Silviase/jgov_v1.4_full_ann huggingface dataset:
息子（核家族及び複合家族）

推定方法	口 ジ ッ ト 分 析	回 帰 分 析
独立变数	15-18才	19-22才	23-30才	15-18才	19-22才	23-30才
CONST.	0.410(1.88)	0.528(4.72)	0.863(8.06)	0.694(60.8)	0.801(47.2)	0.886(76.6)
SCHOOL	-0.239*** (43.2)	-0.619*** (46.9)	-0.409*** (27.3)	-0.679*** (-134.)	-0.814*** (-112.)	-0.830*** (-64.6)
-3.033	-0.519	-0.018
YHD	-0.195E-3*** (10.0)	-0.259E-3*** (8.10)	0.155E-4(0.76)	-0.756E-4*** (-9.00)	-0.0001*** (-7.54)	0.857E-5(0.66)
-0.860	-0.158	0.0047
YOHW	-0.249E-4(0.53)	0.521E-4(0.98)	0.673E-4(1.40)	-0.164E-4(-1.03)	0.173E-4(0.53)	0.385E-4(1.33)
-0.020	0.005	0.003
YOH	*** 0.154E-3(4.71)	0.107E-3(1.68)	0.327E-4(0.79)	*** 0.0001(4.77)	0.654*E-4(1.66)	0.204E-4(0.76)
0.055	0.010	0.002
W	** 0.980E-4(2.25)	*** 0.271E-3(6.56)	*** 0.928E-4(4.51)	* 0.388E-3(1.71)	*** 0.0002(6.35)	*** 0.573E-4(4.45)
0.584	0.351	0.090
R²	-	-	-	0.593	0.680	0.319
残差の標準偏差	-	-	-	0.165	0.283	0.237
標本数	13675	7288	9254	13675	7288	9254

注（1）（___）内 t - 值

(2) ロジット分析最上段は偏微係数（定数項はロジット係数），最下段は弾性値。

(3) 従属変数は指標Iを使用。

及ぼすと予想される在学か否かの在学ダミー，

所得，そして賃金率を独立変数に用いた。

まず，息子と娘の労働時間に関する回帰分析結果をみよう。

SCHOOLダミーでは推計時間（Y/W），回答時間（HR）共におおむね負の効果が観察される。娘の23-30才層では在学者の割合が特に小さく結果も不安定である。女子では19-22才層，男子では23-30才層で特に負の値が大きくなっている。

所得については娘のHR分析の世帯主所得について負の効果が得られたが，他の世帯員所得についてはいずれも良好な結果ではなかった。

賃金率については息子のHR分析が不安定であった他はすべて有意な負の効果が観察された。

次に１－０分析の結果を見よう。

在学ダミーについては非常にはっきりした負の効果が観察される。その効果は息子・娘いずれについても15－18オ層が極めて強く年令階層があるにつれ急速に弱まる。

所得。世帯主所得YHDについては有業率を引き下げる負の効果が看取できる。ただし23-30才層の息子については値も小さく不安定な結果となっており，この年代の男子の家計従属性がほとんどないと解釈できるのではないだろうか。他の世帯員所得に
表IV - 17 計測結果（時間分析）

娘（核家族及び複合家族）

推 定 方 法	推 計 時 間 Y/W	回 答 時 間 HR
独 立 变 数	15 - 18才	19 - 22才	23 - 30才	15 - 18才	19 - 22才	23 - 30才
CONST.	2245.
(18.9)	2441.
(66.8)	2097.
(49.3)	2256.
(19.5)	2211.
(66.1)	2127.
(59.5)
SCHOOL	-659.6***
(-8.21)	-755.2***
(-10.6)	-264.5
(-1.05)	-618.9***
(-7.91)	-793.6***
(-12.1)	30.0
(0.14)
YHD	0.543***
(3.50)	0.437***
(9.85)	0.321***
(6.93)	-0.055
(-0.36)	-0.129***
(-3.19)	-0.1103***
(-2.83)
YOHW	0.801***
(2.62)	0.035
(0.41)	-0.087
(-0.85)	0.436
(1.46)	0.0259
(0.33)	0.2179**
(2.53)
YOH	0.631***
(2.67)	0.399***
(5.19)	0.165***
(2.09)	0.388*
(1.68)	0.156**
(2.23)	0.1089
(1.637)
W	-1.133**
(-4.39)	-1.190***
(-20.5)	-0.570***
(-9.56)	-0.879***
(-3.50)	-0.387***
(-7.28)	-0.258***
(-5.17)
R²	0.103	0.096	0.024	0.085	0.041	0.011
残差の標準偏差	533.91	482.09	561.74	519.98	441.46	471.36
標 本 数	886	5277	4532	886	5277	4532

