Silviase/jgov_v1.4_full_ann huggingface dataset:
人、6歳児以上は0.503人である。一方、就労していない場合は、0-2歳児は0.058人、3-5歳児は1.259人、6歳児以上は0.361人であり、就労している場合よりも3-5歳児の子供の数が多く、6歳児以上の子供の数は少ない。

第 4 は、母親の年齢や学歴、保育についての考え方である。まず年齢については、就労者と非就労者で大きな違いは認められない。学歴については、就労者の方が大学あるいは大学院卒業の比率が高く、非就労者の方では短大・高専・専門学校卒の比率が高い。また、現在就労している母親の職場での経験平均年数は約 5 年である。また、母親自身が保育園に通った経験については、就労者と非就労者の間で差はなかったものの、保育に対する考え方として、「幼い子供の面倒は他人より自分でみたほうがよい」と答えた比率は、就労者が 27.4% であるのに対して、非就労者が 61.2% と圧倒的に高い。

第 5 は、配偶者の年収や世帯の資産である。配偶者（父親）の年収は、母親が就労している場合は約 561 万円、就労していない場合は約 608 万円であり、母親が非就労の場合の方が高い。世帯資産や持ち家の比率については、母親の就労状態による差は認められない。

第6は、自分自身ないし配偶者の両親の住んでいる場所である。Heckman (1974)、Blau and Robins (1988)、Leibowitz, Klerman, and Waite (1992)は、子どもの世話をする親族の存在が保育に対する親の支出負担を低下させ、女性の就労確率を押し上げると指摘している。実際、就労している母親は、就労していない場合と比較して、同一世帯内あるいは同一市町村内に自分の親が居住している確率が高い。

最後は、育児に対する勤務先での福利厚生制度や保育政策の充実を示す変数である。母親の勤務先での福利厚生については、「ある」と答えた割合は、育児休業制度（42.5%）フレックスタイム制度（16.4%）、勤務時間短縮制度（32.7%）、企業内託児所（5.2%）、再雇用制度（15.9%）となっている。また、居住する市町村内での特別保育実施率は、延長保育（61.2%）と障害児保育（62.6%）の実施率が高い。

保育サービスの利用が母親の就労行動にもたらす影響を分析するためには、まず、以上のような要因が、保育サービスの利用確率や保育サービスへの支出負担に対して与える影響を検証する必要がある。さらにそれを踏まえた上で、母親の賃金率や保育サービスへの支出負担が就労行動に与える影響を検証する。次節では、母親の労働供給関数を
推計するための理論モデルを踏まえ、実証分析の定式化を導く。

## 4 ．母親の労働供給関数のための理論的モデルと推定方法

ここでは、保育コストの内生性についての複雑なモデルを整理した Connelly (1992)を参考にしながら、次のような母親の効用最適化問題を設定する。

$$ max\quad U=U(X,T_{l},Q)\quad 母親の効用 関数 $$

X は消費財、 $ T_{l} $ は労働市場における活動時間を除く母親の余暇時間、Q は子ども 1 人当たりの保育サービスを示している。母親は、効用水準 U を、以下に示す保育サービスの生産関数、世帯の予算制約式、保育サービスへの時間当たり支出、自分自身と子供の時間制約の下に最大化する。

$$ subject to\qquad Q=Q(T_{f},T_{m}q\left|\theta_{1},\theta_{2},\theta_{3}\right)\qquad 保育サービスの生産関数 $$

$$ where\ Q_{_{f}}=\partial Q/\partial T_{_{f}}>0、Q_{_{m}}=\partial Q/\partial T_{_{m}}>0、Q_{_{ff}}=\partial^{2}Q/\partial T_{_{f}}^{2}<0、Q_{_{mm}}=\partial^{2}Q/\partial T_{_{m}}^{2}<0 $$

$$ T_{_{p}}W+V=X+P_{_{m}}T_{_{m}}\qquad 予算制 約式 $$

$$ P_{m}=P_{m}\left(q,\theta_{1},\theta_{2},\theta_{3}\right)\qquad 保育サービスへの時間当たり支出 $$

$$ where\quad P_{_{m}}=\partial P_{_{m}}/\partial q>0、\quad P_{_{m}}=\partial P_{_{m}}/\partial\theta_{_{1}}>0、\quad P_{_{m}}=\partial P_{_{m}}/\partial\theta_{_{2}}<0、\quad P_{_{m}}=\partial P_{_{m}}/\partial\theta_{_{3}}<0 $$

$$ \begin{aligned}&T_{_{p}}+T_{_{f}}+T_{_{l}}=1\quad& 母親の時間制約式 \\&T_{_{f}}+T_{_{m}}<1\quad& 子供の時間制約式 \end{aligned} $$

ここで、保育サービス（Q）の生産は、各世帯における子どもの総数（\theta_{1}）年齢構造（\theta_{2}） $ ^{7} $ 、子どもの世話をする親族の数（\theta_{3}）の3つを外生変数とし、その制約の下、母親が子供と過ごす時間（T_{f}） $ ^{8} $ 、フォーマルな保育サービス時間（T_{m}）とその時間当た
りのサービスの質（q）を乗じた変数によって説明される。Qは、 $ T_{f} $ と $ T_{m} $ について増加関数であり、concaveであると仮定する。

