業主婦志向ダミーと、える。

「夫が主に収入を得てくるべきである」とする夫

本稿では、先行研究で用いられてきた説明変の稼ぎ手志向ダミーの２つを用いる11）。

数に加え、夫の性別役割意識や家事・育児姿勢、最後に家計のその他の属性を示すものとしてあるいは夫の生活時間配分といった夫側の諸要因は、家族構成に関連するものとして子供数、子が家庭の環境要因として既婚女性の就業選択に供ダミー（0−3歳児ダミー、4−6歳児ダミー）、作用するものと考え、実証モデルに組み入れる。

親との同居ダミー、また、住居に関するものとし

なお、調査データから配偶者の年齢、就業経て、住宅ローンダミー、持ち家ダミー（住宅ロー験年数などのデータがないために残念ながら既婚ンなし）を用いる。

女性の賃金を推計することができない。また、一図表-2において、夫の家事・育児参加志向と性時点のクロスセクションデータであるために解釈別役割意識についての実態を年代別、学歴別にには留意を要すると言えよう。実証モデルの推計示している。
「家事参加志向」については30代の、にはMultinomial Logit(多項ロジット)分析が用い「育児参加志向」については20代の割合が高くなられる。っている。学歴別では、「家事参加志向」も「育児参加志向」も高学歴であるほどその割合が高（2）実証分析に用いる変数
実証分析に用いる変数の詳細は図表-1において示されている。

くなっていると言える。特に、「育児参加志向」についてそのような傾向が顕著である。
性別役割意識については、女性役割を強調す

従属変数には、専業主婦＝0、正規就業＝1、る「妻の専業主婦志向」がちょうど育児期にあ非正規就業＝2という 3 つのダミー変数が用いらると思われる30代の割合が高く、男性役割を強れている。

調する「夫の稼ぎ手志向」が新婚期にある20代

説明変数は、妻の属性を示すもの、夫の属性の割合が高い。学歴別では、中卒に「妻の専業を示すもの、家計のその他の属性を示すもので構主婦志向」とする傾向が強く、大卒以上に「夫成される。の稼ぎ手志向」とする傾向が弱いようである。ま50

子供のいる既婚女性の就業選択

図表-3 Multinomial logit分析の推定結果
説明変数

正規就業

非正規就業

係数
妻の学歴ダミー
中卒ダミー
短大卒ダミー
大卒以上ダミー
結婚年数
夫の学歴ダミー
中卒ダミー
短大卒ダミー
大卒以上ダミー
夫自営業ダミー
夫大企業勤務ダミー
夫の年間所得（対数値）
夫の平均帰宅時間ダミー
７時前ダミー
１０時以降ダミー
夫の家事参加志向ダミー
夫の育児参加志向ダミー
夫の性別役割意識ダミー
妻の専業主婦志向ダミー
夫の稼ぎ手志向ダミー
子供数
子供ダミー
０−３歳児ダミー
４−６歳児ダミー
親との同居ダミー
住宅ローンダミー
持ち家ダミー
定数項
各サンプル数
全サンプル数対数尤度（t値）

係数

（t値）

（−１．
７２１）
−１．
０５９＊
（−０．
３１２）
−０．
０９２
（０．
９８１）
０．
３７５７３９）０．
１５９＊＊＊ （４．

（０．
５１１）
０．
２２０
（−０．
４７４）
−０．
１１６
（−０．
０９０）
−０．
０３３５９０）０．
０９６＊＊＊ （３．

０．
６５０
−０．
５５６
−０．
３９９
−１．
０１１＊＊
−０．
５５７＊
−０．
７６７＊＊

（１．
４０９）
（−１．
１５２）
（−１．
３４０）
（−２．
４９０）
（−１．
９４５）
（−２．
２２０）

（０．
０８１）
０．
０３３
（−０．
４６０）
−０．
１８２
（−０．
７１７）
−０．
１７４
（−１．
８６４）
−０．
６１１＊
（−１．
４１４）
−０．
３３０７３９）−０．
８２３＊＊＊ （−２．