注（1）（___）内 t - 值

ついては，不安定な結果であり，その効果は判然としない。

賃金率についても比較的安定した結果が得られた。符号は正であり期待通りであるが年令階層間でのはっきりした傾向は読み取れない。

供給指標I，II，IIIについてみると息子では15 - 18才層のSCHOOL，YHD，19 - 22才層のSCHOOL，YHD，W，娘では19 - 22才層のSCHOOL，YHD，W，23 - 30才層のSCHOOLにおいてI→IIIと広義になるに従って効果が小さくなる傾向が見られる。

## 5 所得，賃金ならびに代替弾性値

計測結果の総括として，上記ならびに後掲の附録に収めた労働供給関数の推計値を用いて算出された，所得，賃金ならびに代替弾力性の数値を家計上の地位グループ別に提示し比較検討を行う。われわれの目的は，そうした検討をつうじて(1)それらの数値のうちでどのていどの範囲までは信頼できるものかを吟味し，そして(2)家計類型や家計上の地位別にそれらの数値についてどのようなパターンが認められるかを確かめることにある。

弾性値による計測結果の検討の意義は，測定単位の異なる変数間や平均値水準の異なる標本グループ間の比較が可能になること，また政策介入その他外的条件変化に対する労働供給行動の反応の推測に役立つこと。さらに，国際比較が可能となることなど多く見出される。とりわけ，この分野での研究が進んでいるアメリカの分析結果との比較検討からは，日米の家計の行動様式の比較のみならず，分析資料や方法の適否等についても示唆が得られるはずである。

表IV - 19には核家族ならびに複合家族世帯の主婦の労働供給に関する各弾性値の推計結果がまとめて提示されている。

主婦（有配偶女子）はわれわれが分析した
娘（核家族及び複合家族）

推定方法	口 ジ ッ ト 分 析	回 帰 分 析
独立变数	15-18才	19-22才	23-30才	15-18才	19-22才	23-30才
CONST.	-0.8945(4.26)	0.7399(8.14)	0.5531(8.49)	0.711(76.9)	0.829(46.82)	0.755(28.4)
SCHOOL	-0.0908*** (9.97) -1.102	-0.633*** (39.6) -0.2467	-0.340*** (7.87) -0.00430	-0.746*** (-163.1)	-0.81245*** (-98.7)	-0.589*** (-10.4)
YHD	*** -0.794E-5 (1.04) -0.0334	*** -0.130E-3 (5.39) -0.0645	*** -0.410E-4 (2.67) -0.017	*** -0.344E-4 (-4.53)	*** -0.998E-4 (-5.063)	*** -0.724E-4 (-2.72)
YOHW	-0.135E-5 (0.093) -0.8011	0.719E-4 (1.437) 0.006123	0.103E-3 (2.72) 0.00638	-0.493E-5 (-0.38)	0.427E-4 (1.119)	0.00016*** (2.68)
YOH	0.189E-4 (1.59) 0.00661	-0.385E-4 (0.79) -0.0031	*** -0.309E-3 (11.38) -0.046	*** 0.916E-4 (4.59)	-0.340E-4 (-0.84)	-0.00055*** (-11.7)
W	** 0.257E-4 (2.01) 0.143	*** 0.119E-3 (3.29) 0.115	0.162E-4 (0.74) 0.0167	0.000121*** (6.65)	*** 0.887E-4 (3.17)	0.260E-4 (0.70)
R²	-	-	-	0.694	0.563	0.032
残差の標準偏差	-	-	-	0.146	0.316	0.452
標本数	13296	8659	7369	13296	8659	7369

