Silviase/jgov_v1.4_full_ann huggingface dataset:
## 労働力構造と就業行動の分析

表IV - 3 計測結果 (1 - 0 分析)

主婦 核家族

推 定 方 法	口 ジ ツ ト 分 析	回 帰 分 析
独 立 变 数	25 - 34 才	35 - 49 才	50 - 才	25 - 34 才	35 - 49 才	50 - 才
CONST.	0.933(2.69)	0.157(7.43)	- 0.417(13.7)	0.488(40.1)	0.559(59.0)	0.306(23.1)
YHD	***- 0.315E - 3(18.5) - 0.308	***- 0.266E - 3(26.7) - 0.184	**- 0.233E - 4(2.17) - 0.0177	***- 0.410E - 3(- 18.4)	***- 0.426E - 3(- 27.4)	**- 0.377E - 4(- 2.05)
YOH	- 0.627E - 5(0.015) - 0.148E - 5	0.433E - 4(2.36) 0.00216	**- 0.328E - 4(2.04) - 0.00697	- 0.827E - 4(- 0.12)	**- 0.838E - 4(2.45)	**- 0.584E - 4(- 2.04)
W	***- 0.289E - 4(2.82) - 0.0834	0.682E - 5(1.01) 0.0106	***0.459E - 4(5.13) 0.00929	***- 0.508E - 4(- 3.31)	0.729E - 5(0.61)	***0.781E - 4(4.93)
KID	- 0.103***(36.8) - 0.289	- 0.117***(30.3) - 0.0320	- 0.0618***(3.34) - 0.00195	- 0.175***(- 37.9)	- 0.204***(- 31.3)	- 0.108***(- 3.45)
EDHD	**- 0.785E - 2(2.040) - 0.00741	- 0.0349***(9.35) - 0.0144	- 0.0725***(10.98) - 0.0318	- 0.0189*(- 1.89)	- 0.061***(- 9.22)	- 0.117***(- 10.6)
FIRM	- 0.0359***(11.7) - 0.052	- 0.0362***(14.5) - 0.032	- 0.0414***(9.68) - 0.0335	- 0.0568***(- 12.5)	- 0.0728***(- 16.1)	- 0.0729***(- 9.73)
OCC	0.0270***(8.10) 0.0330	0.936E - 2(3.37) 0.0081	- 0.0273***(6.34) - 0.0334	0.0387***(7.59)	0.0117**(2.30)	- 0.0504***(- 6.52)
R	- 0.0471***(12.1) - 0.0408	- 0.0575***(17.9) - 0.0264	- 0.0443***(8.93) - 0.0278	- 0.0662***(- 11.8)	- 0.103***(- 18.0)	- 0.0764***(- 8.85)
U	0.0820***(11.2) 0.141	0.102***(16.7) 0.104	0.0940***(9.71) 0.122	0.128***(11.2)	0.191***(16.8)	0.174***(9.83)
R²	-	-	-	0.061	0.073	0.031
残差の標準偏差	-	-	-	0.422	0.478	0.469
標 本 数	41006	52192	20709	41006	52192	20709