０．
６３８＊＊
０．
３５２
０．
６５２＊＊＊
０．
９６５＊＊＊

（２．
３０７）
（１．
０３７）
（２．
５９８）
（３．
６２４）

−０.４４７＊
−０．
５８２＊
０．
５０５＊＊
−０．
１２０

（−１．
７７０）
（−１．
９０３）
（２．
２３５）
（−０．
４９８）

５５５）
−１．
１６７＊＊＊ （−４．
９０９）−０．
７５７＊＊＊ （−２．
（−１．
２４４）
−０．
２２２０４２）−０．
８５２＊＊＊ （−４．
（１．
７８６）
０．
４７３＊（−０．
６３２）
−０．
０９４

（０．
５４５）
（−０．
５８６）
（１．
８５６）
（０．
１６６）
（−１．
２５９）
（１．
１９１）
１１９７５７−５６８．
９４５１９４）−１．
５５５＊＊＊ （−４．
（−１．
９０３）
−０．
５７６＊
（−０．
４０２）
−０．
１１０
（−１．
３３６）
−０．
３５２５８６）−０．
８３３＊＊＊ （−２．
（２．
４３０）
４．
６１３＊＊
１８６

０．
２１４
−０．
１９６
０．
５５７＊
０．
０５４
−０．
４８５
２．
６０１

＊＊＊は１％水準、＊＊は５％水準、＊は１注）括弧内は漸近的t値。
０％水準で有意であることを示す。

た、概して、男性役割を強調する「夫の稼ぎ手均帰宅時間ダミーである。夫が 7 時前に帰宅する志向」の割合が女性役割を強調する「妻の専業ことが、妻の正規就業である確率を高めている一主婦志向」の割合よりも高いようである。

方で、非正規就業の確率を低めているという点で対照的な結果となっている。非正規就業の選択

5．推計結果は夫が 10 時以降に帰宅する場合には抑制されるようである。主に夫の平日の労働時間が短く、家図表-3において推計結果が示されている。また、事・育児に参加可能な働き方をしている場合にMultinomial Logit（多項ロジット）分析では推は妻の正規就業を促進することを示唆している。

計結果の係数の大きさを直接比較することができ恐らく、午後7時前という時間帯は子供の保育所ないために、図表-4において個々の説明変数の直や託児所等の迎え時間とも関連し、主に育児を接的な影響をみることのできるマージナル効果を担うことが可能になるためだと思われる。

12）示している 。
まず、推計結果から興味深いものは、夫の平この点に関連して、夫の育児参加志向ダミーが、妻の正規就業に対しては、正に有意であるの
51

季刊家計経済研究 2002 AUTUMN No.56図表-4 マージナル効果
説明変数

専業主婦
係数

妻の学歴ダミー
中卒ダミー
短大卒ダミー
大卒以上ダミー
結婚年数
夫の学歴ダミー
中卒ダミー
短大卒ダミー
大卒以上ダミー
夫自営業ダミー
夫大企業勤務ダミー
夫の年間所得（対数値）
夫の平均帰宅時間ダミー
７時前ダミー
１０時以降ダミー
夫の家事参加志向ダミー
夫の育児参加志向ダミー
夫の性別役割意識ダミー
妻の専業主婦志向ダミー
夫の稼ぎ手志向ダミー
子供数
子供ダミー
０−３歳児ダミー
４−６歳児ダミー
親との同居ダミー
住宅ローンダミー
持ち家ダミー
定数項
各サンプル数
全サンプル数