予算制約式の左辺は、 $ T_{p} $ は母親の労働市場での労働時間、W は時間当たりの賃金、V は配偶者所得を中心とした母親の労働以外の世帯所得を示し、左辺は世帯全体の所得を示す。一方、右辺のうち $ P_{m} $ は保育サービスに対する時間当たりの支出を示す。 $ P_{m} $ は、q、 $ \theta_{1} $ 、 $ \theta_{2} $ 、 $ \theta_{3} $ の内生変数として、サービスの質（q）や家族の中の子どもの総数（ $ \theta_{1} $ ）に対しては増加関数であり、子どもの年齢構造（ $ \theta_{2} $ ）及び、子どもの世話をする親族の数（ $ \theta_{3} $ ）に対しては減少関数である。すなわち、サービスの質や子どもの数が増加すれば、保育サービスにかかる負担が増加し、母親の就労確率は低下する。一方で、子どもが成長し家族内に子どもの世話をする親族がいれば保育サービスにかかる負担は低下し、就労確率は増大する（Heckman (1974)、Blau and Robins (1988)、Leibowitz, Klerman, and Waite (1992)）。

入をラグランジュ乗数とすれば、以下のようなラグランジュアンを書くことができる。

$$ L=U(X,T_{l},Q)-\lambda(T_{p}W+V-X-P_{m}T_{m}) $$

1階の条件は以下のようになる。

$$ \begin{aligned}&\partial L/\partial X=\partial U/\partial X+\lambda=0\\&\partial L/\partial T_{l}=\partial U/\partial T_{l}+\lambda W=0\\&\partial L/\partial T_{f}=(\partial U/\partial Q)(\partial Q/\partial T_{f})+\lambda W=0\\&\partial L/\partial T_{m}=(\partial U/\partial Q)(\partial Q/\partial T_{m})+\lambda P_{m}=0\\&\partial L/\partial\lambda=T_{p}W+V-X-P_{m}T_{m}=0\end{aligned} $$

従って、これらを整理すると以下のような効用最大化の条件式が導出される。

$$ U_{l}/U_{X}=W=(U_{Q}/U_{X})(Q_{f}-Q_{m}q^{*})+P_{m}^{*} $$

$$ where\ U_{_{l}}=\partial U/\partial T_{_{l}}、U_{_{X}}=\partial U/\partial X、U_{_{Q}}=\partial U/\partial Q、Q_{_{f}}=\partial Q/\partial T_{_{f}}、Q_{_{m}}=\partial Q/\partial T_{_{m}} $$

$ P_{m}^{*} $ は、最適化された $ q^{*} $ における保育サービスへの時間あたり支出を示している。ここで、各世帯は、市場で得られる保育サービスの質の限界便益（ $ Q_{m} $ ）が、限界費用（ $ \partial P_{m}/\partial q $ ）に等しくなるように $ q^{*} $ を選択する。
この式の意味するところは以下の通りである。第1に、就労中の母親に関して、 $ U_{l}/U_{X}=W $ は、余暇と消費財の限界代替率が賃金率に等しいこと、したがって、Heckman (1974)が指摘するように、賃金率は余暇のシャドー・プライスであることを示している。第2に、 $ W=(U_{Q}/U_{X})(Q_{f}-Q_{m}q^{*})+P_{m}^{*} $ では、母親の賃金率が保育に費やす時間の純便益に等しくなる時点で、保育に費やす時間（ $ T_{f} $ ）と労働時間（ $ T_{p} $ ）との間の最適化がはかられることを示している。ここでの右辺は、最適化された $ q^{*} $ では、母親が子どもの世話をする時間の純便益は、 $ T_{f} $ と $ T_{m} $ の純便益の差と市場での保育サービスへの時間当たり支出 $ P_{m}^{*} $ に依存することを示す。

従って、いったん、最適化された $ q^{*} $ での保育サービスへの時間当たり支出 $ P_{m}^{*} $ が決まると、母親の労働供給 $ (T_{p}) $ は、賃金率（W）保育サービスの生産 $ (Q_{f}, Q_{m} q^{*}) $ に影響を与える市場での保育サービスの時間当たり支出 $ (P_{m}^{*}) $ 消費財と時間の限界代替率 $ (U_{l} / U_{x}, U_{Q} / U_{x}) $ に影響を与えると考えられる諸要因（Z）からなる次のような推定式として示すことができる。

$$ T_{_{p}}=\beta_{_{0}}+\beta_{_{1}}\ln W+\beta_{_{2}}\ln P_{_{m}}^{*}+\beta_{_{3}}Z+\varepsilon $$

εは誤差項で、平均ゼロ、分散 $ \sigma_{u}^{2} $ の正規分布に従うと仮定すると、母親の労働供給は、単純に、 $ T_{p}>0 $ であれば1、 $ T_{p}=0 $ であれば0とする二値変数を従属変数とするプロビット分析を行えばよい。

しかし、実際の定量モデルを推定するに当たっては、次にあげる2つのサンプル・セレクションを考慮しなければならない。

第 1 に、現在就労していない母親については賃金率と保育サービスへの支出の 2 つのデータがない可能性が高く、たとえ就労していても保育サービスへの支出データが入手できない censored sample に留意しなければならない。こうしたセレクション・バイアスを避けるために、以下の方法を用いる。