注（1）（___）内 t - 值

(2) ロジット分析最上段は偏微係数（定数項はロジット係数），最下段は弾性値。

(3) 従属変数は指標Iを使用。

グループのなかでは比較的理論的期待に沿った分析結果を提供しているといえる。表Ⅳ－19に掲げられた結果からは次の諸点を指摘できよう。

(1) 35 - 49 才層各弾性値は理論的符号条件をほぼ満している。25 - 34 才層では賃金弾性が顕著な負値をとり，したがって代替弾性が負値となって理論的期待を満さない。50 才以上層は核家族ではほぼ符号条件が満されるが，複合家族では所得弾性が有意に正值となっており注目される。

(2) 労働時間モデルの結果は，総じて不安定であり，理論的符号条件を満たさないものも多い。これにくらべ1-0モデルの結果は比較的良好である。このことは，『就業構造基本調査』にもとづく労働時間分析は，労働時間変数の特定化や測定に関して欠陥があること，また，最適労働時間の連続的選択の図式が必ずしも適当でないことなどを示唆していると思われる。

(3) 所得弾性値を 1 - 0 分析の結果によって見よう。核家族の場合 25 - 34 オ層で -0.3 から -0.4，35 - 49 オ層で -0.2 から -0.3 そして 50 オ以上層では -0.02 と年令に従って弱
## 労働力構造と就業行動の分析

表IV - 19 弹性值 - 主 婦

核家族世帯

年令階層	モデル	従属変数推定方法	所得弾性 $ \eta_y $	賃金弾性 $ \eta_w $	代替弾性 $ \eta_s $
25オ~34オ	時間	HRY/W	-0.107***-0.070***	0.047**0.205***	0.1060.238
1-0	ロジット回帰	-0.308***-0.401***	-0.083***-0.295***	-0.055-0.152
35オ~49オ	時間	HRY/W	-0.05***0.004	0.0060.165***	0.0280.163
1-0	ロジット回帰	-0.184***-0.295***	0.0110.011	0.0340.048
50オ以上	時間	HRY/W	-0.017**0.064***	0.065***0.140***	0.0740.115
1-0	ロジット回帰	-0.018**-0.029**	0.093***0.158***	0.0950.161

年令階層	モデル	従属変数推定方法	所得弾性 $ \eta_{y} $	賃金弾性 $ \eta_{w} $	代替弾性 $ \eta_{s} $
25オ~34オ	時間	HRY/W	0.0090.097***	-0.036-0.179***	-0.041-0.225
1-0	ロジット回帰	-0.107***-0.186***	-0.210***-0.389***	-0.193-0.359
35オ~49オ	時間	HRY/W	-0.0030.059***	0.058***-0.023	0.059-0.047
1-0	ロジット回帰	-0.131***-0.222***	0.040**0.069**	0.0640.110
50オ以上	時間	HRY/W	-0.0100.049***	0.075**-0.091**	0.080-0.111
1-0	ロジット回帰	0.047***0.087***	0.119***0.222***	0.1150.214

まる。複合家族では25-49才までは-0.1から-0.2であるが，50才以上層では僅かながら逆に正值となる。アメリカにおける研究結果（前掲表II-3）を想起すると，われわれの定義と同じ世帯主所得を用いた所得弾性値は-0.3前後（SEOデータ）であり，年令が高まるとやや弱まる傾向があった。わが国の核家族における主婦のパラメターは値もの傾向もこれと共通している。なおわれわれの分析結果では複合家族の場合には所得効果はやや弱くなるが，残念ながら