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

(4) -0.315E - 3は -0.315× $ 10^{-3} $ を示す。
主婦複合家族

推 定 方 法	推 計 時 間 Y/W	回 答 時 間 HR
独 立 变 数	25-34才	35-49才	50-才	25-34才	35-49才	50-才
CONST.	1597.(17.1)	1456.(32.5)	1511(19.4)	1949.(25.2)	1851.(46.5)	1762.(22.9)
YHD	0.689***(3.83)	0.365***(4.05)	0.297***(2.69)	0.0713(0.48)	-0.0229(-0.30)	-0.0723(-0.67)
YOHP	-0.831***(-3.02)	0.271(1.17)	2.294*(1.72)	-0.0676(-0.30)	0.706***(3.63)	2.581***(1.96)
YOHC	-	0.218(1.52)	0.457***(4.03)	-	0.0310(0.26)	0.0562(0.50)
W	-0.429***(-3.26)	-0.058(-0.98)	-0.207**(-2.25)	-0.0959(-0.88)	0.1619***(3.26)	0.2120**(2.33)
KID	-25.69(-0.80)	120.1***(3.37)	22.41(0.56)	-26.04(-0.98)	38.27(1.28)	-22.76(-0.57)
EDHD	94.34*(1.80)	128.7***(3.54)	132.6*(1.72)	54.95(1.27)	12.70(0.42)	-76.70(-1.01)
FIRM	284.6***(8.27)	51.14**(2.34)	64.48(1.28)	-3.262(-0.12)	-57.38***(3.12)	-215.9***(4.35)
OCC	135.3***(3.47)	53.06**(2.23)	19.80(0.49)	85.46***(2.65)	48.43**(2.42)	80.72**(2.01)
R	-69.45(-1.10)	-256.2***(-7.21)	-106.5*(-1.93)	-126.9**(-2.44)	-248.7***(-8.32)	3.90(0.07)
U	99.81(1.16)	132.9***(2.61)	-82.86(-0.88)	-172.0**(-2.42)	-38.42(-0.90)	-26.24(-0.28)
R²	0.082	0.03	0.037	0.015	0.022	0.028
残差の標準偏差	645.83	636.60	624.24	533.79	535.44	615.68
標 本 数	1737	4534	1257	1737	4534	1257

注（1）（）内 t - 值

述べたように原則的には同義である。すなわち，独立変数1単位の変化が，従属変数が1をとる確率をどれだけ高めるかを示すものである。表IV-3のロジット分析の結果に即して言えば，世帯主の年間所得1万円の増加は25-34才年令層にあるその妻が就業を選択する確率を0.0003低めることを意味する。また同じデータの回帰分析結果は0.0004の低下を示唆している。いいかえれば，世帯主年間所得100万円の増加は，妻の就業確率を3ないし4パーセント低める傾向があることをこの結果は示しているのである。

なお，年令階層別には，35－49オ層ならびに25－34オ層においてこの負の効果は著しい。参考までに，ロジット分析の弾性値で見ると核家族の主婦の場合には-0.2から-0.3，複合家族の主婦の場合には-0.1強の値である。これにくらべて50オ以上層では負の効果は弱い。実際，複合家族の50オ以上層では値はきわめて小さいとはいえ正の効果が観測される。年令に応じて負の所得効果が弱まるこの傾向は労働時間分析の結果とも符合する。

以上は 1 - 0 分析のうち指標Ⅰに関する結
表IV - 5 計測結果 (1 - 0 分析)