まず第1段階として、市場における保育サービスへの支出及び母親の就労の有無について、相互に相関のあるバイヴァリエットな確率分布を仮定し同時推定を行う。ここでは、以下のような2本の回帰式を設定する。
$$ P_{_{m}}^{*}=X_{_{1}}\phi_{_{1}}+\tau_{_{1}}\quad P_{_{m}}=1\ \mathrm{if}\quad P_{_{m}}^{*}>0\ \mathrm{or}\ -\tau_{_{1}}0or-\tau_{_{2}}
(D) $ P_{m}^{*} = X_{1}\gamma_{1} + \hat{\lambda}\gamma_{2} + \omega_{1} $

ここで、$\omega_{i}$ は誤差項であり、正規分布であると仮定する。

さらに、保育サービスに対する支出の推定値 $ E(P_{m}^{*}) $ は、次の式によって計算することができる。

$$ \left(\mathrm{E}\right)\quad E(P_{m}^{*})=\Pr(P_{m}^{*}>0)E[P_{m}^{*}\mid P_{m}^{*}>0]+\Pr(P_{m}^{*}=0)E[P_{m}^{*}\mid P_{m}^{*}=0]=\Phi(X_{1}\hat{\gamma}_{1})(X_{1}\hat{\gamma}_{1}+\hat{\lambda}\hat{\gamma}_{2})+0 $$

すなわち、保育サービスに対する支出額の推定値は、保育サービスの利用確率に、実際に支出した場合のコストを乗ずることによって求められる。上記の式から得られた $ E(P_{m}^{*}) $ は、最終的な母親の就労の意思決定を示す労働供給式に、他の説明変数とともに投入する。

第 2 に、Connelly(1992)、滋野・大日(1999)、樋口・阿部(1999)が指摘するように、就業し所得の高い女性ほど結婚あるいは出産しない傾向が強く、そのタイミングが遅い。従って、出産の意思決定自体が内生性の問題をはらんでおり、分析の対象として子どもがいる世帯に限定することは、推定値にバイアスがかかるという議論である。

この点に関しては、Morz(1987)が、乳幼児の存在が既婚女性の労働供給にとって外生的であるという仮説を棄却することができなかったとしているのに対し、Blau and Robins(1989)は、出産の意思決定は保育サービスにかかる負担に依存しているという結果を示している。いくつかの研究で示されている通り、保育サービスにかかる負担は子どもの成長とともに減少する傾向にある。Smith and Blundell (1986) と Stern(1989)は、同様の問題意識にたって、3歳以上の子供の数は、現時点における母親の就労の意思決定には外生的である一方、0 - 2歳児の子供の数は、母親の労働供給に対して外生的であるという仮説を棄却することができなかったとしている。

本論文で用いるデータセットには、子供のいない世帯のサンプルは含まれていないため、滋野・大日(1999)のように、直接的に出産の意思決定と女性の労働供給の間の内生性を調整することはできない。従って、Smith and Blundell(1986)とStern(1989)の仮説検定の結果に基づき、母親の労働供給に対して内生変数である可能性が否定できない、0-2歳児の数の推定値を以下の回帰分析に投入する。
## 5 ．推定結果

以下では、第1に、保育サービスの利用確率の決定要因を検証する((C)式と同時推定した(B)式)。第2に、保育サービスへの支出決定要因の検証を行う((D)式及び(E)式)。さらに、それを踏まえて、母親の賃金率と保育サービスへの支出が、母親の労働供給に与える影響を探る((A)式)。

### 5 - 1. 保育サービスを利用する確率の決定要因

図表 2 の中の(1)(4)(6)（「第 1 段階 バイヴァリエット・プロビット法 利用確率の推定」）は、保育サービスの利用確率に対してどのような要因が説明力を持つのかを示した結果である。推計結果については、保育所利用世帯、保育所以外の保育サービスを利用した世帯（保育所利用者も含む）保育所を含む何らかのフォーマルな保育サービスの利用した世帯の別に示してある。推計の対象は全世帯である。

これは（C）式とバイヴァリエット・プロビットモデルで同時推定した（B）式の推計結果に基づいており、保育サービスを利用する確率（保育サービスへの支出があるかどうか）を被説明変数としている。説明変数の中には、同時推定によって（C）式で得られた賃金関数に基づいた各世帯の母親の賃金率も含まれている。

まず、母親の賃金率の影響をみると、時給の上昇は、保育所及び保育サービス全般に対する需要を押し上げるのに対し（(1)及び(6)）保育所以外の保育サービスの需要に対してはマイナスに働く傾向にある（(4)）。しかし、統計学的に有意な効果が認められたのは、保育所に対する需要についてだけで、時給が1%上昇すると保育所を利用する確率が0.51%上昇する $ ^{9} $ 。
子ども年齢構成について、0 - 2歳児の数の係数は、保育所の利用に対してマイナスに有意である一方、保育所以外のサービスについてはプラスに有意である。保育サービス全般に対してはマイナスであるものの、統計的には有意ではない。これは、いわゆる「3歳神話」（子供が3歳までは親が育てるべきだという価値観）を反映している。