アメリカには比較すべき分析結果がない。

(4) 賃金弾性は1-0分析の結果によれば,25-34才層で明白に負であるほかは正值である。また労働時間分析では複合家族で負値が多いがそこでは計測結果の不安定性が反映されていると見られる。賃金弾性の絶対値は35-49才層では所得弾性のそれにくらべて著しく小さい。Mincer（1962）やCain（1966）以来の集計値による分析の結果アメリカでは既婚女子の場合賃金効果が負の所得効果を大きく凌駕する傾向が通説となっているが,こ
の日本の結果は逆である。もっとも日本でも50オ以上層では賃金弾性の絶対値は所得弾性のそれよりも大きくなっている点は注目される。ところでMasters - Garfinkelの計測結果（表II - 3）によれば，所得効果と賃金効果の大きさは，それほど違わない。しかしこの結果は彼等が所得弾性値の算出にあたって夫の所得の代わりに家計総所得を用いていることによる算定方式の相違が反映しているものと思われる。（p.19の脚注八）式参照）従ってわが国の賃金弾性と所得弾性値の大小関係はアメリカの場合にくらべ逆のパターンとなっていることが示唆されるが，この点はさらに吟味を要する課題である。

次に世帯主に関する弾性値の計算結果を表Ⅳ－20に掲げる。世帯主は『就業構造基本調査』では定義的に有業者であるから，有業率は100％で，1－0分析は適用できない。したがって，表Ⅳ－20は，難点の多い時間分析に限らざるを得ず，参考にとどまるものである。男子就業は安定的なのでここではそのなかでも比較的就業にちらばりの出てくると思われる高年層に焦点を絞った。

(1) 所得弾性がきわめて小さいながら正值をとっていることが両世帯類型をつうじて特徴的である。これは理論的期待に反するが，これに対応するアメリカの計測例を見ると（表II-3），壮年男子（25-61才）の労働供給時間に及ぼす他の世帯員の所得で測られた所得効果は，SEOデータを用いた場合やはりきわめて小さいながら正值をとっていることが注目される。この同じアメリカの分析例はしかしながら家計の非勤労所得の効果は明白に負であることを示している。このことは他の世帯員の所得のパラメターをもって所得効果を推論するにはなお理論上ならびに計測上の問題が多く残されていることを示唆する。他の世帯員所得の効果のあり方などから見ても，わが国の『就業構造基本調査』のデータもある程度アメリカの資料と共通した性格をもつものと思われる。しかしながら『就業構造基本調査』には残念ながら非勤労所得のデータ

表IV - 20 弹性值 - 世带主

年令階層	モデル	従属変数推定方法	所得弾性 $ \eta_{y} $	賃金弾性 $ \eta_{w} $	代替弾性 $ \eta_{s} $
55オ~59オ	時間	$ \begin{cases} HR \\ Y/W \end{cases} $	0.011***	-0.028	-0.050
0.034***	-0.235***	-0.295
60オ~64オ	時間	$ \begin{cases} HR \\ Y/W \end{cases} $	0.016***	0.094***	0.067
0.027***	-0.155***	-0.196
65オ以上	時間	$ \begin{cases} HR \\ Y/W \end{cases} $	0.017***	0.080*	0.040
0.021***	-0.118**	-0.160

年令階層	モデル	従属変数推定方法	所得弾性 $ \eta_{y} $	賃金弾性 $ \eta_{w} $	代替弾性 $ \eta_{s} $
55オ~59オ	時間	$ \begin{cases} HR \\ Y/W \end{cases} $	0.007*0.022***	0.087*-0.141**	0.051-0.234
60オ~64オ	時間	$ \begin{cases} HR \\ Y/W \end{cases} $	0.009*0.007	0.166**-0.020	0.117-0.052
65オ以上	時間	$ \begin{cases} HR \\ Y/W \end{cases} $	0.021***0.023***	0.065-0.166	-0.081-0.295

ただし，所得弾性の計測には核家族は YOH，複合家族は YOHW を使用，また賃金率には W を使用した。
がないのでこれ以上の吟味はできない。わが国のデータがアメリカのデータと基本的に共通するものであるとすれば他の世帯員所得の効果が正值であっても非勤労所得で測った所得効果が理論的期待通りに負値をとることはあり得ることである。

(2) 賃金弾性は回答労働時間（HR）の場合核家族の55-59オ層以外は正值をとる。これに対して推定労働時間（Y/W）の場合にはすべて負値である。標本が限られることと賃金階級別集計による情報ロスという難点を除けば，HRはY/Wにくらべて測定誤差は小さいと考えられる。したがって計測結果における両指標間の相違はむしろ期待通りのもので，Y/W指標による結果は比較的信頼しうるものといえよう。これに対応するアメリカの計測例（表II-3）を見ると賃金弾性値は日本の場合よりもむしろ低く，1-0分析では負値も見られる。ここでも日・米間に基本的な差異は認められない。なお，わが国の計測結果では60オ台前半で賃金効果が高まっていることが注目される。

