Silviase/jgov_v1.4_full_ann huggingface dataset:
保育仮説との関係では、保育の利用可能性が高いことは正規の出生意欲を高めるが、有期の出生意欲には効果がなく、正規有期の保育利用可能性の差が出生意欲の差をもたらすとの仮説は支持されなかった。

妻年齢については 正規有期ともに、参照グループである 20 代後半に比べ、30 代前半、30 代後半であることは出生意欲を低下させる効果がみられた。特に 30 代後半の限界効果が大きい。

夫年齢については、参照グループである20代以下に比べ、40歳代以上であることは（1）及び（4）有期で出生意欲に有意な負の効果がみられた。正規においても同様の傾向にある。

結婚後年数については、（1）（2）（3）とも、結婚後5年以内であることは、6年目以降であることに比べ、出生意欲に正の効果がみられ、限界効果も大きかった。

妻の学歴については、参照グループである高卒以下に比べ、（１）（４）で短大・高専・専修学校であることが、（１）（３）で大学以上であることが、出生意欲に正の効果があった。

定数項の有期ダミーは、モデル（1）で符号は負ではあるものの有意ではなかった。本稿の分析の出発点は、有期妻の平均出生意欲が正規妻よりも低いことにあったが、属性や育児環境など諸条件をコントロールした後では、有期妻の出生意欲が正規妻よりも有意に低いとはいえないことが確認された。有期妻がもともと正規妻よりも出生意欲が低いとはいえず、属性や生活環境の違いから両グループの出生意欲の平均値に差が生じていると考えられる。

## 4 −2 考察

## 4 －2－1 正規有期の出生意欲の差について

正規と有期の出生意欲は、共通の要因により一定程度説明されるものであることがわかった。すなわち、正規有期とも第一子の出生意欲には、夫の収入、夫就業形態、職場両立支援、親支援、保育「わからない」、妻年齢、夫年齢、結婚後年数、妻学歴の各要因が関係しており、これらの説明変数の分布が正規と有期で異なることが、正規有期の平均の出生意欲の差に寄与している。

表6は、モデル（1）による推定結果に基づき、説明変数の分布の違いが出生意欲の差にどの程度寄与しているかを各変数の平均値と限界効果を用いておおざっぱに推計した結果である $ ^{24} $ 。正規と有期の平均の追加出生意欲の差7.84%であったところ、6.78%がこれらの変数の分布の違いに起因すると推計された。

仮説に関連した正規、有期の出生意欲差への寄与は、経済環境仮説-0.07%、両立支援仮説0.84%、保育仮説なし $ ^{25} $ であった。統制変数の中では、親支援の正規有期の差が出生意欲
の差を 0.8%広げていた。また、年齢、結婚後年数、学歴の正規有期の分布の違いは、合計で 4.43%差の拡大に寄与している。

全体として、正規有期の出生意欲の7.84%の差のうち、半分強がサンプル夫婦の属性の違いである年齢、結婚後年数、学歴の分布の差に起因し $ ^{26} $ 、そのほかに親支援と両立支援の正規・有期差がそれぞれ0.8%寄与している。正規有期の経済環境の差の寄与はわずかであり、保育の利用可能性の差は全く寄与がなかった。本分析から見る限りでは、正規有期の両立・育児環境の差は出生意欲の差を生じさせており、その大きさは1~2%程度とみられる。

表6 説明変数の分布の違いが正規妻・有期妻の平均出生意欲の差に与える効果の試算

說明変数	A正規平均值	B有期平均值	A-B正規·有期の平均値の差	C限界効果	有意水準	(A-B)*C正規·有期の出生意欲の差拡大効果
夫収入	300万円以上500万円未満(参照)
300万円未満	0.117	0.129	-0.011	-0.078	**	0.09%
夫就業形	自営	0.056	0.069	-0.013	0.117	***	-0.16%
両立·育	職場両立制度	1.680	1.168	0.512	0.016	**	0.84%
児環境	親支援ダミー	0.274	0.209	0.065	0.122	***	0.80%
保育利用	探しても難しい(参照)
可能性	わからない	0.537	0.627	-0.090	-0.087	**	0.78%
妻年齢	20歳代後半(参照)
30歳代前半	0.368	0.350	0.018	-0.109	***	-0.19%
30歳代後半	0.446	0.502	-0.056	-0.210	***	1.17%
夫年齢	20歳代以下(参照)
40歳代以上	0.252	0.306	-0.054	-0.188	***	1.02%
結婚後5年以内ダミー	0.646	0.535	0.111	0.183	***	2.04%
妻学歴	高卒以下(参照)
短大、高専、専修学校	0.301	0.329	-0.028	0.072	**	-0.21%
大学以上	0.528	0.442	0.085	0.071	**	0.60%
計	6.78%

(注)限界効果、有意水準は、(1)の推定結果による

(注)***、**、*はそれぞれ有意水準1%、5%、10%を示す。

## 4 －2－2 正規妻、有期妻の第一子出生意欲について

正規妻については、両立支援、親支援、保育利用可能性ともに出産意欲に正の効果があり、いずれも限界効果は比較的大きい $ ^{27} $ 。正規妻の第一子の出生意欲には、出産後両立できるかどうかが大きく影響している。また、親支援は、保育と両立支援に加え、さらに出生
意欲を高める。職場の両立支援と保育に親の支援がもう一枚加わることで子育ての安心感が増すとみることができる $ ^{28} $ 。

有期妻については、親支援は出生意欲を高める一方で、職場の両立支援は効果がうかがわれるものの明確ではなく、また、保育の利用可能性は出生意欲への効果が認められなかった。有期サンプルは表2Fにみられるように、正規と比べると一定のキャリアを持つ割合や、理想のライフコースを両立型とする割合が低い。有期妻の継続就業意向が多様であり、全体としては弱いため、両立支援の出生意欲への効果が正規ほど明確でなく、また、保育の効果がないと考えられる。また、有期妻グループはパートタイム労働の割合が高く $ ^{29} $ 、フルタイム労働に比べ両立支援制度の必要性が相対的に低いことも両立支援及び保育の出生意欲への効果に関係していると思われる。