母親の教育水準については、明確な影響はみられない。一方、母親の保育に対する考え方が保育サービスに対して有意に働いている。つまり「幼い子供の面倒は他人よりも自分で見た方がいい」と答えた母親ほど、保育所やフォーマルな保育サービス全般に対する需要が低い傾向にある。これもいわゆる「3歳神話」を反映した結果であるといえる。

Robins and Spiegelman (1978)、Lehrer(1983)、Connelly(1992)では、主として父親の年収を中心とする母親の賃金所得以外の世帯収入が、フォーマルな保育サービスに対する需要を増加させる一方で、母親の賃金率には統計学的な有意性が確認されないとしている。ここでも、父親の年収が、保育所以外のサービスと保育サービス全般の利用についてはプラスに有意に働くことが検証されたものの、保育所についてはマイナスで統計学的な有意性はなかった。

ここで、興味深いのは、子どもの世話をするインフォーマルな親族の存在が保育所と保育所以外のサービスに対する需要に与える影響である。母親や父親の両親が同居もしくは同一市町村内に住んでいる場合、保育所の利用は促進される一方、保育所以外の保育サービスに対する需要は抑制される傾向にある。このことから、支出を伴わないインフォーマルな保育サービスは、保育所の利用と補完関係にある一方、保育所以外の保育サービスについては代替関係にあることがわかる。

また、勤務先の福利厚生制度の影響をみると、育児休業制度の存在は保育所の利用についてはプラスに有意に、保育所以外のサービスについてはマイナスに有意な影響がある。勤務時間短縮制度と企業内託児所については、保育サービス全般に対する需要を促進する傾向がある。また、居住する市町村における特別保育事業の実施率については、夜間保育の実施率が、保育所及び保育サービス全般に対してプラスに働く以外は、有意性は確認することができなかった。

最後に、フォーマルな保育サービスへの支出と就労の有無との相関をみるため、バイ
ヴァリエット・プロビットモデルから推定される両者の相関係数（ρ）をチェックする。相関係数（ρ）は、保育所（0.833）保育所以外のサービス（-0.611）保育サービス全般（0.470）のそれぞれについて統計的に有意である。これは、保育所及び保育サービス全般については、就労している母親ほど、フォーマルな保育サービスを利用する確率が高いこと、その一方で、保育所以外のサービスについては、就労している母親ほど、保育所以外のサービスを利用する確率が低いことを示している。すなわち、上で見たように、保育所利用と保育所以外の保育サービスの利用について、利用者が使い分けをしていることがわかる。

### 5 - 2. 保育サービスへの支出負担の決定要因

次に、保育サービスの利用確率の推計結果を踏まえて、保育サービスへの支出負担の決定要因について検証する。保育サービスへの支出については、サンプル・セレクションを調整するために、バイヴァリエット・プロビットモデルから得られた推計値（$\hat{\lambda}$）を用いて、2段階 Tobit 法によって推定を行った（$\left(\left(\mathrm{D}\right)\right.$ 式）を示している。推計方法は最小2乗法で、実際に保育サービスに支出を行った世帯のみを対象とする。また、本論文で用いるデータセットでは、保育所サービスについてのみ、1日あたりの平均在園時間が計算できるため、時間当たりと月当たりの両方について推計した。保育所以外のサービス及び保育サービス全般については、利用時間数がわからないため、月当たり支出のみ用いている。

推計結果は、図表 2 の(2)(3)(5)(7)に示されている。図表 2(1)(4)(6)と比較すると、保育サービスの利用の有無と保育サービスへの支出額を決定する要因については、大きな違いがあることがわかる。

まず、母親の賃金率の影響をみると、賃金率の上昇は、利用確率と同様に、保育所及び保育サービス全般に対する支出負担も押し上げている。母親の賃金率の1%の増加に対して、保育サービスへの支出は、時間当たりでは0.26%、月当たりでは0.44%増加する。さらに、保育サービス全体に対する支出も0.72%上昇する。保育所以外のサービスに対する賃金率の効果もプラスであるものの有意ではなかった。
次に、子ども年齢構成の影響をみると、保育所サービスへの利用確率については、0 - 2歳以下の子供の数の影響はマイナスで統計的に有意であったものの、保育サービスへの支出負担については有意な効果はなかった。一方、0 - 2歳児の子供の数は、保育所以外のサービスへの利用に対してプラスの影響があるものの、実際の利用者に限定してみた場合、支出の影響は有意にマイナスである。さらに、就学前児童の数が多い世帯ほど、保育所以外のサービスへの支出が多いのはConnelly(1992)と同じである。

また、母親の学歴については、保育サービスの利用確率と同様、顕著な影響はみられない。保育所を利用する母親自身が保育園経験者である場合、また、「幼い子供の面倒は他人よりも自分で見た方がいい」と答えた場合には、保育所サービスに対する支出が抑制される傾向にある。一方、「幼い子供の面倒は他人よりも自分で見た方がいい」と答えた母親は、保育所を含めた保育サービス全体を利用する確率も有意に低いものの、利用する場合はより多く支出している。