父親ならびに母親に関する計測結果は表Ⅳ－21に提示されている。双方とも世帯主またはその配偶者の同居中の親である。

(1) 父親については次の特徴点が見られる。所得効果（世帯主所得による）は前掲表Ⅱ-10からも判るように，時間分析では高令になるほど安定的に正值をとっており，また1-0分析ではおしなべて正值である。この結果は通常の理論的期待に反するが，有意でかつ一貫しているだけに吟味を要する。同居中

表IV - 21 弹性值 - 親

父親

年令階層	モデル	従属変数推定方法	所得弾性 $ \eta_{y} $	賃金弾性 $ \eta_{w} $	代替弾性 $ \eta_{s} $
55オ~59オ	時間1-0	HR	-0.072	0.231	0.292
ロジット回帰	0.366	0.204	0.114
0.652	0.313	0.153
60オ~64オ	時間1-0	HR	-0.052	0.166	0.195
ロジット回帰	0.064	0.084	0.074
0.122	0.156	0.137
65オ~69オ	時間1-0	HR	0.128	-0.203	-0.265
ロジット回帰	0.143	0.126	0.114
0.251	0.223	0.202
70オ以上	時間1-0	HR	0.019	-0.112	-0.120
ロジット回帰	0.282***0.383***	0.586***0.728***	0.2780.717

年令階層	モデル	従属変数推定方法	所得弾性 $ \eta_{y} $	賃金弾性 $ \eta_{w} $	代替弾性 $ \eta_{s} $
55オ~59オ	時間1-0	HR	0.063	0.154**	0.125
ロジット回帰	-0.140**	0.129	0.142
-0.198*	0.225	0.243
60オ~64オ	時間1-0	HR	-0.012	0.109	0.114
ロジット回帰	0.219***	0.198**	0.188
0.357***	0.278**	0.262
65オ以上	時間1-0	HR	0.007	0.047	0.045
ロジット回帰	0.286***	0.220	0.217
0.269***	0.165	0.162
息子

年令階層	モデル	従属変数推定方法	所得弾性 $ \eta_{y} $	賃金弾性 $ \eta_{w} $	代替弾性 $ \eta_{s} $
15オ～18オ	時間1-0	HR	-0.018	-0.019	-0.012
ロジット回帰	-0.859***	0.584**	0.598
-0.331***	0.230*	0.235
19オ～22オ	時間1-0	HR	0.004	-0.018	-0.020
ロジット回帰	-0.158***	0.351***	0.372
-0.088***	0.206***	0.218
23オ～30オ	時間1-0	HR	0.018***	0.004	-0.009
ロジット回帰	0.005	0.090***	0.089
0.003	0.055***	0.054

年令階層	モデル	従属変数推定方法	所得弾性 $ \eta_{y} $	賃金弾性 $ \eta_{w} $	代替弾性 $ \eta_{s} $
15オ~18オ	時間1-0	HR	-0.007	-0.228***	-0.225
ロジット回帰	-0.033	0.143**	0.144
-0.145***	0.664***	0.666
19オ~22オ	時間1-0	HR	-0.019***	-0.127***	-0.118
ロジット回帰	-0.065***	0.115***	0.125
-0.049***	0.086***	0.088
23オ~30オ	時間1-0	HR	-0.016***	-0.097***	-0.089
ロジット回帰	-0.017***	0.017	0.020
-0.030***	0.027	0.032

の親についてはアメリカには対応する分析例がない。賃金効果は1－0分析ではすべて正值であり，必ずしも規則的ではないが高令になるほど高まる傾向がうかがわれる。

(2) 母期の場合，所得効果は1－0分析では55－59オ層で負値をとるほかは正值をとり，値も0.2から0.3と大きい。時間分析の結果は不安定で値も小さい。賃金効果はすべて正值で顕著である。同居中の母親に関する分析例はアメリカにはなく比較できない。

