季刊家計経済研究

2011

AUTUMN

No.92

特集論文

リーマンショック後に「追加的労働力効果」は観察されたか

†

戸田 淳仁

（（株）リクルートワークス研究所 研究員）

1. はじめに主が夫、その配偶者が妻という家計が一般的であり、夫婦の労働供給決定問題として扱われてきた。

2008年のいわゆるリーマンショックと呼ばれる先行研究を見ると、樋口・阿部（1999）や樋口

世界同時不況は、日本にも大きな影響を与えた。 （2001）では、夫の所得を恒常所得と一時所得に「百年に一度の大不況」などという表現がしばし分けて、妻の新規就業に対する影響を調べた。そば用いられており、その真偽は後世にゆだねられの結果、恒常所得が妻の新規就業の意思決定に有るが、総需要が短期間に急激に落ち込んだこと

意な影響を与え、一時所得には有意な効果はみら

は注目に値する。内閣府「国民経済計算」によるれないことを発見した。また、
Kohara（2010）は、と、2000年代における実質GDP成長率の平均は夫の非自発的失業により妻の労働供給を促進させ−0.6％であるが、2008年度は−4.1％もの落ち込

るかについて分析を行い、就業している妻も労働みを記録している 。

時間を増加させるだけでなく、非就業の妻が就業

1）

総需要の落ち込みは労働市場にも影響を与える。図表−1の失業率を見ると、2007年から2008するようになることがわかり、追加的労働力効果が観察されると結論付けている 。
2）

年の中ごろまで男女ともに4％前後で推移してい上記の研究は、1990年代から2000年代中ごろたが、2008年末から上昇しはじめ、2009年には男までのデータを用いた検証である。本稿では、上性は5.5％を超える水準まで上昇した。1年もかか記の先行研究をふまえて、リーマンショックによらずに失業率が1ポイント以上上昇したことは過る急激な景気落ち込みにより、追加的労働力効

去には見られない、異例のスピードであったとい果が確認されるかについて検討したい。リーマンえる。また、日本企業では雇用調整の手段としてショックによる急激な景気落ち込みは、家計にとっ残業時間の削減を最初に行う傾向があるので、こて想像できない大きなショックであり、その影響の不況期には労働時間が大幅に減少したことも想はある程度外性的だということを識別条件として、像に難くない。

夫婦に限定して分析を行う。第1に、非就業の妻

深刻な不況下では家計はどのように行動するでにとって、リーマンショックにより労働時間が減あろうか。不況期では、世帯主の残業が削減ある

少することによりどれだけの確率で就業状態にシいは失職する確率が高まり、家計における所得がフトしたか、について分析を行う。第2に、すで減少する。その中で消費を切り詰める、貯蓄を取に就業している妻にとって、夫の労働時間の減少

り崩すなどの対応も考えられるが、配偶者が働きに対応し、自身の労働供給を促進させたかについに出るということも考えられる。この効果は「追て分析を行う。

加的労働力効果（Added worker effect）」と名

次節以降の構成は以下のとおりである。第2節

付けられているが、日本では、家計において世帯

では、本稿で用いたデータについて説明する。第22リーマンショック後に「追加的労働力効果」は観察されたか

図表-1 完全失業率の推移（男女別、季節調整値）
（％）
6.0

男性

5.5

女性

5.0
4.5
4.0
3.5
11

月

9月

7月

2009年

5月

3月

月

11

1月

9月

7月

2008年

5月

3月

月

11

1月

9月

7月

5月

3月

月

2007年

11

1月

9月

7月

5月

2006年

3月

月

11

1月

9月

2005年

7月

5月

3月

月

11

1月

9月

7月

5月

3月

1月

3.0

2010年

出所：総務省統計局「労働力調査」

図表-2 夫婦別 就業率の推移

夫
（右軸）

妻
（左軸）

（％）

（％）

65

99.5

64

奨学金受給率
（右軸）

自宅 学費

63

下宿等 学費

下宿等 生活費

自宅 生活費
99.0

62
98.5

61

6

60
98.0

59

5

58
97.5

57

4

56
55

3

2005年

2006年

2007年

2008年

2009年

2010年

97.0

注：休業者も就業者とみなして算出

3節では、本稿で考察したい分析を行う前に、夫
変数
記号

年齢区分
データを用い、女性が既婚者である家計に限定す
０歳児
１歳児3）
２歳児
３歳児
４歳児
５歳児
の労働時間はどのような条件があれば減少するのる 。そのことにより、女性と配偶関係にある男
Pj
保育単価（円）
158,61090,29090,29039,39032,56032,560
保育単価に含まれる事業費性の情報も活用することができる。また、2005年
かについて分析する。第4節では、1番目の分析、
cj
23,348
16,963
16,963
9,410
8,772
8,772
と管理費の合計（円）を最初の時点と設定しているのは、
リーマンショッ
つまり非就業の妻の追加的労働力効果について分
kj
児童保育士比率
0.33330.16670.16670.05000.03330.0333