さらに、保育サービスの利用確率について有意な影響が認められた父親の所得の影響は、保育所サービスのみプラスで統計的に有意である。しかし効果の大きさは約0.03％と小さい。従って、保育サービスへの支出を増大させる要因としては、父親の所得よりも、母親の賃金率の方が大きい。これは、Connelly(1992)が指摘したように、母親の時間の価値と、その時間に対するシャドー・プライスである子どもの保育にかかる費用とが代替的であるという仮説を支持している。また、興味深いことに、いったん保育サービスに対して支出すると、インフォーマルな親族の存在が保育コストについてはほとんど統計学的な有意性を失う。

最後に、切断された平均値への係数は、保育所で 0.067、保育所以外の保育サービスで -0.136、保育サービス全般の場合は -4.182 で、いずれも統計学的に有意である。つまり、保育所サービスについては、現在保育所を利用している世帯の保育サービスへの支出は、現在利用していない世帯が仮に利用することにした場合に支出するであろう保育サービスへの支出よりも大きい。両者の間のセレクション・バイアスはさほど深刻ではない。しかしながら、保育所以外のサービスと保育サービス全般については、これらのサービスを現在利用している世帯の支出額は、現在は保育サービスを利用していない世帯が仮に利用することにした場合支出するであろう支出額よりも少ないことを意味する。
また $ ^{い} $ の係数も大きい。従って、保育所以外のサービスと保育サービス全般については、セレクション・バイアスの調整が重要である。

### 5 - 3. 母親の労働供給に対する賃金率及び保育サービスへの支出負担の影響

最後に、以上の推計結果を踏まえて、母親の賃金率と保育サービスへの支出が、母親の労働供給に与える影響を探る((A)式)。

図表 3 - 1、3 - 2、3 - 3 はそれぞれ、保育所、保育所以外、保育サービス全般について、保育サービスへの支出負担と母親の賃金率が就労確率に与える影響を示している。このうち、保育サービスへの支出負担については、図表 2 の推定結果から、保育サービスに対する推定支出額 $ E(P_{m}^{*}) $ （（E）式）を各世帯について計算した。

図表 3 - 1 から 3 - 3 の中で、最初のコラムは、参考推定値として、就労確率への影響を示している。これは就労確率と保育サービスの利用確率と相互に相関のあるバイヴァリエットな確率分布を仮定し同時推定を行った結果である。残りのコラムが、構造式(E)式）の推計結果であり、母親の就労確率に対する各説明変数の推定（マージナル効果）を示している。

まず、保育サービスへの支出負担が労働供給に与える影響をみると、いずれの場合もマイナスとなっている。これらの推計値は、保育サービスへの支出に対する労働供給の弾力性（保育サービスへの支出負担が1%の上昇した場合の就労確率の変化率）を示している。このうち、保育所については（図表3-1）時間当たりでは-0.234、月当たりでは-0.231、保育所以外のサービスについては（図表3-2）-0.365、保育サービス全般（図表3-3）については-0.237となっている。保育所以外のサービスの他は統計学的にも有意である。保育所以外のサービスについては、統計的に有意でないものの、係数が大きい。

アメリカの先行研究の中で、サンプル・セレクションを調整する定量的方法で行われた研究では、この弾力性はほぼ -0.2 から -0.4 の間であり(Anderson and Levine(1999))ここでの推計結果と整合的である。とりわけ、本論文で方法論として参考とした
Connelly(1992)の推定値は -0.20 であり、ほぼ同じ結果を得たといえる $ ^{10} $ 。

一方、母親の賃金率に対する労働供給の弾力性はいずれの場合もすべて1.4前後で有意である。賃金率が高い母親ほど、自分の時間の価値が高く、シャドー・プライスである子どものフォーマルな保育にかかる費用が小さい。従ってこうした世帯では保育サービスへの支出と母親の就労確率がともに高いことを示している。

また、子供の年齢構造の影響をみると、母親の就労確率に対して、0-2歳児の子供の数はマイナスに、3歳児以上はプラスに有意に働いている。これは、子どもが成長するとともに保育サービスに対する負担は低下し、就労確率が増大するという仮説を支持している。

母親の学歴に関しては、いずれの場合も、中学卒に比較して高卒以上は就労確率が高い。また、母親が自分で保育をすべきであるという考え方も就労確率を有意に引き下げる効果をもつ。

さらに、保育所及び保育サービス全般について、母親あるいは父親の親と同居している女性の就労確率が高い。これは、インフォーマルな親族の存在が保育サービスへの負担を引き下げ、従って女性の労働供給を促進させることを示している。

最後に、いずれの場合も、母親の勤務先での福利厚生制度の整備が母親の就労確率を高めることが明確である。図表3-1から3-3の中のほとんど全てのケースで、育児休業制度、フレックスタイム制度、勤務時間短縮制度、企業内託児所などの勤務先での福利厚生制度の係数はプラスで統計的に有意である。従って、社会的なサポートや制度的な充実が母親の就労促進に寄与することを明確に示している。このうち、育児休業制度については、日本労働研究機構（2003）も、就業継続そのものに育休利用の効果は認められないものの、正規社員・職員として働きつづけることに対しては有効であるとしている。
6．結論とインプリケーション