## 労働力構造と就業行動の分析

主婦複合家族

推 定 方 法	口 ジ ツ ト 分 析	回 帰 分 析
独 立 变 数	25 - 34 才	35 - 49 才	50 - 才	25 - 34 才	35 - 49 才	50 - 才
CONST.	0.710
(7.97)	0.481
(10.6)	- 0.334
(5.15)	0.823
(20.3)	0.717
(36.8)	0.341
(11.5)
YHD	***
- 0.212E - 3
(4.94)
- 0.107	***
- 0.267E - 3
(13.4)
- 0.131	***
0.704E - 4
(3.52)
0.0469	***
- 0.00037
(- 4.90)	- 0.00045***
(- 14.2)	0.00013***
(3.50)
YOHP	***
- 0.313E - 3
(5.22)
- 0.0169	***
0.289E - 3
(5.21)
0.00457	*
0.524E - 3
(1.94)
0.00177	- 0.00048***
(- 5.17)	0.00047***
(5.67)	0.00094***
(2.12)
YOHC	-	***
- 0.120E - 3
(3.51)
- 0.00573	***
- 0.942E - 4
(4.30)
- 0.0493	-	- 0.00020***
(- 3.39)	- 0.00017***
(- 4.30)
W	***
- 0.147E - 3
(4.98)
- 0.210	***
0.367E - 4
(2.57)
0.0400	***
0.700E - 4
(3.76)
0.1194	- 0.00027***
(- 5.07)	0.630E - 4
(2.48)	0.00013***
(3.74)
KID	- 0.0542***
(56.82)
- 0.0753	- 0.0834***
(10.8)
- 0.0142	- 0.0466***
(5.91)
- 0.0429	- 0.101***
(- 6.88)	- 0.152***
(- 10.8)	- 0.0873***
(- 6.00)
EDHD	- 0.0251***
(2.21)
- 0.0092	- 0.0480***
(6.41)
- 0.0140	- 0.0915***
(6.86)
- 0.0301	- 0.0451***
(- 2.16)	- 0.0923***
(- 6.82)	- 0.1640***
(- 6.92)
FIRM	- 0.0131*
(1.65)
- 0.0103	- 0.0281***
(5.36)
- 0.0192	- 0.0565***
(6.48)
- 0.0364	- 0.0263*
(- 1.79)	- 0.0523***
(- 5.63)	- 0.1032***
(- 6.52)
OCC	0.0237***
(2.67)
0.0155	- 0.539E - 2
(0.92)
- 0.00372	- 0.743E - 2
(0.90)
- 0.00839	0.0423***
(2.58)	- 0.0110
(- 1.06)	- 0.0133
(- 0.86)
R	- 0.0979***
(7.86)
- 0.0283	- 0.0986***
(13.1)
- 0.0227	- 0.0358**
(3.13)
- 0.01195	- 0.172***
(- 7.90)	- 0.187***
(- 13.8)	- 0.0659***
(- 3.15)
U	0.0666***
(3.42)
0.0642	0.0965***
(7.27)
0.0740	0.0594***
(3.16)
0.0753	0.1252***
(3.43)	0.169***
(7.34)	0.1114***
(3.17)
R²	-	-	-	0.070	0.085	0.033
残差の標準偏差	-	-	-	0.483	0.465	0.480
標 本 数	4990	11797	5334	4990	11797	5334

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。
果であるが，求職中の者を加えた指標IIならびに就業希望中の者を加えた指標IIIの結果を見ると効果の方向は同じであるが，指標I，II，IIIの順で絶対値は小さくなる傾向が認められる（後掲附録4参照）。すなわち実際に就業中の者に求職者を加え，さらに希望者を加えて，より広義の労働供給指標をとるほど，世帯主所得のもつ負の効果は弱まることが示唆されている。

他の世帯員所得については，その労働時間ならびに就業に及ぼす効果は年令階層によって異る。安定的な結果が得られるのは35－49オ層の主婦であり，核家族，複合家族世帯ともに正の効果をもっている点が注目される。これは所得効果が正であるというよりは，予供あるいは老親が就業する家計では主婦がまず就業する傾向があるという意味で，家計内における労働力参稼の優先度を示唆しているように思われる。

賃金率（W及びWHR）の効果については次のような事実が観察される。1－0分析，労働時間分析ともにおおむね正の効果が認められ理論的な期待と合致する。1－0分析については年令別に見るとロジット回帰分析ともに50オ以上層が正の効果が最も大きく強いが35－49オ層ではその効果が小さくなり，25－34オ層では負の効果となる。この傾向は前述の所得の影響のあり方とは逆の方向を示しており，それらの事実を合せて考えると，年令にともなう家事労働責任の軽減が供給行動をより敏感にしてゆくことが示唆されているように思われ興味深い。

また供給時間分析を見ると，全体に核家族よりも複合家族の方が大きく影響されている。推計時間Y/Wを使った分析の賃金率WHRの効果は複合家族は核家族の約2倍の大きさを持っている。また年令階層別にみると，WHR（Y/W分析における）とW（HR分析における）とは逆方向の変化を示している。

一方後掲の表IV - 22ならびに附録4の表から1 - 0指標I，II，IIIの結果を弾性値で見ると，供給指標がIからIIIへと広義になるにつれ25 - 34オ層では負の値が小さく，35 - 49オ層では正の値が大きくなりプラスの方向へひっぱる力が強くなる。ただし50オ以上層ではより広義の指標ほど弾性値がやや小さくなる傾向が見られる。