ク後の影響を見るためには、その前後で比較した析を行い、結果を紹介する。第5節では、2番目の
注:数値は、「その他地域、長設置、120人定員、民改費10%加算」の場合である
出所:昭和51年４月16日厚生事務次官通知「児童福祉法による保育所運営費国庫負担金について」（平成21年７月９日改正現在）、
昭和51年４月16
方がより分かりやすいからである。JPSCは本稿
分析、つまりすでに就業している妻の追加的労働
日厚生省児童家庭局長通知「「児童福祉法による保育所運営費国庫負担金について」通知の施行について」（平成21年７月９日改正現在）、
及び平成21年７月９日厚生労働省雇用均等・児童家庭局保育課長通知「児童福祉法による保育所運営費国庫負担金交付要綱等の改正点の執筆時点の最新年度は2010年（第18回）であり、力効果について分析を行い、結果を紹介する。最及びその運用について」
後の第6節では、分析結果を総括するとともに今2010年データにはコーホートA（1993年から調査後の課題を述べる。

開始、1993年時点で25 ～ 34歳）からコーホート

奨学金受給率（右軸）

自宅 学費

下宿等 学費

下宿等 生活費

自宅 生活費D（2008年から調査開始、2008年時点で24 ～ 27
歳）
まで4つのコーホートが含まれている。
コーホー

2. データ

注:数値は、「その他地域、長設置、120人定員、民改費10%加算」の場合であるトDは調査開始年が2008年でありリーマンショッ
出所:昭和51年４月16日厚生事務次官通知「児童福祉法による保育所運営費国庫負担金について」（平成21年７月９日改正現在）、
昭和51年４月16年齢区分
日厚生省児童家庭局長通知「「児童福祉法による保育所運営費国庫負担金について」通知の施行について」（平成21年７月９日改正現在）
、
変数
記号
本稿では、
「消費生活に関するパネル調査」（以 １歳児ク前の情報が分からないので、本稿の分析対象外
及び平成21年７月９日厚生労働省雇用均等・児童家庭局保育課長通知「児童福祉法による保育所運営費国庫負担金交付要綱等の改正点
０歳児
２歳児
３歳児
４歳児
５歳児
及びその運用について」
Pj
保育単価
（円）
158,61090,29090,29039,39032,56032,560下、
JPSC）の2005年（第13回）～ 2010年（第18回）とし、コーホートA、B、Cを分析対象とした。

保育単価に含まれる事業費と管理費の合計（円）児童保育士比率cj

23,348

16,963

16,963

9,410

8,772

8,772

kj

0.33330.16670.16670.05000.03330.033323

注:数値は、「その他地域、長設置、120人定員、民改費10%加算」の場合である
出所:昭和51年４月16日厚生事務次官通知「児童福祉法による保育所運営費国庫負担金について」（平成21年７月９日改正現在）、
昭和51年４月16季刊家計経済研究

2011

AUTUMN

No.92

図表-3 新規就業者の割合（妻）
（％）
18
17
16
15
14
13
12
11
10

2005年

2006年

2007年

2008年

2009年

2010年

注：新規就業者とは、t-1年に非就業である者に対して、t-1年は非就業だが、t年に就業している者の割合

図表-4 夫婦別 週当たり平均労働時間の推移

夫
（右軸）

妻
（左軸）

（％）

（％）

33.0

47.4
47.2

32.5
32.0
31.5
31.0

47.0
46.8
夫
（右軸）

妻
（左軸）

46.6

奨学金受給率（右軸）

自宅 学費

下宿等 学費

下宿等 生活費

46.4

自宅 生活費

46.2
46.0
45.8

30.5
30.0

変数

2005年
保育単価（円）

記号
2006年

Pj

０歳児
2007年
158,610

年齢区分
１歳児
２歳児
３歳児
2008年 90,290
2009年
90,29039,39045.6

４歳児
５歳児 45.4
2010年 32,560
32,560

保育単価に含まれる事業費
注：平均労働時間の算出に当たり、非就業者は集計対象外。
変数の作成方法は本文を参照
cj
23,348
16,963
16,963

9,410

8,772

8,772

kj

0.05000.03330.0333と管理費の合計（円）児童保育士比率

0.33330.16670.1667

注:数値は、「その他地域、長設置、120人定員、民改費10%加算」の場合である
出所:昭和51年４月16日厚生事務次官通知「児童福祉法による保育所運営費国庫負担金について」（平成21年７月９日改正現在）、
昭和51年４月16
ント低下しているのに対し、妻は同年にかけて2回帰分析の結果を紹介する前に、分析データの日厚生省児童家庭局長通知「「児童福祉法による保育所運営費国庫負担金について」通知の施行について」（平成21年７月９日改正現在）、
及び平成21年７月９日厚生労働省雇用均等・児童家庭局保育課長通知ポイント以上上昇した。リーマンショックの影響「児童福祉法による保育所運営費国庫負担金交付要綱等の改正点
基本的な特徴を把握しておきたい。図表−2は夫婦及びその運用について」