本論文は、内閣府が独自に収集した未就学児童を抱える世帯（首都圏都心部を対象）のミクロデータを用いて、保育サービスの利用が母親の労働供給に与える影響を定量的に検証した。

実証分析の結果、次のような結果が得られた。

まず、親の保育負担料に対する労働供給の弾力性（親の保育負担料が1%の上昇した場合の就労確率の変化）は約-0.2であると推定される。また、母親の賃金率に対する労働供給の弾力性は高く、1.4前後で統計的にも有意であることが明らかになった。さらに、育児休業制度、フレックスタイム制度、勤務時間短縮制度、企業内託児所などの勤務先での福利厚生制度充実が母親の就労確率に有意にプラスに働くことがわかった。

以上の結果は、賃金率が高く、生産性のより高い女性ほど労働供給が刺激されることを示しており、保育サービスの利用可能性の拡大がこうした女性の労働供給を促進する可能性を明確に示している。さらに、女性の労働供給を刺激する上で、保育サービスに対する支出負担のあり方や育児をサポートするための勤務先での福利厚生制度の整備が重要であることが明らかになった。従って、女性労働供給を促進するためには、保育サービスの供給の充実だけでなく、保育サービスの価格政策のあり方や勤務先での福利厚生制度の充実などの環境整備が重要なファクターとなろう。
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United States Government Accounting Office (1994). “Child Care Subsidies Increase Likelihood that Low-Income Mothers Will Work.”
千葉県ダミー	0.081	(0.273)	0.087	(0.282)	0.086	(0.280)	0.085	(0.279)	0.088	(0.284)	0.076	(0.265)
図表2 保育サービスの利用確率及び保育サービスへの支出負担に関する推計結果 (2段階Tobit推定法による)

(1)	(2)	(3)	(4)	(5)	(6)	(7)
図表3-1 保育所サービスへの支出負担などが母親の労働供給に与える影響

第1段階(バイヴァリエット・プロピット法)誘導式による就労確率の推定(参考推定値)係数標準誤差	第3段階(プロピット法)構造式による就労確率の推定(時間当たり支出)係数標準誤差	第3段階(プロピット法)構造式による就労確率の推定(月当たり支出)係数標準誤差
保育所サービスに対する支出(推定値)	-	-	-0.234	b	(0.122)	-0.231	b
母親の推定時給(自然対数)	-	-	1.388	a	(0.118)	1.430	a
世帯内における0-2歳以下の児童数(推定値)	-0.174	(0.222)	-0.286	a	(0.079)	-0.290	a
世帯内における3-5歳以下の児童数(推定値)	0.095	(0.097)	0.391	a	(0.050)	0.412	a
世帯内における6歳以上の児童数	0.322	a	0.292	a	(0.047)	0.308	a
母親の年龄	-0.003	(0.014)	-0.006	(0.007)	-0.006	-0.006	(0.006)
母親の教育水準(大学院・大学卒)	0.142	(0.198)	0.142	(0.083)	0.146	b	(0.083)
母親の教育水準(短大・高専・専門学校卒)	-0.031	(0.181)	0.421	a	(0.071)	0.429	a
母親の教育水準(高校卒)	0.208	(0.184)	0.489	a	(0.057)	0.499	a
母親の保育園通園経験	-0.097	(0.101)	-0.069	(0.049)	-0.063	-0.063	(0.048)
母親の自分で保育をするべきであるという考え方	-0.729	a	(0.083)	-0.300	a	(0.036)	a
父親の年龄	0.025	a	(0.011)	0.007	(0.005)	0.006	(0.005)
父親の年収	-0.005	(0.022)	-0.010	(0.010)	-0.009	-0.009	(0.010)
世帯資産	-0.016	(0.013)	0.002	(0.007)	0.001	(0.007)	(0.007)
持ち家	-0.081	(0.092)	0.069	(0.058)	0.062	(0.056)	(0.056)
世帯人員数	-0.079	(0.063)	-0.060	a	(0.026)	-0.067	a
母親の両親の住所(同居)	0.570	a	(0.271)	0.219	a	(0.095)	a
母親の両親の住所(同一市町村内)	0.069	(0.113)	0.041	(0.052)	0.032	(0.053)	(0.053)
母親の両親の住所(近隣市町村内)	0.173	b	(0.100)	0.027	(0.046)	0.012	(0.048)
父親の両親の住所(同居)	0.329	c	(0.200)	0.219	a	(0.073)	a
父親の両親の住所(同一市町村内)	0.103	(0.116)	-0.074	(0.055)	-0.064	-0.064	(0.055)
父親の両親の住所(近隣市町村内)	0.240	a	(0.103)	0.080	b	(0.046)	b
母親の勤務先の制度(育児休業制度)	2.707	a	(0.381)	0.519	a	(0.056)	a
母親の勤務先の制度(フレックスタイム制度)	0.797	c	(0.491)	0.328	a	(0.120)	a
母親の勤務先の制度(勤務時間短縮制度)	0.700	a	(0.274)	0.385	a	(0.097)	a
母親の勤務先の制度(企業内託児所)	0.997	b	(0.547)	0.360	b	(0.138)	c
居住する市町村内での延長保育実施率	-0.048	(0.235)	0.105	(0.109)	0.079	(0.106)	(0.106)
居住する市町村内での休日保育実施率	-3.808	(7.962)	-4.302	(3.884)	-4.128	(3.869)	(3.869)
居住する市町村内での夜間保育実施率	5.103	(7.697)	2.055	(3.730)	2.084	(3.730)	(3.730)
居住する市町村内での障害児保育実施率	0.042	(0.252)	0.150	(0.127)	0.119	(0.124)	(0.124)
居住する市町村内での一時保育実施率	-0.080	(0.250)	-0.100	(0.117)	-0.066	(0.115)	(0.115)
居住する市町村内での病後児保育実施率	0.328	(1.821)	0.804	(0.875)	0.685	(0.865)	(0.865)
居住する市町村内での幼児教育実施率	0.125	(1.031)	0.211	(0.450)	0.216	(0.450)	(0.450)
東京都ダミー	0.612	a	(0.124)	0.212	a	(0.050)	a
神奈川県ダミー	0.400	a	(0.143)	-0.096	(0.070)	-0.099	(0.071)
千葉県ダミー	0.358	a	(0.146)	-0.364	a	(0.060)	(0.060)
定数項	-0.964	c	(0.590)	-20.672	a	(2.163)	-18.050
Log likelihood	-1036.060	-484.970	-484.970
図表3-2 保育所以外の保育サービスへの支出負担などが労働供給に与える影響