息子と娘についての計測結果は表Ⅳ－22に提示されている。

同居中の息子と娘の計測結果については次の諸点が指摘される。

(1) 時間分析の結果は不安定であり，理論的符号条件を満さないものが多い。これにくらべ1-0分析の結果は，23-30才層の息子で所得弾性が正值となっているほかは全て符号条件を満しておりわれわれが分析したグループのなかでは比較的良好な結果を示している。

(2) 時間分析の結果が不良であるのは，回答労働時間HRが規則的就業者を対象としていることもあって指定時間の制約が強いこと，また年令階層が小さく区切られているために年令別階級値による賃全率データの分散が小さいこと，などが影響しているものと考えられる。

(3) 1 - 0 分析の結果は良好であり，年令階層別の弾性値の格差も期待通りである。すなわち，負の所得弾性は年令が若いほど絶対値が大きく，家計における若年者の家計補助的性格をあらわしている。また賃金弾性値はやはり若年者の方が大きく，労働市場の条件に対する感応性の高い縁辺労働力
主婦

## 労働力構造と就業行動の分析

表IV - 23 弹性値 - 1 - 0 分析における供給指標I, II, III

年令階層	推定方法	從属变数	核 家 族	複 合 家 族
所得弹性
$ \eta_{y} $	賃金弹性
$ \eta_{w} $	代替弹性
$ \eta_{s} $	所得弹性
$ \eta_{y} $	賃金弹性
$ \eta_{w} $	代替弹性
$ \eta_{s} $
25才~34才	口ジット	指標I
II
III	-0.308***
-0.182***
-0.084***	-0.083***
-0.053***
-0.005	-0.055
-0.036
0.002	-0.107***
-0.091***
-0.039***	-0.210***
-0.149***
-0.061**	-0.193
-0.134
-0.055
回 帰	指標I
II
III	-0.401***
-0.295***
-0.152***	-0.146***
-0.103***
-0.006	-0.109
-0.100
0.008	-0.186***
-0.161***
-0.058***	-0.389***
-0.275***
-0.086**	-0.359
-0.249
-0.077
25才~34才	口ジット	指標I
II
III	-0.184***
-0.151***
-0.094***	0.011
0.016**
0.024***	0.034
0.035
0.035	-0.131***
-0.122***
-0.088***	0.040**
0.031**
0.007	0.064
0.053
0.023
回 帰	指標I
II
III	-0.295***
-0.258***
-0.165***	0.011
0.027*
0.043***	0.048
0.059
0.064	-0.222***
-0.206***
-0.145***	0.069**
0.054**
0.014	0.110
0.092
0.041
25才~34才	口ジット	指標I
II
III	-0.018**
-0.024***
-0.024***	0.093***
0.087***
0.076***	0.095
0.089
0.078	0.047***
0.036***
0.018*	0.119***
0.111***
0.093***	0.115
0.108
0.092
回 帰	指標I
II
III	0.029**
-0.042***
-0.045***	0.158***
0.156***
0.145***	0.161
0.160
0.150	0.087***
0.068***
0.033*	0.222***
0.211***
0.179***	0.214
0.205
0.176