における就業率の推移である。なお、JPSCではが2009年に出始めたことは前節で述べた通りなの

就業状態を調査する質問項目の選択肢に、育児休で、素朴な観察では、夫が失業した半面、妻が就業や疾病等の休業などによる休業中という選択肢

業状態に移行している可能性がうかがえる。

がある。本稿では、休業中も就業する意思がある

この可能性をさらに確かめるために、図表−3を

注:数値は、「その他地域、長設置、120人定員、民改費10%加算」の場合である見たい。図表−3は、前年に非就業であった妻に対と見なして就業している状態とした。
出所:昭和51年４月16日厚生事務次官通知「児童福祉法による保育所運営費国庫負担金について」（平成21年７月９日改正現在）、
昭和51年４月16
奨学金受給率（右軸）
自宅 学費
自宅 生活費日厚生省児童家庭局長通知「「児童福祉法による保育所運営費国庫負担金について」通知の施行について」（平成21年７月９日改正現在）、
して、当年に就業状態移行した妻の割合を「新規図表−2を見ると、下宿等 学費 夫婦で就業率の推移が異なる。
下宿等 生活費及び平成21年７月９日厚生労働省雇用均等・児童家庭局保育課長通知「児童福祉法による保育所運営費国庫負担金交付要綱等の改正点
及びその運用について」
夫は、2008年から2009年にかけて就業率が1ポイ
就業者の割合」として推移をまとめたものである。

24
保育単価（円）

変数

記号

Pj

０歳児
158,610

１歳児
90,290

年齢区分
２歳児
３歳児
90,29039,390４歳児
32,560５歳児
32,560リーマンショック後に「追加的労働力効果」は観察されたか

図表-5 夫婦別 週当たり労働時間差分の平均値 推移

夫

妻

0.0
−0.5
−1.0
−1.5
−2.0
−2.5
−3.0

2005年

2006年

2007年

2008年

2009年

2010年

注：1年前に労働時間が0時間より大きい就業者に限定し、週当たり労働時間の差分を各個人に対して計算し、平均した数値が「労働時間差分の平均値」

不況期にこの割合が上昇すれば、夫の労働供給減

けての落ち込みはほかの年より大きいといえる。

少に伴い妻の労働供給が促進されている追加的労

このような傾向であるため、追加的労働力効果が

働力効果が見られる効果と矛盾しないだろう。図

起こっているとはいいにくい。
そこで、図表−5のように、労働時間の差分を個

表−3を見ると2008年までこの割合は低下していたが、2009年にかけて5ポイントも上昇した。こ人に関して集計する方法でもトレンドを見てみたのことからも追加的労働力効果はある程度見られい。夫婦ともに2005年から2010年にかけて差分た可能性が高い 。

の平均値はマイナスである。とくに、夫について

4）以上は就業状態に注目したが、もう1つの重要は2009年にマイナス幅が大きくなっている。一方、な変数である労働時間に注目したい。JPSCでは妻における2009年はそれほどマイナス幅が大きい

奨学金受給率（右軸）

自宅 学費

労働時間を2通りで把握できる。1つは通常の週

自宅 生活費とは言えない。素朴な観察では、特にすでに就業

当たり労働時間であり、選択肢で回答する形式を

下宿等 学費

下宿等 生活費している妻の労働時間については追加的労働力効

とっている。もう1つは、生活行動の質問の一環

果が観察できるのか結論を出しにくいといえる。

として1日の仕事時間を調査している。本稿では、以上を踏まえ、次節以降では回帰分析によってKohara（2010）にならい、前者の労働時間を用
変数
記号

年齢区分
追加的労働力効果について分析していきたい。以
０歳児
１歳児
２歳児
３歳児
４歳児
５歳児
いる。追加的労働力効果を調べる際に、いわゆる下の3つの分析を考える。1つ目の分析は分析2とPj
保育単価（円）
158,61090,29090,29039,39032,56032,560
保育単価に含まれる事業費
サービス残業を除いた労働時間を用いるのが適切
3の予備的分析になっている。
cj
23,348
16,963
16,963
9,410
8,772
8,772
と管理費の合計（円）である。なぜなら、妻の労働時間におけるサービ
kj
児童保育士比率
0.33330.16670.16670.05000.03330.0333

ス残業は夫の所得低下の補償にはならないためで
分析1：どのような属性を持つ夫の労働時間が減
注:数値は、「その他地域、長設置、120人定員、民改費10%加算」の場合である