第1段階(バイヴァエット・プロビット法)誘導式による就労確率の推定(参考推定値)係数	標準誤差	第3段階(プロビット法)構造式による就労確率の推定(月当たり支出)係数	標準誤差
保育所サービスに対する支出(推定値)	-	-	-0.365	(0.450)
母親の推定時給(自然対数)	-	-	1.372	(0.118)
世帯内における0-2歳以下の児童数(推定値)	-0.192	(0.214)	-0.357	(0.114)
世帯内における3-5歳以下の児童数(推定値)	0.076	(0.094)	0.377	(0.059)
世帯内における6歳以上の児童数	0.363	a	(0.100)	(0.099)
母親の年齢	-0.010	(0.014)	-0.003	(0.006)
母親の教育水準(大学院・大学卒)	0.188	(0.195)	0.081	(0.079)
母親の教育水準(短大・高専・専門学校卒)	-0.052	(0.174)	0.406	(0.071)
母親の教育水準(高校卒)	0.191	(0.177)	0.469	(0.063)
母親の保育園通園経験	-0.078	(0.102)	0.055	(0.052)
母親の自分で保育をするべきであるという考え方	-0.725	a	-0.340	(0.043)
父親の年齢	0.023	a	0.011	(0.006)
父親の年収	-0.003	(0.023)	-0.022	(0.010)
世帯資産	-0.019	c	-0.006	(0.006)
持ち家	-0.014	(0.093)	0.001	(0.045)
世帯人員数	-0.089	(0.062)	-0.069	(0.026)
母親の両親の住所(同居)	0.581	a	0.287	(0.074)
母親の両親の住所(同一市町村内)	0.151	(0.116)	-0.003	(0.087)
母親の両親の住所(近隣市町村内)	0.248	a	0.034	(0.047)
父親の両親の住所(同居)	0.296	c	0.120	(0.125)
父親の両親の住所(同一市町村内)	0.077	(0.119)	-0.048	(0.058)
父親の両親の住所(近隣市町村内)	0.214	a	0.078	(0.046)
母親の勤務先の制度(育児休業制度)	2.601	a	0.544	(0.042)
母親の勤務先の制度(フレックスタイム制度)	1.091	a	0.383	(0.110)
母親の勤務先の制度(勤務時間短縮制度)	0.903	a	0.363	(0.099)
母親の勤務先の制度(企業内託児所)	1.159	b	0.325	(0.150)
居住する市町村内での延長保育実施率	-0.002	(0.242)	0.141	(0.155)
居住する市町村内での休日保育実施率	-5.617	(8.031)	-4.511	(4.200)
居住する市町村内での夜間保育実施率	1.889	(7.301)	-2.154	(6.612)
居住する市町村内での障害児保育実施率	0.136	(0.259)	0.108	(0.123)
居住する市町村内での一時保育実施率	-0.090	(0.254)	-0.145	(0.151)
居住する市町村内での病後児保育実施率	1.003	(1.813)	0.657	(0.879)
居住する市町村内での幼児教育実施率	0.157	(1.047)	0.293	(0.480)
東京都ダミー	0.534	a	(0.126)	(0.046)
神奈川県ダミー	0.421	a	(0.152)	(0.071)
千葉県ダミー	0.373	a	(0.147)	(0.067)
定数項	-0.793	(0.584)	-13.914	(10.743)
Log likelihood	-1278.145	-486.762
図表3-3 すべての保育サービスへの支出負担などが母親の労働供給に与える影響