正規就業
（t値）

係数

非正規就業
（t値）

係数

（t値）

（０．
９４３）
０６３９０１） ０．
１１９＊ （−１．
（０．
６１２） −０．
０．
０５６４３２）０１７ （−０．
２２６） −０．
００７ （−０．
（０．
５０４） −０．
０．
０２４２５５）０１５ （−０．
（１．
０４２） −０．
０４１３８６） ０．
−０．
０２６ （−０．
７８７）０１２＊＊＊ （２．
３１２） ０．
０１５＊＊＊ （４．
９１３） ０．
−０．
０２６＊＊＊（−４．
１７１）
１１０ （−０．
（１．
４９９） −０．
０６９７０９） ０．
−０．
０５８ （−０．
２５１）
０１６ （−０．
０９６） −０．
０５５ （−１．
（０．
９３３） −０．
０．
０７１４８０）０１９ （−０．
２４４） −０．
０３８ （−１．
（１．
２１４） −０．
０．
０５７４３４）０７５ （−１．
２１８） −０．
０９３＊＊ （−２．
６６２） −０．
０．
１６８＊＊＊ （２．
０８８）
０４０ （−１．
７４６） −０．
０５１＊ （−１．
０１７） −０．
０．
０９２＊＊ （２．
４９０）
１１７＊＊ （−２．
７５４） −０．
０６１＊ （−１．
９９９） −０．
０．
１７８＊＊＊ （２．
（０．
２２１）
０．
０１１（０．
９４３）
０．
０５３８６９）−０．
１２４＊＊＊（−２．
３７４）−０．
０６２ （−１．

２６５）０９０＊＊ （−２．
８７８） −０．
０．
０８０＊＊＊ （２．
１４４）
１０５＊＊ （−２．
（１．
５０１） −０．
０．
０５２（１．
８７５）
０６７＊２３９） ０．
０．
０５７＊＊ （２．
１６１）
０４５ （−１．
００７） −０．
０．
１０６＊＊＊ （４．

３０９）
１１１＊＊＊（−３．
９８１） −０．
１０３＊＊＊（−３．
２４７） −０．
０．
２１４＊＊＊ （５．
３４２）
０９８＊＊ （２．
５３３） ０．
０９３＊＊＊（−３．
０９３） −０．
−０．
００４ （−０．
４２２）
０１０ （−０．
１７７） −０．
０２１ （−１．
（１．
０７１） −０．
０．
０３１６９１）２６３＊＊＊（−４．
（１．
５２６） −０．
０６３１５６） ０．
０．
２００＊＊＊ （３．
＊８５２）
−０．
０
９１＊ （−１．
１７９）
００６ （−０．
（１．
７６４） −０．
０．
０９７７４７）
０３２ （−０．
０３６） −０．
０６２＊＊ （２．
５８９） ０．
−０．
０３０ （−０．
４２６）
０５６ （−１．
（０．
４４３） −０．
０１５（０．
８６８） ０．
０．
０４５４４５）１２５＊＊ （−２．
７７３）−０．
０３１ （−０．
５０９） −０．
０．
１５６＊＊ （２．
３４３）
６９７＊＊ （２．
（０．
７２９） ０．
１６１２９３） ０．
−０．
８５８＊＊ （−２．
１１９４５２１８６７５７＊＊＊は１％水準、＊＊は５％水準、＊は１注）括弧内は漸近的t値。
０％水準で有意であることを示す。

に対し、非正規就業に対しては影響がないというミー」も「夫の稼ぎ手志向ダミー」もともに有意結果になっている。一方で、夫の家事参加志向に負であるが、妻が非正規就業の場合には「夫ダミーは妻の正規就業、非正規就業ともに正にの稼ぎ手志向ダミー」の方が有意に正となってい有意であり、夫が家事に参加する場合には妻が正る点で異なっている。つまり、夫が性別平等意識

規就業、非正規就業で働く確率をともに高めてを強くもっている場合には、妻の正規就業であるいる。すなわち、夫が家事に参加する場合には、確率を高めるということが言えるだろう。しか妻の就業を促進し、育児にも参加する場合にはし、非正規就業の選択には妻はあくまでも家計補