出所:昭和51年４月16日厚生事務次官通知「児童福祉法による保育所運営費国庫負担金について」（平成21年７月９日改正現在）、
昭和51年４月16ある。以下では、総労働時間からサービス残業を少しているのか
日厚生省児童家庭局長通知「「児童福祉法による保育所運営費国庫負担金について」通知の施行について」（平成21年７月９日改正現在）、
及び平成21年７月９日厚生労働省雇用均等
よる保育所運営費国庫負担金交付要綱等の改正点。 ・児童家庭局保育課長通知「児童福祉法に除いた時間を労働時間とする
分析2：無業の妻において、夫の労働時間の減少
5）及びその運用について」

図表−4は、週当たり平均労働時間の推移を見たものである。ただし、非就業者（と労働時間の観を契機に就業するようになっているのか
分析3：すでに就業している妻において、夫の労察されない者）については集計の対象外とした。

働時間の減少を契機にさらに労働時間を妻については、2006年から2008年にかけて労働増加させているのか

注:数値は、「その他地域、長設置、120人定員、民改費10%加算」の場合である

時間が増加しているものの、それ以外の年におい
出所:昭和51年４月16日厚生事務次官通知「児童福祉法による保育所運営費国庫負担金について」（平成21年７月９日改正現在）、
昭和51年４月16日厚生省児童家庭局長通知「「児童福祉法による保育所運営費国庫負担金について」通知の施行について」（平成21年７月９日改正現在）、ては減少している。夫は2005年から一貫して労働
なお、分析1と分析2で利用したサンプルの基及び平成21年７月９日厚生労働省雇用均等・児童家庭局保育課長通知「児童福祉法による保育所運営費国庫負担金交付要綱等の改正点
及びその運用について」
時間が減少しているが、2008年から2009年にか

本統計量は図表−6にある。

25

季刊家計経済研究

2011

AUTUMN

No.92

図表-6 回帰分析で使用したサンプルの基本統計量
（Ａ）
分析１

（Ｂ）
分析２
平均

夫の労働時間差分−0.270

平均
妻の新規就業者割合

0.148

夫の年齢

40.621

妻の年齢

38.720

夫専門・専修学校、
短大、
高専ダミー

0.166

夫の労働時間差分（△ht）−0.270

夫大卒・院卒ダミー

0.323

妻専門・専修学校、
短大、
高専ダミー

0.408

妻大卒・院卒ダミー

0.134

夫の職業
（ベース
：事務職）
自営業

0.140

末子の年齢6歳以下ダミー

0.339

自由業

0.016

家計の金融資産（単位：1000万円）

0.436

専門職・技術職・管理職

0.239

居住地：政令指定都市以外の市

0.647

技能職・作業職

0.305

居住地：町村0.092

販売サービス職

0.085

年ダミー 2007年

0.171

夫の産業
（ベース
：サービス業）
農林水産業

2008年

0.168

0.018

2009年

0.165

2010年

0.162

製造業・建設業

0.408

卸売業・小売業

0.152

金融業

0.047

企業規模
（ベース
：100人未満）100〜999人

0.256

1000人以上、
官公庁

0.255

夫非正規雇用ダミー

0.062

末子の年齢6歳以下ダミー

0.349

家計の金融資産（単位：1000万円）

0.430

居住地：政令指定都市以外の市

0.648

居住地：町村0.093

3. 夫の労働時間が減少する要因る。また、産業については、サービス業をベースとしている。有意である年とそうでない年にばら妻の追加的労働力効果について考察する前に、つきがあるため、どの産業で平均的に労働時間をそもそもリーマンショックの発生した2008年以降減らしているか確定的なことを言えない。ただにどのような夫が労働時間を減少させているのだ

し、金融業において2009年の係数が−7.590で統ろうか。

計的に有意であるため、金融業を中心にリーマン

図表−7はサンプルを各年で分けることで、どショックによって労働時間を減らしている可能性ある変数が多い。職業については、事務職と比意に効いていない。年齢は2007年においてマイナ

注:数値は、「その他地域、長設置、120人定員、民改費10%加算」の場合である
出所:昭和51年４月16日厚生事務次官通知「児童福祉法による保育所運営費国庫負担金について」（平成21年７月９日改正現在）、
昭和51年４月16のような属性がどの年に有意に効くのかを把握でがある。
日厚生省児童家庭局長通知「「児童福祉法による保育所運営費国庫負担金について」通知の施行について」（平成21年７月９日改正現在）、
きるようにした分析である。職業や産業に有意でまた、興味深いことに、ほかの変数はあまり有及び平成21年７月９日厚生労働省雇用均等・児童家庭局保育課長通知「児童福祉法による保育所運営費国庫負担金交付要綱等の改正点
及びその運用について」較して、専門職・技術職・管理職は2008年以降

スで有意であるものの、2008年以降は有意ではな

労働時間を有意に減らしている。また、技能職・い。学歴も10％有意水準で有意な年もあるが、概作業職は2008年が有意でないものの、2007年として統計的に有意な係数は見当たらない。企業規