第1段階(イヴァリエット・プロビット法)誘導式による就労確率の推定(参考推定値)係数標準誤差	第3段階(プロビット法)構造式による就労確率の推定(月当たり支出)係数標準誤差
保育所サービスに対する支出(推定値)	-	-	-0.237	a	(0.086)
母親の推定時給(自然対数)	-	-	1.403	a	(0.148)
世帯内における0-2歳以下の児童数(推定値)	0.381	b	(0.210)	-0.187	a
世帯内における3-5歳以下の児童数(推定値)	0.137	c	(0.088)	0.488	a
世帯内における6歳以上の児童数	0.169	b	(0.090)	0.357	a
母親の年齢	0.002	(0.012)	0.021	a	(0.006)
母親の教育水準(大学院・大学卒)	0.399	a	(0.173)	0.308	a
母親の教育水準(超大・高専・専門学校卒)	0.277	b	(0.157)	0.577	a
母親の教育水準(高校卒)	0.363	a	(0.162)	0.465	a
母親の保育園通園経験	0.028	(0.092)	-0.035	(0.035)
母親の自分で保育をするべきであるという考え方	-0.445	a	(0.077)	-0.280	a
父親の年齢	0.030	a	(0.010)	0.020	a
父親の年収	0.033	c	(0.021)	0.023	a
世帯資産	-0.015	(0.013)	-0.004	(0.004)
持ち家	-0.079	(0.084)	0.032	(0.035)
世帯人員数	-0.108	b	(0.056)	-0.123	a
母親の両親の住所(同居)	0.551	a	(0.243)	0.162	a
母親の両親の住所(同一市町村内)	-0.115	(0.106)	-0.046	(0.038)
母親の両親の住所(近隣市町村内)	0.036	(0.092)	-0.036	(0.033)
父親の両親の住所(同居)	0.324	b	(0.178)	0.142	a
父親の両親の住所(同一市町村内)	0.110	(0.107)	-0.077	c	(0.049)
父親の両親の住所(近隣市町村内)	0.049	(0.098)	0.030	(0.033)
母親の勤務先の制度(育児休業制度)	1.354	a	(0.165)	0.095	(0.068)
母親の勤務先の制度(フレックスタイム制度)	0.616	a	(0.305)	0.179	a
母親の勤務先の制度(勤務時間短縮制度)	0.672	a	(0.269)	0.296	a
母親の勤務先の制度(企業内託児所)	0.471	(0.477)	0.208	b	(0.060)
居住する市町村内での延長保育実施率	-0.075	(0.211)	0.014	(0.070)
居住する市町村内での休日保育実施率	-0.941	(7.206)	3.310	(2.782)
居住する市町村内での夜間保育実施率	-5.783	(7.948)	-4.736	a	(2.169)
居住する市町村内での障害児保育実施率	-0.175	(0.231)	0.042	(0.084)
居住する市町村内での一時保育実施率	0.211	(0.233)	0.094	(0.079)
居住する市町村内での病後児保育実施率	-1.159	(1.648)	-0.765	(0.584)
居住する市町村内での幼児教育実施率	0.920	(0.932)	-0.313	(0.386)
東京都ダミー	0.215	b	(0.119)	0.071	a
神奈川県ダミー	0.151	(0.140)	-0.162	a	(0.035)
千葉県ダミー	0.254	(0.150)	-0.605	a	(0.094)
定数項	-1.356	a	(0.532)	-27.782	a
Log likelihood	-1071.774	-663.486
昭和57年度国の債権の現在額総報告

(第 101 回 国 会 提 出)
## 目次

昭和57年度国の債権の現在額総報告 ..... 1
昭和57年度債権現在額総計算書 ..... 5
一般会計債権現在額総計算書 ..... 7
特別会計債権現在額総計算書 ..... 14
大 蔵 省 所 管 ..... 14
印 刷 局 ..... 14
資 金 運 用 部 ..... 15
外 国 為 替 資 金 ..... 18
産 業 投 資 ..... 19
大蔵省、通商産業省及び
労働省所管 ..... 20
石炭並びに石油及び石油
代替エネルギー対策 ..... 20
大蔵省及び建設省所管 ..... 21
特 定 国 有 財 産 整 備 ..... 21
文 部 省 所 管 ..... 22
国立学校 22
厚生省所管 24
厚生保険 24
船員保険 27
国立病院 29
国民年金 31
農林水産省所管 33
食糧管理 33
森林保険 35
自作農創設特別措置 36
国有林野事業 37
特定土地改良工事 39
通商産業省所管 40
アルコール専売事業 40
機械類信用保険 41
運輸省所管 42
自動車損害賠償責任再保険 42
港湾整備 43
空港整備 44
郵政省所管 45
郵政事業 45
郵便貯金 47
簡易生命保険及郵便年金 48
労働省所管 …… 50
労働保険 …… 50
建設省所管 …… 53
道路整備 …… 53
治水 …… 55
都市開発資金融通 …… 57

一般会计債権現在額総計算書(徵収停止分) …… 58

寺別会計債権現在額総計算書(徵収停止分) …… 60
厚生省所管 …… 60
国立病院 …… 60
農林水産省所管 …… 61
食糧管理 …… 61
自作農創設特別措置 …… 62
国有林野事業 …… 63
運輸省所管 …… 64
自動車損害賠償責任再保険 …… 64
郵政省所管 …… 65
郵政事業 …… 65
労働省所管 …… 66
労働保険 …… 66
## (参考)

債権現在額総計表 …… 67
債権現在額総計表(徵収停止分) …… 68