注　　第III章第3節－Cで供給指標の内容については詳述しているのでここでは定義のみ再掲する。

指標I 就業者 = 1

指標II 就業者 + 求職者 = 1

指標II 就業者 + 就業希望者 = 1 それ以外 = 0

的性格をよく示している。大学卒業後の年令に相当する23 - 30才層では感応性が著しく低下し，労働力としての定着性が高まることを示唆している。

(4) アメリカの計測例（表II - 3）のうち20 - 24才層の独身男女がわれわれの分析対象にもっとも近い。世帯主所得で測った所得弾性値は男子 - 0.02，女子0.02と微弱でかつ不安定であり信頼できない。賃金弾性値は日本の19 - 22才層にくらべ男子ではほぼ同等女子でやや高めである。若年者に関しては日本の計測結果の方が理論的期待を満たしかつ安定している点ではるかにすぐれている。最後に，1 - 0分析で採用した3つの労働供給指標（III章3 - C参照）に関する弾性値の相違を見よう。指標Iは就業＝1，それ以外＝0，指標IIは就業および求職中＝1，それ以外＝0，指標IIIは就業および就業希望中＝1，それ以外＝0である。いいかえれば指標Iは雇用ダミーであってもとも狭義の労働供給指標であり，指標IIは労働力ダミーであって経済学の労働供給概念に近く，指標IIIは希望者という潜在労働力を含めたもっとも広い供給指標である。このような労働供給指標の概念の違いに応じて弾性値がどのように変るかを参考として見ておくことにしたい。すべてのグループにつき，これらの3種類の指標にもとづいて弾性値を計算したが，ここではそのうち主婦の事例だけを提示しよう。表IV - 23がそれである。

主婦の場合には，負の所得効果は年令が高くなるほど弱まり，賃金効果は逆に強まる傾向が計測結果から読みとれることをわ
れわれは先に（本章1節）指摘した。そうした全体的傾向のなかで，各々の年令階層について指標ごとの弾性値を見ると，所得効果はより広義の指標になるほど弱まる傾向がほぼ規則的に認められる。核家族50オ以上層でわずかに逆の傾向が見られるがそれほど有意な違いではない。すなわち全体として所得が低いほど，希望者は少ないが就業者は多く，必要に迫られて余儀なく就業するパターンがうかがわれる。

一方，賃金効果については，25－34オ層は絶対値では広義の指標ほど弾性値は小さくなるものの，負値をとっているので賃金効果が弱まるとは言えない。むしろ賃金が高いほど実際の就業者は少なくなるが希望者は減らないということを25－34オ層の測定結果は意味している。さらに核家族の35－49オ層では賃金が高いほど希望者が多いことが示されており高賃金就業志向のパターンが示唆される。50オ以上層では逆に賃金が低いほど希望者が多くなる傾向が見える。この傾向は複合家族の35－45オ層でとりわけ顯著である。

## 第V章 結語 - 分析結果の要約と含意

## 1 研究の意義と概要

この報告は，総理府統計局『就業構造基本調査（昭和52年）』の個票を用いて，わが国の家計における就業行動の性格を明らかにすることを目的とするものであった。

就業行動の分析は，主体均衡理論にのっとり，家計の合理的な選択を前提として導かれる労働供給関数を用いて行われた。労働供給関数は，連続的労働供給時間の最適値選択の図式にもとづく労働時間モデルと就業（1）-非就業（0）の不連続的選択の図式による1-0モデルの2種類に大別される。両者はそれぞれ長所，短所があるので，われわれはその双方を併用した。

分析の対象は，全国民を母集団とする『就業構造基本調査』の標本をいくつかの家計の類型ならびに家計における地位別に分割したもので，その各々のグループについて労働供給関数の計測が行われた。家計類型は世帯主の就業形態による雇用者，非農自営業および農家世帯の3世帯類型そしてその各々について家族構成による核家族，複合家族，その他の3世帯類型への分割が行われた。このうち，本報告では核ならびに複合家族の雇用者世帯という2類型の分析結果だけが報告される。その他の類型については分析が進行中である。

また，家計における地位別には，世帯主（男），配偶者（妻），世帯主あるいはその配偶者の同居中の父親および母親，世帯主の15オ以上の同居中の息子および娘の6類型が区別された。

労働供給関数は，その独立変数として，家計所得，本人の期待賃金率，本人以外の家計員の就業状況，家族構成（幼児の有無），家計の社会経済的地位，地域特性などの変数を含む。これらのうちで，われわれ，の関心の焦点は，家計所得ならびに本人の期待賃金率の就業に及ぼす効果にある。主体均衡理論によれば労働供給量に及ぼす家計所得の影響は余暇が正常財である限り負であり，また賃金率の効果はスルツキ一方程式から導かれる代替効果が非負である範囲内でなければならないという制約がある。この制約を満足する範囲内すなわち，家計の主体均衡もしくは最適選択行動が理論的に承認される範囲内において，測定された所得効果，賃金効果ならびに代替効果等の値はそれぞれ政策的含意を考慮する上で有用なパラメターとなる。