われわれの主要な関心は以上の所得ならびに賃金変数の効果にあったが，次にその他の独立変数の影響を見よう。幼児の有無，労働時間分析では複合家族の25－34オ層，35－49オ層は安定的な負の効果が得られたものの他のグループでは結果が不安定であり，明白な傾向は読みとれない。

これにくらべ1-0分析では，ロジット分析，回帰分析ともに理論的期待通り有意に負の効果が得られた。そして弾性値を年令階層別にみると効果の大きさは25-34オ層が最も大きい。また指標I，II，IIIは広義になるにつれてその効果が小さくなる。

家族類型であると複合家族の方が核家族よりもその効果が小さい。これは育児労働を代替できる親の存在による違いがはっきり出たものと見られる。

家計の社会経済的地位変数。ここで使用した変数は世帯主学歴が大卒かどうかを示すEDHDダミー，世帯主の勤務先が大企業（官公庁含む）かどうかのFIRMダミー，世帯主がホワイトカラーかどうかを示すOCCダミーである。それらの示す社会的地位に起因する所得の効果も考慮してこれらの期待符号は負である。

労働時間分析では負の効果が多く見られ，とりわけ50オ以上層にそれが顕著である。ただし，OCCダミーについてはY/W，HRともに正の効果が著しく，夫がホワイトカラーの場合妻の就業時間が長くなる傾向を示している。

1 - 0 分析では，核家族の25 - 34 才層，35 - 49 才層及び複合家族の25 - 34 才層の OCC 以外はすべて負の効果が比較的安定的
に得られた。

年令階層別には50オ以上層が概してより強く負の影響を受けている傾向が見られる。家族類型別には特に大きな差異はない。

地域特性としては10大都市地域かどうかを示すRダミーと都道府県・性別の有効求人倍率Uの両変数を用いた。労働時間分析では大都市ダミーRは負である。負の効果は，核家族より複合家族の方が大きい。また，年令階層別には35-49オ層において最も負の効果が著しい。Rが負であるという結果は，比較的規模の大きい企業が集中している大都市圏の方が非大都市都部よりも就労時間が短いことを示している。一方，有効求人倍率Uの効果も負であり，就業機会の豊富な地域ほど就労時間が短いことを明らかにしている。この事実を逆に読めば就業機会の乏しい地域ほど有業主婦の労働時間が長くなる傾向があるということである。

1 - 0 分析では大都市ダミーRが負，有効求人倍率Uが正という安定的な結果が得られた。Rが負の効果をもつという事実は，大都市ほど雇用者世帯の主婦の就業は少ないことを示すが，就業機会，通勤条件及びライフスタイルなど諸々の要因が系統的な負の影響を及ぼしているものと思われる。Uの結果については地域の需給バランスを示す有効求人倍率が上昇すれば有業率は上昇すると考えられ理論的期待にも合致する結果である。これらの結果は，指標Iに対する計測であるが，広義の指標II，IIIについてはR，Uともに広義になるほど反応は小さくなり，各変数は供給行動が具体化するほど鮮明な影響を及ぼすと考えられる。また地域特性変数は年令階層，家族類型相互間では顕著な差異は認められない。

明力をもたないということを意味するものではない。実際回帰係数全体の適合度をF検定によって吟味すれば，標本規模が巨大であるためにこれらの計測結果はきわめて高い適合度を有することがわかる $ ^{***} $ 。

## 2 世帯主（有配偶男子）

ここでは雇用者世帯（世帯主＝雇用者）についての分析であるため世帯主については就業－非就業分析はなく労働時間のみを分析した。

表Ⅳ - 6 は分析対象グループの家族類型別，年令階層別の特性を示したものである。年令階層区分は55 - 59オ，60 - 64オ，65オ以上の3階層である。壮年の男子については周知の通り高い労働力率を示し供給行動については非常に硬直的であるため，ここでは副次的労働力としての地位にあり社会政策上より重要な高年令層を分析する。年令区分は定年年令，厚生・国民両年金受給の観点から上記の3区分とした。