2009年以降においてマイナスで有意となってい模や居住地についても同様である。

る。販売サービス職も、2007年と2009年におい結果をまとめると、産業や職業において労働てマイナスで有意となっている。特に販売サービ

時間を減少するところが部分的に見られるが、そス職の2009年の係数が−8.256となっており、事のほかの属性について、ほとんど差異はないとい

務職に比べて販売サービス職は週当たり平均8時える。玄田（2010）も指摘しているように、リー間以上も労働時間を減少させていることが分か

マンショックによる影響はどの産業でも少なから26リーマンショック後に「追加的労働力効果」は観察されたか

図表-7 夫の労働時間差分に関する分析

夫の年齢
夫専門・専修学校、短大、
高専ダミー
夫大卒・院卒ダミー

（1）

（2）

（3）

（4）

（5）

2006年

2007年

2008年

2009年

2010年

0 .0880−0 .155**−0 .0533

0 .0752−0 .0273（0 .0762）（0 .0785）（0 .0695）（0 .081）（0 .0726）−0 .865

1 .444−0 .602

0 .0108−1 .300（1 .197）（1 .401）（1 .226）（1 .38）（1 .137）−1 .198

0 .643

0 .432

0 .261−2 .083*（1 .081）（1 .143）（1 .103）（1 .251）（1 .106）

夫の職業
（ベース
：事務職）
自営業
自由業
専門職・技術職・管理職
技能職・作業職
販売サービス職−1 .911−4 .434**

1 .483−4 .396**−2 .963（1 .819）（2 .104）（1 .822）（1 .884）（1 .876）

4 .111−3 .078−2 .307−8 .162

3 .844（4 .509）（2 .778）（5 .356）（6 .447）（4 .664）−0 .266−0 .578−3 .019**−3 .245**−3 .322***（1 .172）（1 .371）（1 .247）（1 .385）（1 .253）−1 .589−3 .434**−1 .308−3 .780**−4 .732***（1 .381）（1 .568）（1 .382）（1 .560）（1 .371）

2 .253−4 .592**−2 .242−8 .256***

0 .756（1 .929）（1 .919）（2 .002）（2 .248）（2 .011）

夫の産業（ベース：サービス業）
農林水産業
製造業・建設業
卸売業・小売業
金融業

6 .356−6 .929

3 .604

1 .072

0 .558（5 .228）（5 .871）（4 .712）（5 .060）（4 .598）

1 .332−1 .824*−1 .523*−0 .776−0 .270（0 .960）（1 .031）（0 .904）（1 .040）（0 .936）−0 .317−1 .916−1 .191

1 .229−3 .204**（1 .396）（1 .500）（1 .407）（1 .488）（1 .447）

0 .236−4 .402**

1 .285−7 .590***

0 .248（1 .885）（2 .075）（1 .858）（2 .327）（1 .977）

企業規模（ベース：100人未満）100〜999人
1000人以上、官公庁
夫非正規雇用ダミー
末子の年齢6歳以下ダミー
家計の金融資産（単位：1000万円）
居住地：政令指定都市以外の市
居住地：町村
定数項−2 .035*

1 .136−1 .228

1 .290−1 .490（1 .102）（1 .206）（1 .067）（1 .260）（1 .160）

0 .224−0 .582−1 .492

0 .152−1 .676（1 .198）（1 .238）（1 .146）（1 .232）（1 .223）

4 .405*−0 .606

0 .761

0 .802−4 .336**（2 .374）（2 .439）（2 .192）（2 .830）（2 .074）

0 .921−1 .220−1 .008

0 .553−0 .321（0 .964）（0 .999）（0 .996）（1 .158）（1 .099）

0 .194

0 .203−0 .105

1 .015*−0 .904*（0 .686）（0 .528）（0 .655）（0 .520）（0 .531）−1 .232

0 .437−0 .251

0 .803

1 .398（1 .053）（1 .044）（0 .953）（1 .064）（1 .047）−0 .514

1 .5100 .066

1 .292

1 .517（1 .574）（1 .686）（1 .629）（1 .561）（1 .589）−2 .373

9 .129**4 .916−2 .297

5 .718（3 .777）（4 .163）（3 .575）（3 .886）（3 .857）

サンプルサイズ

1098

1084

1065

1027

1006

自由度修正済み決定係数

0 .0240 .035

0 .0250 .0350 .037

注：推定方法はOLS。
被説明変数は夫の週当たり労働時間の差分。
説明変数はすべて1年前の変数。
（）
内の値は分散不均一に頑健な標準誤差。
*** p<0.01, ** p<0.05, * p<0.1

27

季刊家計経済研究

2011

AUTUMN

No.92

図表-8 非就業の妻が就業に移行する確率に関する分析（1）
妻の年齢
夫の労働時間差分
（△ht）

（2）

−0 .0167−0 .0177−0 .0202−0 .0200（0 .0141）（0 .0146）（0 .0146）−0 .00345

0 .00964

0 .00601（0 .00517）（0 .00956）（0 .0103）△ht×2008年ダミー△ht×2009年ダミー△ht×2010年ダミー−0 .00900−0 .0190（0 .0169）（0 .0185）−0 .0293**−0 .0189（0 .0144）（0 .0167）−0 .0235*−0 .0184（0 .0128）（0 .0136）−0 .000758