両立支援の有期妻の出生意欲への効果は皆無ではないが正規よりも弱く、また、保育は効果がないことが明らかになった一方で、有期妻の出生意欲を積極的に説明する要因については知見が得られなかった。

## 5 まとめ

## 5 －1 本分析で得られた知見

本稿では、現在子ども数 0 人の正規妻及び有期妻の追加出生意欲を規定する要因について分析を行った。正規妻と有期妻を合わせた全体の第一子出生意欲は、夫が自営であること、職場両立支援、親支援と正の有意な関係があり、夫の収入が 300 万円未満であること、保育の利用可能性がわからないことと負の有意な関係があった。正規妻の出生意欲は、両立支援、親支援、保育が「待機せずに預けられる」ことと正の有意な関係があった。有期妻の出生意欲は、夫が自営であること、親支援と正の有意な関係があり、夫の収入が 300 万円未満であること、保育利用性が「わからない」ことと負の有意な関係があった。

雇用者妻の第一子出生意欲には、家計の経済環境全般は影響せず、夫の低収入のみが制約要因となっている。正規妻有期妻間の経済環境の差が出生意欲差をもたらすとの仮説は夫の低収入についてのみ支持されたが、その効果はわずかであった。

職場の両立支援は正規妻の第一子出生意欲を高める効果があった。有期妻にもなんらかの正の効果がうかがえるが、正規妻ほど明確でない。正規有期の両立支援格差が両者の出生意欲の差をもたらすとの仮説は弱く支持された。

保育の利用可能性が高いことは正規妻の第一子出生意欲を高めるが、有期妻には効果がなく、正規有期の保育利用可能性の差が出生意欲の差をもたらすとの仮説は支持されなかった。
正規妻有期妻の平均出生意欲の差は7.8%であるところ、推定結果に基づく試算では、正規妻と有期妻の変数の分布の差により6.8%の差が説明された。このうち4.4%が、サンプル夫婦の年齢、結婚後年数、学歴の分布の差に起因し、さらに親支援と両立支援の正規有期差の寄与がそれぞれ0.8%であった。経済環境の正規有期差の寄与はわずかであり、保育の利用可能性の差は寄与がなかった。

## 5 −2 政策的含意

正規妻が第一子出生意欲が持てるかは出産後両立できるかどうかが力ギとなる。政府が保育と両立支援に注力してきていることは、正規妻については、少子化緩和に有効であり、今後も両政策の強力な推進が求められる。

有期の第一子出生意欲には、親支援は効果が確認され、両立支援は何らかの効果がうかがわれ、保育の効果はなかった $ ^{30} $ 。正規有期間の両立支援の差は、両者の出生意欲の差を一定程度広げていると推計された。両立支援も保育も就業継続への支援であり、就業継続を希望しない層には少子化緩和効果がないことは不思議ではない $ ^{31} $ 。第2節でみたように、現在子ども数0人の有期妻は希望のライフコースやキャリアの深さにおいて一様でなく、就業継続意向も雇用の実態も多様であると考えられる。両立支援における有期妻の少子化緩和策は、個々の就業継続意識や雇用の実態の多様性 $ ^{32} $ を踏まえたものとする必要がある。これまで両立支援の取組は正規が先行し、有期の両立支援には相対的に重きが置かれなかったが、有期の育児休業利用も増加しており $ ^{33} $ 、有期イコール出産退職との予断は改める必要がある。有期の中で多数派ではないかもしれないが、就業継続を希望する層には、雇用の実態に応じた両立支援 $ ^{34} $ を充実していくことが少子化緩和策となろう $ ^{35} $ 。

また、就業継続が難しいこと自体が有期妻の就業継続意向を弱めている可能性がある。有期雇用ゆえに妊娠出産すなわち離職との思い込みには、企業と労働者双方の法制度の認
識不足が影響している。両立支援以前の問題として、有期雇用者にも産前産後休業が保障されていることなど36の職場での常識化が、不本意な離職を減らし継続就業の改善に貢献すると考えられる。

一方で、継続就業を希望しない層に何が少子化緩和策として有効なのかについては、本稿の分析からは、経済環境が出生意欲に関係しないこと以外には知見を得ることができなかった。

より大局的には、女性が学卒時に正規雇用に就くこと、結婚時にも正規雇用を継続すること、若年期に有期雇用から正規雇用への移行を促進していくことが、少子化緩和の観点からも重要と考えられる。

なお、本稿の分析対象は現在子ども数 0 人の有期妻に限られており、上記の分析結果は有期妻全体に関するものではないことに留意が必要である $ ^{37} $ 。

## 5 －3 今後の課題

本稿の分析では、有期妻の第一子出生意欲に積極的に何が関係しているのかについて知見が得られなかった。特に、有期妻の第一子出生意欲と雇用の不安定性との関係について、正面から取り上げることができなかった。現在子ども数0人の25歳から39歳の有配偶女性の中で有期雇用者の数は正規雇用者とほぼ同数であり、その出生意欲は少子化の行方に及ぼす影響が大きいことから、有期雇用妻、とりわけ継続就業意向のない層の第一子出生意欲の解明が求められる。

また、現在子ども数1人及び2人以上の雇用者既婚女性について、雇用形態別の母集団の大きさの情報が得られず分析の対象としなかった。先行研究では、既婚女性の出生意欲の規定要因は第一子と第二子、第三子では異なることが報告されており、第二子以降の出生意欲についても雇用形態や就業状態による比較を行うことが今後の課題である。

さらに、本稿は、一時点での就業状態と出生意欲との関係を分析したものであるため、ライフコースを通じた有配偶女性の出生意欲の変化については視野に入れていない。就業形態はライフコースの中で変わりうるものであり、特に、我が国女性のライフコースをみると、第一子出産前後での正規、有期から無職への移行、正規から有期への移行が少なくないと考えられる。これをふまえ、ライフコースの中での就業形態の変化により出生意欲がどう変化するのか、また、就業形態間の移行のパターンが最終的な出生数にどのような影響があるのかを解明することが今後の課題と考えられる。
## 参考文献

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厚生労働科学研究費補助金政策科学推進研究事業 平成 21 年度総括・分担研究報告書 pp.87-101