妻の正規就業を促進することを示唆している13）。

助的な稼ぎ手であるという性別役割意識が関連さらに、多くの先行研究と同様に親との同居ダミしていそうである。図表-4から、専業主婦についーが正規就業に対して有意に正となっており、親ては、夫の「妻が家事・育児に専念すべきであの家事育児に対する援助が妻の正規就業としてる」とする女性役割を強調する性別役割意識が働く確率を高めていることがわかる。

その確率を高めていることがわかる。

次に、夫の性別役割意識についてみてみると、また、夫の年間所得が高まると妻の正規就業、妻が正規就業の場合には「妻の専業主婦志向ダ

非正規就業ともに就業の確率が低まり、専業主52子供のいる既婚女性の就業選択婦となる確率が高まることがわかる。これは夫のは、夫が性別平等意識を持ち、家事・育児に参収入が高まると妻の就業率が低下するといういわ加すること、なかでも積極的に育児に参加するとゆるダグラス＝有沢の法則が妥当していることをいうことが大きく影響していることが明らかとな示唆している。図表-4のマージナル効果から判断った。また、夫の平日の労働時間が短く、平均して、夫の年間所得が上がった場合における妻のして午後 7 時までに帰宅できるといった、家事や就業確率の低下は非正規就業の方が大きくなっ育児が可能な働き方をしている場合に正規就業ており、非正規就業の方が夫の所得に左右されを促進する可能性も示された。親と同居しているている要素が強いと言えるだろう。

場合にも、子供のいる既婚女性の正規就業が促

夫の就労状態との関連からは、夫が自営業者進される。しかし、親世代の高齢化や三世代家であることは、妻の正規就業、非正規就業で働族の減少傾向を鑑みると、この機能をますます夫く確率を低める。また、夫が大企業に勤務していや外部サービスが代替していかなければならない

る場合には、正規就業の確率を低め、専業主婦ということだろう。夫が大企業に勤務している場の確率を高めるようである。夫が大企業に勤務し合には妻の正規就業の抑制要因となることが示さている場合には、夫の生涯所得が高く、夫に経れたが、夫に経済力があるということ以外にも、済力があるということが考えられる。また、別の時間外労働が多いことや、転勤制度があるといっ観点からは、夫が大企業で勤務する場合には時た大企業特有の慣行が関連している可能性がある。

間外労働や転勤も多く14）、妻が正規就業として働非正規就業の選択については未就学児童がいくことを妨げている可能性がある。

ないこと、夫の所得の低下、家計に資産がないこ

さらに、住宅ローンのない持ち家がある場合にとが就業を促進する主な要因であり、夫の働きは専業主婦である確率を高め、非正規就業で働方、あるいは生活時間配分は正規就業ほどに影く確率を低める。家計に資産がないということも響していない。夫の性別役割意識においても、あ非正規就業として妻が働く要因になっていると言くまでも男性が稼ぎ手であるという男性役割を強えるだろう。

調する意識が、妻が非正規就業としての選択に0−3 歳児、および 4−6 歳児の子供のダミーに関連していると言えそうである。妻は、夫から子ついては、0−3 歳児や 4−6 歳児がいることが、育てを任せられ、子供に手がかからなくなった

正規就業には全く影響を与えていないが、非正規後、家計収入を補うために非正規就業を選択し就業である確率を有意に低めている。さらに、結ている様子が見受けられる。
［岡村，1997］が指婚年数については、長くなるほど就業確率を上昇摘するような、「夫は仕事、妻は家庭と仕事」とさせている。これらのことを合わせると、日本のいった新たな性別役割分業がイメージされるので女性のM字型就労と整合的な結果となっているとはないだろうか。

言える。

また、夫に「妻が家事・育児に専念するのが最後に、妻の学歴ダミーの中卒ダミーが妻の正よい」という性別役割意識がある場合、専業主

規就業である確率に負の影響を与えているもの婦となる確率を高めるが、同時に、家計に資産の、その他については妻の就業確率に影響を与えがあったり、夫に経済力があったりすることも専ているとは言えないようである。正規就業に関し業主婦の選択に影響してくる。てはある程度学歴が影響していると言ってよいかもしれない。