0 .0124（0 .0145）（0 .0190）

夫の労働時間差分1期前（△ht-1）△ht-1×2007年ダミー△ht-1×2008年ダミー△ht-1×2009年ダミー△ht-1×2010年ダミー

妻大卒・院卒ダミー
末子の年齢6歳以下ダミー
家計の金融資産（単位：1000万円）
居住地：政令指定都市以外の市
居住地：町村
年ダミー

2007年
2008年
2009年
2010年

定数項

（4）

（0 .0141）△ht×2007年ダミー

妻専門・専修学校、
短大、
高専ダミー

（3）

−0 .00797−0 .00519（0 .00945）（0 .00983）−0 .00756−0 .0183（0 .0160）（0 .0193）

0 .0297

0 .0217（0 .0154）（0 .0175）

0 .0184

0 .00854（0 .0136）（0 .0144）

0 .0134

0 .0181（0 .0159）（0 .0170）

0 .00604

0 .00778

0 .00765

0 .0101（0 .1370）（0 .1380）（0 .138）（0 .1380）

0 .0690

0 .0458

0 .0513

0 .0307（0 .202）（0 .203）（0 .2050）（0 .206）−0 .206−0 .212−0 .238−0 .231（0 .161）（0 .162）（0 .167）（0 .168）−0 .452***−0 .442**−0 .472***−0 .459***（0 .174）（0 .172）（0 .177）（0 .175）

0 .207

0 .2090 .191

0 .191（0 .144）（0 .145）（0 .145）（0 .145）

0 .540**0 .552**

0 .462*

0 .475**（0 .233）（0 .233）（0 .236）（0 .237）−0 .142−0 .138−0 .134−0 .129（0 .191）（0 .191）（0 .196）（0 .197）−0 .340*−0 .368*−0 .355*−0 .371*（0 .200）（0 .204）（0 .204）（0 .207）

0 .1180 .0946

0 .1280 .100（0 .186）（0 .1890）（0 .188）（0 .190）−0 .0725−0 .0758−0 .0526−0 .0592（0 .202）（0 .2020）（0 .203）（0 .204）−0 .996*−0 .965*−0 .822−0 .840（0 .573）（0 .575）（0 .594）（0 .598）

サンプルサイズ

2098

2098

2066

2066

疑似決定係数

0 .0179

0 .0218

0 .0222

0 .0257

注：被説明変数は、
t-1年は非就業、t年は就業の妻であれば1、t-1年とｔ年ともに非就業である妻は0を取るダミー変数。
推計はロジットモデルに従う。
2006〜2010年データをプール。
労働時間差分と年ダミー以外の説明変数は1年前のものを利用。
（）
内の値は分散不均一に頑健な標準誤差。
*** p<0.01, ** p<0.05, * p<0.128

リーマンショック後に「追加的労働力効果」は観察されたかず見られる。定数項を見ると、有意ではないが、のラグを考えた場合、そもそもラグは有意ではな

2009年はマイナスとなっておりそのほかの年はいが、（4）式のようにラグ項も同時に入れた推定2006年を除いてマイナスでないことも、玄田の主を行うと、2008年ダミーとの交差項は有意ではな

張を裏付けている。その中で、産業や職業によっくなる。その意味で、この結果は頑健な結果とはてはその影響度合いが異なり、それが図表−7に言えない。

も結果として表れているといえる。

その他の結果について見てみると、年齢や教育水準、末子の年齢は有意な影響はない。また、家4. 非就業の妻の追加的労働力効果に関する分析

計の金融資産はどの推定においてもマイナスで統計的に有意である。金融資産の多い家計であるほど妻は就業に移行しない傾向にあることを意味し、前節でみたように程度の差はあれ、リーマン

自然に理解できる結果である。また、居住地につショックの夫の労働供給の影響は少なからず見ら

いては政令指定都市をベースとして、町村に住んれることがわかった。このような要因は妻の追加

でいる妻は就業に移行しやすいという結果が得ら

的労働力効果を識別する上で有効に活用できるとれた。

考える。本節では、非就業の妻の追加的労働力効
果が観察されるかについて分析したい。

以上のように、頑健な結果ではないが、非就業の妻に対してはリーマンショック後に追加的労働

図表−8はその分析結果である。被説明変数は、

力効果は存在している可能性が高いといえる。で前年は非就業だが当年は就業している妻を1、前は次に、すでに就業している妻に対してはどうだ

年当年ともに非就業である妻を0としたダミー変

ろうか。次節で検討する。

数である。前年が非就業である妻に限定した分析を行っている。説明変数には年齢、教育水準、末子の年齢、金融資産、居住地などをとっている。
Kohara（2010）のように個人の固定効果もコン