別府志海（2012）「有配偶女性の就業異動と出生力」『人口問題研究』68-1 pp.1-13

守泉理恵（2010）「日本における出産先送り行動の要因分析」高橋重郷編『家族・労働政策等の少子化対策が結婚・出生行動に及ぼす効果に関する総合的研究』厚生労働科学研究費補助金政策科学推進研究事業 平成21年度総括・分担研究報告書 pp.103-118

山田昌弘（2007）『少子社会日本・もうひとつの格差のゆくえ』岩波書店

山田昌弘・松田茂樹・施利平・永田夏来・内野淳子・飯島亜希（2013）「夫婦出生力の低下要因に関する分析」内閣府 ESRI Discussion Paper Series No.301

吉田千鶴（2005）「出生水準と就業状態との関係についての国際比較」『人口問題研究』61-4 pp.22-38
## 第2章 キャリア初期の人材育成と有配偶女性の就業 -少子化と夫婦の就労状況・生活環境に関する意識調査を用いた分析 朝井 友紀子

## 1 はじめに $ ^{38} $

日本女性の就業継続は未だに大きな課題である。「就業構造基本調査」から15～64歳人口における正規就業率 $ ^{39} $ を見てみると、2012年では男性67.4%、女性33.9%と男女間で大きな差がある。その要因の一つとしては、女性が就業しながら出産や育児をすることが難しい状況が挙げられる。家庭内における家事・育児負担が女性に偏っているのに加え、保育所不足も深刻である。配偶者控除などの税制も、働くことの利点を引き下げている $ ^{40} $ 。また、女性の昇進の機会が限られていることも大きな問題である。「賃金構造基本調査」から管理職に占める女性の割合をみると、2010年において大卒者で係長級以上の役職では9.0%、課長級以上の役職では6.2%とその割合は非常に低い $ ^{41} $ 。人的資本投資の期待される収益率は、就業する確率が高く、より多くの時間働くと予測される者でより高い。しかし、女性は男性よりも相対的に経験年数が短く、短時間で働く者が多く、離職性向が高い傾向にある。不完全情報の下では、使用者（雇用主）が得ることのできる労働者のスキル、離職性向、生産性といった情報が限られている。よって、使用者は労働者の生産性や行動を、労働者の属するグループの統計的な特性から予測し、評価するという行動が生じる。こういった行動により、企業が女性よりも男性により投資をした場合、女性が市場で価値のあるスキルを得る機会（たとえば、女性が受ける教育の質、専攻、大学教育へのアクセス、トレーニング機会）が相対的に少なくなるという状況が生じる。機会が限られていることにより、女性の平均的な学歴やスキルが男性よりも低くなる。また、機会が限られていることは離職を誘発する要因にもなる（Gronau(1988)) $ ^{42} $ 。より詳しくは、Altonji and Blank,
1999 などを参照されたい $ ^{43} $ 。

本稿では、いまだに低い女性の正規就業継続率とキャリア初期における人材育成との関係を検証する。具体的には、女性が受ける企業の能力開発投資のうち、入社初期の仕事中における人材育成つまりOJT(On-the-Job Training)をだれが受けているのか、そしてOJTがその後の正規就業継続と賃金に及ぼす影響について、内閣府経済社会総合研究所「少子化と夫婦の就労状況・生活環境に関する意識調査」（2014）を用いて検証する $ ^{44} $ 。厚生労働省職業能力開発局「能力開発基本調査」の定義に従うと、能力開発の種類には大きく分けてOJT、計画的OJT $ ^{45} $ 、OFF-JT、自己啓発の4つがある。本稿で注目するのはOJTであり、業務の中で生じる上司や同僚からの指導、様々な仕事経験などを指す $ ^{46} $ 。多くの日本企業は研修やOJTを通じて企業特殊的技能を身につける機会を提供する $ ^{47} $ 。特に、キャリア初期における人的資源投資がその後のキャリア形成に重要であることが指摘されている（黒澤・原(2010)、玄田・堀田(2010)等）。訓練機会が十分でない場合、技能の習得が遅れ、その後の昇進や賃金に影響を及ぼす可能性がある。具体的に注目するOJTの項目は、初期キャリアにおける仕事の割り振りや経験であり、たとえばやってみたいポストへの異動、昇級、アイデアや企画を提案する機会があったかどうかである。ここで、OJTの効果を計測するにあたり、個々人の就業意欲や能力は異なることが問題となる。もともと就業意欲や能力の高い者が高い投資を受けていたり、就業しやすい職場を選択しているようであれば、OJTの効果の過大評価をしてしまうことになる。本稿では、こういった個人の就業意欲の代理変数として、学卒時における就業継続意欲を用いる $ ^{48} $ 。

本稿の構成は以下の通りである。まず第2節で関連する先行研究をレビューし、その後、どういった属性を持つ女性が入社5年間の間にOJTを受けているのかについて記述的に比較する。最後にOJTと正規就業継続や賃金の関係について検証する。