女性が出産した後も正規就業に就けること、すなわち妻も稼ぎ手としての役割を担えること
は、社会全体における人的資源の活用の可能性

6．おわりに子供のいる既婚女性が正規就業を選択するにを高めると同時に、生活の質の改善にもつながっていくのではないかと思われる。しかし、そのためには、夫が性別平等意識を持ち、積極的に家53

季刊家計経済研究 2002 AUTUMN No.56

事・育児を分担すること、あるいはそれが可能な働き方をすることが重要な要因となっている。男性もまた、仕事と家事育児の分担者であるという社会全体の意識改革が必要であるのに加え、長時間労働を是認するような男性の働き方の仕組みを変えていかなければならないということであろう。
また、育児休暇や看護休暇などの制度が、現実的に男性も利用できるような形で普及していかなければならない。男性が育児に参加したいと思ってもそれをサポートする制度が実効性の高い形でなければ、男性の育児参加も浸透していかないのではないだろうか。
注
1）2000年度の女性の労働力率は20−24歳で72.7％であるが、30−34歳でボトムとなり、57.1%まで落ちる。その後、45−49歳において71.8％まで上昇する。10年前と比べると、ボトムが5.4%上昇し、M字型のボトムが浅くなっている。
（［厚生労働省雇用均等・児童家庭局，2001：2］）
2）この個票データは東京大学社会科学研究所付属日本社会研究情報センターより提供を受けた。調査設計や調査項目の詳細については［生命保険文化センター，1995］を参照されたい。
3）同じ夫婦は調査対象になっていない。
4）既婚女性の就業選択を考えたとき、まず、正規就業と正規就業以外という選択があり、正規就業以外を選択したものがさらに非正規就業が専業主婦の選択を行っているという逐次的な選択モデルを考えることも可能である。しかしながら、ここでは夫の属性が正規就業、非正規就業、専業主婦の選択にどのように影響しているかの比較を容易にするために、IIA(Independencefrom irrelevant alternatives)の成立を仮定し、それぞれ並列的な選択が行われていると考えている。
5）データでは配偶者の年齢がないために既婚女性のライフステージを示すものとして、結婚年数を入れている。
6）大企業勤務とは調査票の分類上、従業員数が1000人以上の民間企業に勤務するものを指している。
7）夫の年間所得は各カテゴリーの中央値を与えている。
具体的には０円、50万円、200万円、400万円、600万円、1250万円、1500万円である。
8）本稿で用いられているデータは首都圏50キロメートル以内で調査されたものであるが、旧総務庁統計局の社会生活基本調査報告（平成８年）によると、首都圏における男性雇用者の平均通勤時間は１時間31分であり、通勤時間に1時間以上かかる人の割合が33．4％に54も上る。他の大都市圏で1時間以上かかる人の割合は4.9％〜24.3％であることから、著しく高い特徴があると言えよう。夫の平均帰宅時間には通勤時間の影響が含まれていると考えられるが、データの調査対象が首都圏50キロメートル以内に絞られているため、ここでは通勤時間はある程度コントロールされていると考える。
9）夫の家事参加については、「料理」、「食事後の後片付け」、「日常の買い物」、「洗濯」、「掃除」の 5 項目に関して、夫自らがどのように評価しているかが調査されている。質問に従い、すべて妻が行うと答えたものに0点、主に妻が行うが夫も頼まれると手伝うに1点、主に妻が行うが夫も自ら進んで行うに2点、夫も妻も同程度行うに3点、主に夫が行うが妻も自ら進んで行うに4点、主に夫が行うが妻も頼まれると手伝うに5点、すべて夫が行うに6点を付与し、5つの家事項目についての得点を合計した。そこで、合計点数が10点以上の人（平均して自ら進んで行っていると答えている人）を１、それ以外の人を0として夫の家事参加志向ダミーを作成している。なお、点数の平均は8.50で標準偏差は2.96、最小値は4、最大値は24であった。
10）夫の育児参加については、子供が小学校入学前の育児分担がどうであったかについて、夫自らの評価を調査している。現在、小学校入学前の子供がいる場合は現状を答えている。前述の家事参加と全く同様に、点数化し、２点以上の得点を獲得している人を１、それ以外の人を０として、夫の育児参加ダミーを作成している。点数の平均は1.22で標準偏差は0.74，最小値は0、最大値は4であった。
11）夫の専業主婦志向ダミーとは「妻は家事や育児に専念するのがよい」という考えに、そう思う、まあそう思うという肯定的意思表示をした人を1としたものである。夫が稼ぎ手志向ダミーは「夫が主に収入を得てくるべきである」という考えに、そう思う、まあそう思うという肯定的意思表示した人を１としたものである。
12）［Greene，2000：訳書1034〜1035］を参照。マージナ
ル効果の符号や有意水準がMultinomial Logit 分析の係数の符号や有意水準と一致しない場合があるため、マージナル効果を見ることは重要である。また、マージナル効果は標本平均から求められるため、ダミー変数については参考程度となる。
13）ただし、［西岡，2001］などで分析されているように、夫が家事参加、育児参加するのは妻が就業しているからという逆の因果関係が影響している可能性もあり、留意が必要である。
14）厚生労働省の毎月勤労統計調査によると、本稿でのデータと同じ1994年度の所定外労働時間（事業所規模別、調査産業計）は、500人以上の事業所で12.5時間であるのに対し、5〜99人までの事業所では8.9時間、100〜499人の事業所では11.4時間である。500人以上の事