5. すでに就業している妻の追加的労働力効果に関する分析

トロールする推計を本来であれば行うべきである

本節では、すでに就業している妻にとって、夫が、ここでは試みの分析としてプーリングデータの労働時間減少に反応して労働供給を増やすことを用いている。また、夫の労働時間の差分と年ダにしたのかについて検討する。分析方法は、基本

ミー以外はすべて1年前の変数を利用している。

的にKohara（2010）をベースとしているが、一図表−8における（1）式は、夫の労働時間の差部で異なる。第1に、個人の固定効果をコントロー

分の平均的な効果を見ている。追加的労働力効果

ルしたモデルを採用しているが、本稿でのサンプが存在するのであれば、この係数はプラス、つまル期間ではあまり転職をしたサンプルがいないた

り妻が就業に移行する確率を高めるという結果にめ、転職した事実を識別条件とする説明変数を加なる。しかし分析結果は、係数がマイナスで統計

えられなかった。具体的には、産業、職業、従業的に有意ではない。そこで、（2）式のように夫の員規模、雇用形態、居住地などといった変数であ

労働時間の差分と年ダミーの交差項を説明変数にる。もちろん、期間を通じて変化しない年齢や教加え、夫の労働時間差分の効果の違いを見た。そ育水準といった変数はコントロールしていない。

の結果、2008年ダミーとの交差項が−0.0293で有第2に、サンプル期間が短いことと、本稿ではリー意、2009年ダミーとの交差項が−0.0235で10％

マンショック前後の係数の違いに注目したいため、有意水準ではあるが有意という結果が得られた。

夫の労働時間差分の内生性はコントロールしてい2006年をベースとした時に、2008年、2009年は

ない 。
6）

相対的に追加的就業効果がみられるといえる。た

図表−9に分析の結果がある。分析の結果、夫の

だし、
（3）式・
（4）式のように、労働時間の差分

労働時間差分の係数はどの推定式でもプラスで有29

季刊家計経済研究

2011

AUTUMN

No.92

図表-9 妻の労働時間差分の就業している妻の労働時間差分に対する分析（1）
夫の労働時間差分
（△ht）

（2）

0 .0867***

0 .0902***

0 .117**

0 .128***（0 .0221）（0 .0459）（0 .0471）△ht×2008年ダミー△ht×2009年ダミー△ht×2010年ダミー
夫の労働時間差分1期前（△ht-1）
2007年
2008年
2009年
2010年
定数項

サンプルサイズ（4）（0 .0198）△ht×2007年ダミー

年ダミー

（3）

−0 .0257−0 .0409（0 .0578）（0 .0585）−0 .0832−0 .0850（0 .0652）（0 .0662）−0 .0144−0 .0185（0 .0649）（0 .0651）−0 .0260−0 .0424（0 .067）（0 .0683）

0 .0177

0 .0168（0 .0193）（0 .0192）−0 .0343

0 .110−0 .0404

0 .0919（0 .661）（0 .658）（0 .6600）（0 .658）−1 .276*−1 .419**−1 .262*−1 .416**（0 .652）（0 .660）（0 .651）（0 .659）−0 .516−0 .346−0 .506−0 .335（0 .694）（0 .696）（0 .698）（0 .700）−0 .184−0 .154−0 .193−0 .171（0 .649）（0 .654）（0 .65）（0 .656）−1 .378***−1 .211**−1 .369***−1 .195**（0 .474）（0 .478）（0 .476）（0 .480）

3465

3357

3465

3357

注：被説明変数は、
妻の週当たり労働時間の差分。
推定はOLS。
t-1年に就業している妻にサンプルを限定。
2006〜2010年データをプール。
（）
内の値は分散不均一に頑健な標準誤差。
*** p<0.01, ** p<0.05, * p<0.1

意となっている。追加的労働力効果が存在すれば、

6. むすびにかえて

夫の労働時間が減少したぶん妻の労働時間は増加するはずなので、係数はマイナスになるはずであ

本稿では、リーマンショック後に追加的労働力る。図表−9の分析結果は追加的労働力効果と矛盾効果が見られたのかについて検討してきた。そのする結果である。図表−4や図表−5で見てきたよ

結果以下のことが分かった。

うに、妻と夫の労働時間の間に、追加的労働力効

第1に、非就業の妻に関しては、追加的労働力果を表す明確な関係が見られないが、回帰分析で効果がリーマンショック後に見られた。ただし、も同様の結果が得られた。おそらく、景気が良い

夫の労働時間のラグ項でコントロールするとその時は夫婦ともに労働時間を増加させ、不景気の時効果が有意ではなくなったので、頑健な結果ではは夫の労働時間が減少するだけでなく、不景気のないといえる。