## 2 先行研究のレビュー

## 2 －1 就業継続に関する研究

女性の就業継続の規定要因については、育児休業制度などの両立支援制度の影響を検証したものが多い。たとえば、樋口(1994)は、1987年の「就業構造基本調査」から学卒後正規就業した経験のある25-29歳の女性を対象として、制度のある企業に勤める者の有配偶率と
継続就業率が制度のない企業に勤める者よりも高いことを明らかにした．滋野・大日(1998)は，家計経済研究所「消費生活に関するパネル調査（JPSC）」から，1993年に就業しかつ無配偶の女性について，育休がある企業とない企業に勤める者の1994年の継続就業率を比較し，制度が無配偶女性の継続就業を促す効果があることを明らかにした．駿河・張(2003)は，JPSCの1993－1997年のデータから，有配偶の就労女性について勤め先に制度がある場合に，出生率と継続就業確率が高まることを明らかにした．今田・池田(2006)は，労働政策研究・研修機構「仕事と生活調査」(2005)から，制度は，親族援助や保育所の利用と組み合わされることで，継続就業確率を高める可能性があることを明らかにした．佐藤・馬(2008)は，「慶應義塾家計パネル調査」の2004年データを使用し，制度がある職場に勤める女性は，制度がない職場に勤める女性に比べて継続就業確率が高いことを明らかにした．しかしながら，多くの先行研究では，就業選好のある女性が制度のある企業もしくは制度を利用しやすい企業を選択したことによるセレクションバイアスを取り除いた上で就業確率への影響を推定していない．育休取得率は，企業によって大きく異なり，取得が容易な企業とそうではない企業があること，そして学生は育休の取得率を就職活動の際に考慮している可能性があることを鑑みると，バイアスは大きいと考えられる．こういった問題を除去した上で育児休業制度の効果を検証したものとしては，Asai(2014)，朝井（2014a）が挙げられる．Asai(2014)は，就業構造基本調査から1995年と2001年の育児休業給付金増額の効果を擬似実験の手法を用いて検証し，女性の就業継続を押し上げる効果はなかったことを示した．また，朝井（2014a）は，「慶應義塾家計パネル調査」を用いて育児休業職場復帰給付金の給付率を休業前平均賃金の10％から20％に引き上げた2007年改正の政策効果を検証し，女性の就業継続に影響がなかったことを明らかにしている．育児休業制度は短期的に見ると就業継続を押し上げる効果がなかった可能性がある。

## 2 －2 人材育成に関する先行研究 $ ^{49} $

黒澤・原(2010)は、学卒後正社員として入職した者について、学卒後の最初の3年間におけるOJTが離職確率に及ぼす効果を推定した。具体的には、「仕事をやり遂げたと実感した経験や仕事が自分に向いていると感じたことがあったかどうか」、「指導やアドバイスをした経験」、「ロールモデルがいたかどうか」が、その後の就業を継続することを明らかにした。一方、「将来のキャリアについて相談できる雰囲気」、「互いに助け合う雰囲気」、「他社と比べて能力開発に積極的」な場合には、女性の就業継続を阻害する可能性を指摘した。彼女らの研究では、入社前の個人の就業意欲の代理変数として出身高校の進学率や中卒時
の成績を用いている。個人の就業意欲を考慮した上でも同じ結果が出るかどうかは明らかでない。黒澤・大竹・有賀(2007)は、OJTは労働者の生産性と賃金に統計的に有意な効果を持っていないことを指摘した。彼らの研究ではOJTを監督職の時間配分、業務に習熟していない従業員の比率、新規採用者が仕事に習熟するまでの期間、訓練の時間数から計測している。原(2014)は、OJTの生産性と賃金上昇に及ぼす効果について検証し、正社員についてOJTにより、仕事能力が向上し、仕事の範囲・レベル・責任も高まることを明らかにした。一方、賃金上昇については、個別OJTによる効果は見られないものの、OJT数で見た受講密度が高いことが賃金上昇をもたらすことを明らかにした。

先行研究では、OJT については一貫した結果が得られていないが、Off-JT や自己啓発についてはある程度一貫している。黒澤・大竹・有賀 (2007)は、事業所を対象にした調査から、Off-JT が労働者の生産性と賃金を有意に引き上げていることを明らかにした。黒澤 (2010)は、初職以降の自己啓発や Off-JT 訓練歴が就業率と収入に及ぼす影響を検証し、女性について最近の Off-JT が就業確率を高めること、10 年前から最近にかけての自己啓発が収入を有意に高めることを明らかにした。一方、10 年以上前の Off-JT には就業確率を低下させる効果があることを指摘した。原 (2014)は、Off-JT の受講密度が高いことが賃金上昇をもたらすことを明らかにした。Kawaguchi (2006)は、企業はより学歴の高い者に Off-JT の機会を与える傾向にあること、1 年前の Off-JT により賃金が上昇することを示した。Kurosawa (2001)は、北九州の企業と従業員のマッチングデータを使用して、1 年前の OJT、Off-JT、自己啓発の効果を検証し、OJT は賃金上昇を有意に説明するのに対し、Off-JT と自己啓発は賃金上昇をもたらさないことを示した。吉田 (2004)は、女性労働者の自発的な自己啓発がその後の賃金に与える影響を分析し、自己啓発を行っても月収は変化しないが、通学・通信講座の受講が 4 年後の収入上昇に寄与することを明らかとした。奥井 (2002)は仕事能力の向上を目的とした通信教育の受講は、2 年後の賃金を上昇させることを明らかとした。平野 (2007)は、通信教育による自己啓発が女性の就業確率を上げる効果を持つことを明らかにした。戸田・樋口 (2005)は女性については高学歴者ほど教育訓練を受講すること、97 年以降では Off-JT を受けることで 1 年後の離職率が下がり、賃金上昇率も高まることを明らかにした。阿部・黒澤・戸田 (2005)は、教育訓練給付制度の効果を検証し、給付金を過去に受給することは賃金を高めないが、自己啓発は賃金にプラスの効果があることを指摘している。これらの研究をまとめると、人的資本の期待収益率の高いものほど訓練を受ける傾向にあり、特に近年の Off-JT と自己啓発が就業確率と賃金を高めるといえよう。

本稿では、黒澤・原(2010)の枠組みに従い、OJTについて就業継確率と賃金への効果を検証する。本稿は以下の2つの点で先行研究とは異なる。第一に、就職前における個人の就業意欲を統制することで、もともと就業意欲の高い者が就業しやすい職場を選択することによる効果の過大評価を極力縮小することを試みた $ ^{50} $ 。第二に、OJTの中でも「初期キャリ
アにおける仕事の割り振りや経験」に注目している。具体的には、やってみたいポストへの異動、昇級、アイデアや企画を提案する機会があったかどうか等、キャリア初期の段階において女性の活躍を促進すると考えられる人員配置が行われていたかどうかである。