子供のいる既婚女性の就業選択

業所の所定外労働時間は2001年度には13.8時間となっている。
参考文献
阿部正浩，2001，「労働時間と就業、結婚行動−−就業機会の均等化の影響との関連で」高橋重郷編『少子化に関する家族・労働政策の影響と少子化の見通しに関する研究』厚生科学研究政策科学推進研究事業平成12年度報告書，47〜53．
井口泰・西村智･藤野敦子・志甫啓，2002，「雇用面からみた世代間利害調整」，一橋大学経済研究所編『経済研究』53（3），204〜212．
大沢真知子，1993，『経済変化と女子労働−−日米の比較研究』日本経済評論社．
岡村清子，1997，「主婦の就労と性別役割分業」，野々山久也・袖井孝子・篠崎正美編『今家族に何がおこっているのか』ミネルヴァ書房，91〜117．
小島宏，1995，「結婚、出産、育児および就業」，人口・世帯研究会監修，大淵寛編『女性のライフサ
イクルと就業行動』，大蔵省印刷局．
厚生労働省雇用均等・児童家庭局編，2001，『平成12年度版女性労働白書−−働く女性の実情』財団法人21世紀職業財団．

生命保険文化センター，1995，『夫婦の生活意識に関する調査−−夫婦の相互理解を求めて』
高山憲之・有田富美子，1992，「共稼ぎ世帯の家計実態と妻の就業選択」，『日本経済研究』22，19〜45．
西岡八郎，2001，「少子化現象のジェンダー分析（2）−−男性の家庭役割と追加出生に関する意識−−」，
高橋重郷編『少子化に関する家族・労働政策の影
響と少子化の見通しに関する研究』厚生科学研究
政策科学推進研究事業平成12年度報告書，308〜332．
松浦克巳・滋野由紀子，2001，『女性の選択と家計貯蓄』，
日本評論社．
山上俊彦，1999，「出産･育児と女性就業の両立可能性について」，『季刊社会保障研究』35（2），52〜64．
Greene，W．H．，2000，Econometric Analysis，4thed．
，Prentice−Hall．
（斯波恒正・中妻照夫・浅井学訳，2000，『グリーン計量経済分析』エコノミスト社．
）
Nagase，N．，1997，Wage Differential and Labour
Supply of Married Women in Japan：Part−Timeand Informal Sector Work Opportunities，Japanese Economic Review，48，29-42．

（ふじの・あつこ）

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