例えば，所得効果は，年金，社会保障等の給付所得，各種の所得移転あるいは再分配等による家計所得水準の増減に対して家計の就業がどう変化するかを推測する手がかりとなる。また妻や子供あるいは同居の老人などの就業が，世帯主所得の多寡に応じてどのように変るかを示唆する。また，賃金効果は市場の賃金率の高低に応じて家計の就業がどのように変るかを示す。賃金率格差に対する家計
の反応だけでなく，景気変動過程における賃金率の変動に対する家計の反応についてもそれは手がかりを与えるであろう。さらに代替効果は効用水準一定の下での賃金率変化の就業に及ぼす影響を示すものであり，賃金率のみの変化や所得税率変化に対する家計就業の反応を知るためには有用である。

その他の独立変数のうち，本人以外の家計員の就業状況は，家計を意思決定の単位とみなす以上不可避の変数である。その他の諸変数は従属変数に系統的影響を及ぼすと考えられる諸要素であり，パラメター推定のバイアスを避けるために加えられた。

個票によるこのような分析は，第II章で展望したようにアメリカでは1970年代から数多く行われているが，わが国ではほとんど初めての試みである。しかも『就業構造基本調査』は必ずしもこのような分析のために開発されたものではないので最適な資料とは言えない。たとえば，賃金率や収入の内訳に関する情報の欠如や労働時間が粗い階級値でとられているなどの不備がある。したがって，変数の概念上の問題や測定上の問題など多くの未解明の問題点が伏在しており，得られた分析結果も必ずしも充分に吟味し得る段階にはない。たとえば，推計された所得弾性値にどれだけ変数測定上の誤差によるバイアスが混入しているかあるいは概念の不適当さ（Construct invalidity）によるバイアスがかかっているかを充分に吟味する材料をわれわれは持っていない。それゆえ，われわれの研究結果は試行錯誤による第一次的接近のファインディングスと考えられるべきである。

一方，わが国の家計の就業行動の特性を解明する上で，研究蓄積の大きいアメリカの研究結果と比較検討することは意味のあることである。そこで，われわれの分析枠組は，アメリカにおける1970年代の労働供給研究と対比できるように構成された。

さて，最後に計測結果の要点を主な関心対象である主婦とそれ以外のグループとに大別して簡単に摘記しておこう。

## 2 主婦（有配偶女子）

われわれは雇用者世帯の主婦の有業率を形づくるいわゆるM字型サイクルを念頭に置き，谷にあたる子育て期間中の25-31才層，第2のピークを迎える中年の35-49才層，そして下り坂となる50才以上層の年令階層に分けて分析を行った。その結果次のような特徴が見出された。35-49才層の結果は理論的符号条件もよく満しており，所得弾性値は0.2から-0.3でアメリカの測定結果と大差はない。また，所得効果は年令が高まるほど顕著に弱まる傾向が見られる。この傾向はあるていどアメリカの場合にも認められる。このことは，子育て年令に近いほど夫の所得が高ければ家庭にとどまる（逆に低ければ働きに出る）傾向が強く，高年層になるほど夫の所得が高くても家にとどまらずに働きに出る性向が強くなることを意味する。『就業構造基本調査』の個票によるわれわれの分析をつうじて，それが第一次的なものであるにせよ，日・米両国にあるていど共通する所得効果のパターンが確認されたことは興味深い。そのことは，『就業構造基本調査』が必ずしも最適な資料ではなくとも，労働供給分析にとって有用な資料であることを示唆するものといえよう。

また，賃金弾性はわが国の中年主婦の場合，所得弾性に比べてその絶対値が小さい。これはアメリカの中年主婦とは逆のパターンであり，わが国の主婦の就業行動のひとつの特性とも思われ注目される点である。

さらに，夫の学歴，勤務先事業所の規模，職業タイプなどのいわゆる社会経済的地位の影響を見ると大卒や大企業階層では概して妻の就業時間や有業率は低く，そうした負の影響は高年層ほど著しい。逆に言えば低学歴，小企業階層の妻ほど多就業であるということである。しかし一方ホワイトカラーの妻ほど就業時間が長くなる傾向は注目される。また大都市ほど就業性向は低く就業時間も短い。