## 3 データと記述的分析

## 3 －1 データ

分析には内閣府経済社会総合研究所「少子化と夫婦の就労状況・生活環境に関する意識調査」（2014） $ ^{51} $ を用いる。調査の設問項目等の詳細については、本報告書の前半部分を参照されたいが、サンプル割り付けによるインターネット調査である。大きく分けて3つの母集団を対象としている（1）子どものいない有配偶女性（無職を除く）、（2）子ども数が1人で、子どもの年齢が6歳未満である有配偶女性、（3）子ども数が2人以上で、末子の年齢が6歳未満である有配偶女性。よって、（1）から（3）のグループを分けて分析を行う。ただし、就業形態（無職、有期、正規）別にも割り付けをしている。対象年齢は25歳以上40歳未満である。調査の設計や標本抽出の面で欠点は多々あるものの、利点をあげるとすれば、近年における有配偶女性の意識を捉えているという点、子どもがいる有配偶就業女性のサンプルサイズが他の調査と比較して大きい点である。以上の理由から、本稿の結果を解釈する際は、注意が必要であることを指摘しておきたい。

## 3 −2 記述的分析

分析の対象は、学卒時に正規就業していた者とする。グループ別・現在の就業形態別に学卒時点における就業形態を見たものが表1である。現在無職の有配偶女性のうち、約70%は学卒後に正規の職員として働いていた。現在有期の有配偶女性も同様で、約65%~70%が学卒後は正規の職員として働いていたことがわかる。公的統計と同じく、出産を経験した7割程度の女性が離職している現状がみてとれる。
表 1 グループ別 学卒時点の就業形態

子ども0人	6歳未満子ども1人	6歳未満子ども2人以上
正規	有期	正規	有期	無職	正規	有期	無職
学卒時の就業形態
正規職員	85.3	65.2	83.9	67.5	73.3	84.7	70.9	73.2
有期雇用	9.9	29.1	10.6	27.5	18.6	10.1	21.9	17.4
自营業主	4.8	0.5	0.5	0.5	1.4	0.4	1.2	1.2
無職	0.0	5.2	5.0	4.5	6.7	4.9	6.1	8.2
サンプルサイズ	1300	1300	1300	1300	1300	1300	1300	1300

次に OJT の経験についてみてみる。OJT の指標としては、「あなたは最初に勤めてから5年ぐらいのうちに、以下のような経験をしたことがありますか。」という設問を用いる。「仕事の割り振り」に関する項目は以下の通りである。

（1）仕事で自分のアイデアや企画を提案する機会があった

（２）昇級や昇進、職種転換の機会があった

（３）やってみたい仕事やポストに異動する機会があった

これらに加え、黒澤・原(2010)でも検証されている項目に関連する以下の項目についても効果を検証する。これらは、上司の部下に対する成長期待を意味する。

（４）仕事で期待されたり、頼られていたりすると感じたことがあった

（５）仕事を通じて、自分の技術や能力を伸ばし、自分が成長していることを実感した

（６）自分にとってのロールモデルとなるような女性の先輩がいた

学卒時点の就業状態が、正規就業であったものについて、グループ別に、就職してから5年間の間に各項目について経験したと回答した割合を見たものが表2である。大きな差はみられないが、現在正規であるものは、仕事の割り振りに関するOJTを経験した者が多いようにみえる。
表2 グループ別 就職後5年間の経験

OJT経験	子ども0人	6歳未満子ども1人	6歳未満子ども2人以上
正規	有期	正規	有期	無職	正規	有期	無職
(1)仕事で自分のアイデアや企画を提案する機会	33.6	28.8	38.1	34.1	34.0	30.9	23.9	28.2
(2)昇級や昇進、職種転換の機会	28.0	24.7	30.7	26.7	27.5	23.9	20.9	21.8
(3)やってみたい仕事やポストに異動する機会	14.3	12.8	14.1	12.5	13.8	12.2	11.2	10.0
(4)仕事で期待されたり、頼られていると感じたことがあった	55.6	56.1	63.2	59.0	62.2	53.0	53.5	53.6
(5)仕事を通じて技術や能力を伸ばし成長していることを実感	47.0	48.4	49.7	52.3	47.8	44.8	46.2	44.4
(6)ロールモデルとなるような女性がいた	19.0	21.6	25.1	23.5	24.6	23.7	22.1	23.8
サンプルサイズ	1,109	847	1,091	878	953	1,101	922	952

学卒時における就業意欲の設問文は、「あなたが、最後に学校を卒業した時点で理想としていたライフコースは、以下のどれに当たりますか。」である。労働者の入職前における潜在的能力の違いをコントロールする。選択肢のうち、「結婚するが子どもを持たず、仕事を続ける」「結婚し、子どもを持つが、仕事も続ける」を就業意欲が高いグループとみなし、結婚あるいは出産で退職することを希望していたグループを就業意欲が低いと考える $ ^{52} $ 。表3は就業意欲をみたものである。6歳未満の子どもを持ち、かつ現在正規就業している者は、学卒時の就業意欲が高い傾向にある。回答者の属性は表4の通りである。学卒時に正規就業し、現在も正規就業している者は高学歴者と大企業で多い。
表 3 グループ別 学卒時の就業意欲

子ども0人	6歳未満子ども1人	6歳未満子ども2人以上
正規	有期	正規	有期	無職	正規	有期	無職
就業意欲あり	56.6	44.4	66.2	48.1	30.4	65.1	41.9	25.0
サンプルサイズ	1,109	847	1,091	878	953	1,101	922	952