影響は妻にも影響し労働時間が削減せざるを得な

第2に、すでに就業している妻の追加的労働力

い状況になっていると推察される。図表−8になら効果を調べた結果、その効果は見られなかった。

い、年ダミーとの交差項を調べても、交差項は有

むしろ、不景気においては、夫も妻も両方が労働意にならない。ラグをとっても同様に有意な結果

時間を減少しているという様子が見られた。

は見られなかった。

また、リーマンショックによる夫の労働時間への影響は、全体的に押し下げる効果が見られるも

30

リーマンショック後に「追加的労働力効果」は観察されたかのの、産業や職種によってその影響度合いが大き
いものがいくつか見られた。
以上の結果より、追加的労働力効果は限定的にしか見られないといえる。その理由はリーマン
ショックによりマクロ的に大きな影響が波及したので、仮に追加的労働力効果があり、妻が就業しようとしたとしても、仕事を見つけにくい状況や労働時間を延長しにくい状況が続いているのでそれが実現できなかった可能性が高い。そのため、求職活動の有無に関する情報を用いて、実際に就業しているのかという点ではなく、就業意欲があるのかという点に注目する必要があるだろう。また、すでに就業している妻に対しては、現職において労働時間を増加することが難しい場合、副業や内職を行うということも考えられる。副業や内職に関する意向も含めて分析することが必要だと考える。
また、内生性についての影響も検討しなくてはいけない。JPSCを用いる場合、1年間の差がある
ため、その間の時間的因果関係が不明である。夫
婦それぞれの1年間の労働時間の差を見ているが、平均的な労働時間を減少するタイミングは夫婦でどちらが先にくるのか分からないので内生性の問
題は否定できない。内生性のコントロールは今後の課題としたい。
† 本章の内容は著者の個人的見解を表すものであり、筆者の所属機関の意見・立場を表すものではない。
注1）リーマンショックの労働市場に与える影響について、日本では玄田（2010）、アメリカではElsby et al.（2010）などが分析している。ただし、リーマンショックから時間があまり経過していないこともあり、研究はまだ少な
く、今後も事実発見を丁寧にしていくことが求められる。
2）夫の失業が家族生活にどのような影響を与えたかというテーマで村上（2010）が結果をまとめている。また、追加的労働力効果に対して、対となる就業意欲喪失効
果については、日本でも多くの研究がなされている（例えば、佐藤 2010）。
3）JPSCはサンプリングの際に女性に焦点が当てられ、男
性は既婚者のみ情報が入手できる形式になっている。以

下の議論はその制約があることに注意されたい。
4）ただし、新規就業者の割合では、失業状態の妻を考慮していない。リーマンショックのように急激な景気落ち込みがあると、家計の補助を目的として就業意欲が高まるものの、労働市場で働き口を見つけることができず、就業意欲はあるが働くことのできない状態が続くと考えられる。失業者も含めてどの程度就業意欲が高まっているかについては今後の課題である。
5）なお、総労働時間（通常週当たり、実際に勤務する労働時間）とサービス残業の時間は、選択肢で調査されている。本稿では、選択肢の中間値をとり、上限についてはその値をそのまま労働時間として、数値化して変数を作成した。
6）操作変数を用いる場合、「労働時間差分」だけでなくその交差項もあるため、交差項も含めた変数の数に少なくとも等しい数の操作変数が必要になる。ここでは妥当な操作変数を見つけられなかったため、操作変数法の適用を断念している。
文献
玄田有史，2010，「2009年の失業――過去の不況と比べた特徴」『日本労働研究雑誌』598: 4-17．
佐藤一磨，2010，「景気後退期の就業行動の変化」瀬古美喜・
照山博司・山本勲・樋口美雄・慶應－京大連携グロー
バルCOE編『日本の家計行動のダイナミズムⅥ 経済
危機下の家計行動の変容』慶應義塾大学出版会, 90113．
樋口美雄，2001，『雇用と失業の経済学』日本経済新聞社．
樋口美雄・阿部正浩，1999，「経済変動と女性の結婚・出産・就業のタイミング――固定要因と変動要因の分析」樋
口美雄・岩田正美編『パネルデータからみた現代女性――結婚・出産・就業・消費・貯蓄』東洋経済新報社，
25-65．
村上あかね，
2010，「夫の「失業」にともなう家族生活の変化」『日本労働研究雑誌』598: 38-47．
Kohara, M., 2010,“The Response of Japanese Wives’Labor Supply to Husband’s Job Loss,”Journal
Population Economics, 23: 1133-1149.
Elsby, Michael W., Bart Hobijn and Aysegul
Sahin, 2010,“The Labor Market in the GreatRecession,”NBER Working Paper, No. 15979.

とだ・あきひと （株）リクルートワークス研究所
研究員・公益財団法人 家計経済研究所 嘱託研究員。
主な論文に「職種経験はどれだけ重要になっているのか――職種特殊的人的資本の観点から」（『日本労働研究雑誌』594，2010）。労働経済学、
応用計量経済学専攻。

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