表 4 グループ別回答者の属性

属性	子ども0人	6歳未満子ども1人	6歳未満子ども2人以上
正規	有期	正規	有期	無職	正規	有期	無職
高卒以下	14.8	19.7	11.0	17.3	15.1	16.4	24.2	19.2
高専・短大	27.9	32.8	27.1	38.4	39.8	32.7	43.9	40.4
大学以上	57.0	46.9	60.9	42.7	44.5	50.4	31.6	40.2
その他	0.4	0.6	1.0	1.6	0.6	0.5	0.3	0.1
年齢	33.2	34.0	32.4	33.2	32.9	34.2	34.9	34.2
勤続年数	6.8	2.9	7.3	2.4	8.1	2.6
現職の企業規模
100人未満	43.0	32.4	31.5	42.0	37.9	45.6
100～300人未満	14.3	12.5	13.9	12.3	13.4	14.1
300～500人未満	6.1	5.9	8.1	5.4	7.9	4.9
500～1000人未満	6.4	8.6	11.3	6.7	6.9	5.4
1000人以上	22.4	22.6	25.9	16.6	22.5	15.0
官公庁	4.5	3.5	7.1	3.3	8.5	2.4
わからない	3.3	14.5	2.2	13.7	3.0	12.7
初職の企業規模
100人未満	36.5	34.2	26.8	40.4	36.4	31.8	42.5	37.0
100～300人未満	15.1	17.5	14.7	18.0	19.0	14.2	16.7	16.3
300～500人未満	7.8	9.2	10.0	8.4	9.9	9.4	8.6	10.9
500～1000人未満	6.0	8.5	10.7	7.7	7.6	9.3	8.1	8.4
1000人以上	25.6	22.2	28.9	17.4	20.8	24.0	16.3	20.7
官公庁	4.6	1.3	6.7	1.3	2.8	7.9	0.9	2.2
わからない	4.4	7.1	2.3	6.7	3.6	3.5	6.9	4.5
都道府県完全失業率	4.0	3.9	3.9	4.0	4.0	3.9	4.0	3.9
サンプルサイズ	1,109	847	1,091	878	953	1,101	922	952
## 4 だれが入職 5 年間に O J T を受けているのか

以下ではまず、どういった個人属性を持つ女性が入職5年間にOJTを受けているのかを明らかにする。先行研究では、人的資本からの期待収益の高いものがより訓練を受ける傾向にあることが指摘されている。OJTの（1）から（6）の項目 $ ^{53} $ について、経験する確率を推定したものが表5－1から5－3である。具体的には、「経験した場合」を1として、経験確率のプロビットモデル推定を行った。コントロール変数は、学歴（高卒以下、高専・短大、大学以上、その他）、年齢、年齢自乗、学卒時の企業規模である。これに加えて、入社当時の個人の就業意欲の影響も見た。より長く働く意欲を持つ者の人的資本からの期待収益は高いと考えられるからである。以下ではグループ別に結果を概観する。

まず、6歳未満の子どもを1人持つ女性を見てみると、就業意欲の高い者について（1）、（3）、（4）、（5）の経験をする確率がそれぞれ約4％高い（表5－1）。また、特に（1）の経験について大卒以上の学歴のもので経験する傾向にある。年齢は若い世代でより経験する傾向にある。企業規模を見てみると、（1）については官公庁で高いのに対し、それ以外では大きな差はない。（2）～（6）については企業規模の大きいところで経験をする傾向にある。

次に、末子6歳未満の子どもを持ち、子ども数が2人以上の有配偶女性についてみてみる。コントロール変数には子どもの数を加えている(表5－2)。就業意欲の高い者で、(1)から（5）を経験する確率が高い。また、学歴の高い者や500人以上の企業規模の企業に就職した者で、(2)、(4)、(6）を経験する傾向にある。

最後に、子どものいない女性を見てみると、大卒以上の学歴の者や就業意欲が高い者ほど（1）を経験する。企業規模による違いは確認されない（表5－3）。また、年齢は低いところと高いところで経験が低くなっている。（2）から（6）の経験については、学卒時の企業規模が大きいほど経験する傾向にある。また、学歴の高いものほど（4）、（5）を経験している。学卒時の就業意欲が高いものは（4）を経験する傾向にある。

以上の結果から、企業はより人的資本からの収益率の高い者や、今後長く働くことが予測されるもの（つまり、就業意欲が高い者）に対して、OJT の機会を提供していることがわかった。この結果は先行研究とも整合的である。
表 5－1 入社 5 年間の経験のプロビットモデル推定（6 歳未満の子どもが一人いる有配偶女性）

子ども1人	経験(1)	経験(2)	経験(3)	経験(4)	経験(5)	経験(6)
学卒時の就業意欲	0.043**	0.028	0.033**	0.037**	0.038**	0.002
(0.018)	(0.017)	(0.013)	(0.018)	(0.019)	(0.016)
高専・短大(ref高卒)	0.051*	0.019	0.008	0.029	0.063**	0.104***
(0.030)	(0.027)	(0.021)	(0.028)	(0.029)	(0.028)
大学以上	0.131***	0.033	0.011	0.060**	0.066**	0.083***
(0.028)	(0.026)	(0.020)	(0.028)	(0.029)	(0.026)
その他	0.306***	-0.106	0.073	0.118	0.123	0.184*
(0.086)	(0.072)	(0.078)	(0.081)	(0.089)	(0.094)
年齢	0.120***	0.029	0.033	0.089**	0.059	0.008
(0.042)	(0.040)	(0.030)	(0.042)	(0.044)	(0.037)
年齢自乗	-0.002***	0.000	0.000	-0.002**	-0.001	0.000
(0.001)	(0.001)	(0.000)	(0.001)	(0.001)	(0.001)
100～300人未満(ref100人未満)	-0.012	0.01	0.000	0.022	0.027	0.04
(0.027)	(0.026)	(0.019)	(0.026)	(0.028)	(0.025)
300～500人未満	-0.003	0.012	0.011	0.04	0.003	0.072**
(0.033)	(0.032)	(0.025)	(0.032)	(0.034)	(0.032)
500～1000人未満	0.021	0.085**	0.042	0.094***	0.102***	0.090***
(0.034)	(0.034)	(0.027)	(0.032)	(0.035)	(0.034)
1000人以上	0.033	0.138***	0.049**	0.078***	0.044*	0.067***
(0.025)	(0.025)	(0.019)	(0.024)	(0.026)	(0.024)
官公庁	0.092*	0.076	0.122***	0.057	0.125**	0.270***
(0.051)	(0.050)	(0.045)	(0.048)	(0.050)	(0.052)
わからない	-0.113**	-0.116***	-0.042	-0.129***	-0.173***	-0.063
(0.044)	(0.039)	(0.030)	(0.050)	(0.047)	(0.041)
対数尤度	-1849.56	-1706.74	-1139.77	-1905.55	-1994.58	-1577.2
サンプルサイズ	2921	2921	2921	2921	2921	2921

注：10% で有意 $ ^{*} $ 、5% で有意 $ ^{**} $ 、1% で有意 $ ^{***} $

経験は以下の通りである：

（1）仕事で自分のアイデアや企画を提案する機会

（２）昇級や昇進、職種転換の機会があった

(3) やってみたい仕事やポストに異動する機会があった

（4）仕事で期待されたり、頼られていたりすると感じたことがあった

（5）仕事を通じて、自分の技術や能力を伸ばし、自分が成長していることを実感した

（6）自分にとってのロールモデルとなるような女性の先輩がいた
表5－2 入社5年間の経験のプロビットモデル推定（6歳未満の子どもがいる&子どもが2人以上いる有配偶女性）

子ども2人以上	経験(1)	経験(2)	経験(3)	経験(4)	経験(5)	経験(6)
学卒時の就業意欲	0.072***
(0.017)	0.038**
(0.016)	0.049***
(0.012)	0.061***
(0.019)	0.056***
(0.019)	0.017
(0.016)
高専・短大(ref高卒)	0.078***
(0.025)	-0.007
(0.022)	0.002
(0.017)	0.081***
(0.025)	0.099***
(0.026)	0.074***
(0.023)
大学以上	0.151***
(0.025)	0.041*
(0.022)	0.022
(0.017)	0.087***
(0.026)	0.119***
(0.026)	0.029
(0.023)
その他	0.035
(0.161)	0.010
(0.108)	0.205
(0.141)	-0.162
(0.157)	0.049
(0.163)
年齢	-0.004
(0.046)	0.000
(0.043)	0.049
(0.032)	0.055
(0.051)	-0.033
(0.051)	0.014
(0.043)
年齢自乗	0.000
(0.001)	0.000
(0.001)	-0.001
(0.000)	-0.001
(0.001)	0.000
(0.001)	0.000
(0.001)
100～300人未満(ref100人未満)	-0.023
(0.024)	0.034
(0.024)	0.023
(0.019)	-0.009
(0.028)	-0.008
(0.028)	0.007
(0.024)
300～500人未満	-0.035
(0.029)	-0.046*
(0.026)	-0.007
(0.021)	0.036
(0.033)	0.070**
(0.034)	0.03
(0.030)
500～1000人未満	0.049
(0.033)	0.063**
(0.032)	0.007
(0.023)	0.096***
(0.034)	0.068*
(0.035)	0.118***
(0.034)
1000人以上	0.027
(0.023)	0.116***
(0.023)	0.027
(0.017)	0.066***
(0.025)	0.009
(0.025)	0.102***
(0.024)
官公庁	0.031
(0.045)	-0.016
(0.040)	-0.015
(0.028)	-0.073
(0.050)	-0.03
(0.049)	0.157***
(0.049)
わからない	-0.03
(0.040)	-0.026
(0.037)	0.006
(0.030)	-0.078*
(0.045)	-0.141***
(0.042)	-0.026
(0.038)
子どもの数	-(0.003)	-(0.005)	(0.007)	-(0.002)	-(0.006)	(0.021)
(0.017)	(0.016)	(0.012)	(0.019)	(0.019)	(0.015)
対数尤度	-1710.88	-1542.17	-1024.96	-2025.64	-2014.03	-1583.43
サンプルサイズ	2974	2965	2974	2974	2974	2974

注：10% で有意 $ ^{*} $ 、5% で有意 $ ^{**} $ 、1% で有意 $ ^{***} $

経験は以下の通りである：

（1）仕事で自分のアイデアや企画を提案する機会

（２）昇級や昇進、職種転換の機会があった

(3) やってみたい仕事やポストに異動する機会があった

（4）仕事で期待されたり、頼られていたりすると感じたことがあった

（5）仕事を通じて、自分の技術や能力を伸ばし、自分が成長していることを実感した

（6）自分にとってのロールモデルとなるような女性の先輩がいた
表5－3 入社5年間の経験のプロビットモデル推定（子どものいない有配偶女性）

子どもなし	経験(1)	経験(2)	経験(3)	経験(4)	経験(5)	経験(6)
学卒時の就業意欲	0.038*	0.021	0.020	0.040*	0.035	0.001
(0.021)	(0.020)	(0.016)	(0.023)	(0.023)	(0.018)
高専・短大（ref高卒）	0.042	-0.088***	0.005	0.042	0.075**	0.024
(0.034)	(0.029)	(0.025)	(0.034)	(0.035)	(0.029)
大学以上	0.141***	0.006	0.025	0.136***	0.120***	0.024
(0.030)	(0.028)	(0.022)	(0.032)	(0.032)	(0.026)
その他	0.124	-0.01	0.071	-0.049
(0.167)	(0.169)	(0.166)	(0.127)
年齢	-0.112**	0.027	-0.015	-0.072	-0.059	-0.053
(0.049)	(0.047)	(0.035)	(0.054)	(0.053)	(0.041)
年齢自乗	0.002**	0.000	0.000	0.001	0.001	0.001
(0.001)	(0.001)	(0.001)	(0.001)	(0.001)	(0.001)
100～300人未満（ref100人未満）	-0.002	0.044	0.038	0.033	0.009	0.03
(0.032)	(0.033)	(0.026)	(0.034)	(0.034)	(0.030)
300～500人未満	0.036	0.103**	0.074**	0.125***	0.094**	0.151***
(0.042)	(0.043)	(0.036)	(0.041)	(0.043)	(0.043)
500～1000人未満	0.014	0.109**	0.027	0.115***	0.099**	0.102**
(0.044)	(0.046)	(0.036)	(0.044)	(0.047)	(0.044)
1000人以上	0.037	0.160***	0.065***	0.055*	0.082***	0.093***
(0.029)	(0.030)	(0.024)	(0.030)	(0.031)	(0.027)
官公庁	-0.017	0.082	0.02	-0.062	0.019	0.180***
(0.062)	(0.066)	(0.051)	(0.067)	(0.067)	(0.067)
わからない	-0.164***	0.002	0.043	-0.137***	-0.132***	-0.007
(0.039)	(0.048)	(0.042)	(0.052)	(0.050)	(0.043)
対数尤度	-1180.51	-1095.49	-767.336	-1296.06	-1324.05	-957.674
サンプルサイズ	1956	1947	1947	1956	1956	1956

注：10% で有意 $ ^{*} $ 、5% で有意 $ ^{**} $ 、1% で有意 $ ^{***} $

経験は以下の通りである：

（1）仕事で自分のアイデアや企画を提案する機会

（２）昇級や昇進、職種転換の機会があった

（３）やってみたい仕事やポストに異動する機会があった

（4）仕事で期待されたり、頼られていたりすると感じたことがあった

（５）仕事を通じて、自分の技術や能力を伸ばし、自分が成長していることを実感した

（6）自分にとってのロールモデルとなるような女性の先輩がいた
## 5 正規就業確率の推定

以下では、卒業してから5年間の経験の正規就業継続に及ぼす影響を検証する。OJTの機会が十分に得られないことが、離職の一要因となっているのであろうか。具体的には、「現在正規の職員である場合」を1として、正規就業のプロビットモデルモデル推定を行う。コントロール変数は、学歴（高卒以下、高専・短大、大学以上、その他）、年齢、年齢自乗、学卒時の企業規模、都道府県別完全失業率 $ ^{54} $ 、学卒時の就業意欲である。

まず、6歳未満の子どもを1人持つ女性を見てみると、大学卒の女性や大企業・官公庁に就職した女性で、調査時点に正規就業している確率が高い（表6－1）。さらに、学卒時の就業意欲が高いほど、就業確率が高い。一方、OJTの経験はどれも統計的に有意に離職を引き下げていない。「（5）仕事を通じて、自分の技術や能力を伸ばし、自分が成長していることを実感した」については、正規就業確率を引き下げている。（5）の経験があったとしても、結婚や出産後に就業継続できる職場環境が整っていない等の理由で、離職した女性がいることを示唆している。尚、推定結果は割愛するが、経験（1）～（6）を同時にモデルに導入した場合にも推定結果には大きな変化がなかった。

次に、末子6歳未満の子どもを持ち、子ども数が2人以上の有配偶女性についてみてみると、子ども1人の女性と同じく就業意欲が高く、高学歴の女性がより就業していることがわかる（表6－2）。企業規模を見てみると、特に、初職が官公庁である場合に、現在正規就業している確率が高い。OJTの経験は（4）と（5）が就業確率にマイナスの影響を及ぼしていた。

最後に子どものいない女性についてみてみる（表6－3）。就業意欲の効果は、子どものいる女性よりも小さいが、正規就業確率にプラスの影響を及ぼしている。企業規模を見てみると、100人未満の企業と比較して、官公庁以外では就業継続確率が低い。本稿ではその要因について検証することはできないが、労働環境などが要因となっている可能性はある。OJTの経験は（6）が就業にマイナスの効果を有していた。

ではなぜ入職時における OJT 経験がその後の正規就業を引き上げる効果が確認されなかったのであろうか。正規就業を辞めて、現在は無職である者について、「再就職にあたって心配なこと、不安なこと」を聞いた設問の集計結果が表7である。約7割が仕事と生活を両立できるかどうかについて不安を持っていることがわかる。また、「子どものことが心配である」と回答する者が約8割いる。初職の職場環境では、育児との両立が難しかったために、離職を選択せざるを得なかった可能性を示唆している。
表6－1 調査時点正規就業のプロビットモデル推定（6歳未満の子どもが一人いる有配偶女性）

子ども1人	(1)	(2)	(3)	(4)	(5)	(6)
学卒時の就業意欲	0.226***
(0.018)	0.226***
(0.018)	0.227***
(0.018)	0.227***
(0.018)	0.228***
(0.018)	0.226***
(0.018)
高専・短大(ref 高卒)	-0.004
(0.030)	-0.004
(0.030)	-0.004
(0.030)	-0.004
(0.030)	-0.002
(0.030)	-0.001
(0.030)
大学以上	0.093***
(0.029)	0.092***
(0.029)	0.093***
(0.029)	0.093***
(0.029)	0.095***
(0.029)	0.094***
(0.029)
その他	0.02
(0.094)	0.018
(0.094)	0.021
(0.094)	0.02
(0.094)	0.024
(0.095)	0.023
(0.095)
年齢	-0.017
(0.043)	-0.018
(0.043)	-0.017
(0.043)	-0.016
(0.043)	-0.015
(0.043)	-0.017
(0.043)
年齢自乗	0.000
(0.001)	0.000
(0.001)	0.000
(0.001)	0.000
(0.001)	0.000
(0.001)	0.000
(0.001)
100～300人未満(ref 100人未満)	0.005
(0.028)	0.005
(0.028)	0.005
(0.028)	0.005
(0.028)	0.006
(0.028)	0.006
(0.028)
300～500人未満	0.076**
(0.035)	0.076**
(0.035)	0.076**
(0.035)	0.076**
(0.036)	0.076**
(0.035)	0.078**
(0.036)
500～1000人未満	0.127***
(0.037)	0.126***
(0.037)	0.128***
(0.037)	0.128***
(0.037)	0.131***
(0.037)	0.129***
(0.037)
1000人以上	0.129***
(0.026)	0.129***
(0.026)	0.131***
(0.026)	0.130***
(0.026)	0.131***
(0.026)	0.131***
(0.026)
官公庁	0.284***
(0.048)	0.283***
(0.048)	0.287***
(0.048)	0.284***
(0.048)	0.288***
(0.048)	0.290***
(0.048)
わからない	-0.103**
(0.047)	-0.102**
(0.047)	-0.104**
(0.047)	-0.105**
(0.047)	-0.108**
(0.047)	-0.104**
(0.047)
都道府県完全失業率	-0.02
(0.017)	-0.02
(0.017)	-0.02
(0.017)	-0.02
(0.017)	-0.02
(0.017)	-0.019
(0.017)
経験(1)	-0.005
(0.019)
経験(2)	0.003
(0.020)
経験(3)	-0.029
(0.026)
経験(4)	-0.016
(0.019)
経験(5)	-0.038**
(0.019)
経験(6)	-0.027
(0.022)
対数尤度	-1763.696	-1763.726	-1763.147	-1763.386	-1761.618	-1762.972
サンプルサイズ	2921	2921	2921	2921	2921	2921

注：10%で有意*、5%で有意**、1%で有意*** カッコ内は標準誤差