標本規模，母集団人口共に核家族が複合家族の4倍を超える。年令階層では両家族類型とも55-59オ層が最も多い。

有業率は前述の通り対象が有業の世帯主であるため定義的に100%である。

就業時間は推計時間(Y/W)回答時(HR)
世帯主（有配偶）

年 龄 階 層	核 家 族	複 合 家 族
55 - 59	60 - 64	65以上	55 - 59	60 - 64	65以上
標 本 規 模	5616	3276	2864	1280	815	726
母 集 团 人 口	567164	336162	291086	115646	72604	66463
有 業 指 標 I %	-	-	-	-	-	-
指 標 II %	-	-	-	-	-	-
指 標 III %	-	-	-	-	-	-
推計時間 Y/W 時間	1773.6	1756.5	1517.2	1750.1	1727.34	1530.7
回答時間 HR 時間	2038.4	1950.3	1802.7	2028.9	1923.39	1834.5
YHD 平均年:万円	225.8	159.4	145.5	221.5	149.9	132.3
(SD)	(135.5)	(84.2)	(92.0)	(130.4)	(83.1)	(77.0)
YOHW 平均年:万円	41.4	32.7	21.7	49.0	29.5	22.7
(SD)	(72.6)	(62.4)	(57.9)	(83.6)	(64.8)	(54.5)
YOHC 平均年:万円	84.05	73.4	51.5	153.5	212.8	283.0
(SD)	(117.02)	(114.3)	(104.8)	(135.3)	(142.4)	(188.4)
YOHP 平均年:万円	-	-	-	1.2	0.16	0.0
(SD)	-	-	-	(11.9)	(3.3)	(1.1)
本人賃金率 平均:円	1238.5	906.4	947.9	1197.5	841.1	855.2
(SD)	(498.3)	(345.6)	(383.7)	(477.9)	(315.2)	(331.9)
世 帯 主 大 卒 比 率 %	17.1	15.1	21.0	16.7	12.9	15.0
" 大企業 " %	24.0	16.4	16.1	25.0	12.8	13.2
" ホワイトカラー " %	36.4	35.5	39.6	39.3	31.9	40.1
大都 布 圈 比 率 %	22.9	23.6	27.3	14.6	11.3	15.0
幼 児 比 率 %	1.3	1.5	1.1	30.2	53.3	41.2

注（1）（☐）内標準偏差

共に高令者になるほど短くなる。そしてHRはY/Wよりも1～2割長い。これらの傾向はいずれの家族類型についてもいえることであり，また同時に類型間の差はどれも20時間前後であり，ほぼ違いはないといっても良い。

所得については，本人，（世帯主）所得，妻の所得共に55-59才層が最も高く，高令になるほど低下する。いずれも世帯類型間の大きな差は認められない。世帯主所得については55-59才層と60-64才層との間で大きく低下しており55-59才層ではまだ定年を迎えていない人が相当数いるが，60才までには大部分の人々が定年を迎えるのでこのような所得の低下が起きるのではないかと思われる。

子供の所得（YOHC）は複合家族の方が核家族よりもはるかに多い。そして年令階層が高くなるにつれ，核家族では減るのに対して複合家族では増える傾向がある。

世帯主が大卒である割合は1～2割である。また大企業勤務である割合は1.5～2.5割であるが，60才より上の層でその割合が大きく低下している。大都市圈居住は核家族の方が1割以上多い。なお，幼児のいる比率は複合家族の方が格段に高い。

以上のような標本の性格をふまえて労働時間に関する回帰分析結果を見よう。連続的変数の最適値の選択を前提とする労働時間分析については，指定労働時間制が支配的である場合には，そもそも労働供給主体が労働時間を調整することが比較的困難であるため，前章（Ⅱ）で強調したように理論的な難点がある。とりわけ有業の世帯主の場合には指定時
間の制約が強いと考えられるから，この問題を念頭におく必要がある。

世帯主の場合は就業行動が他の要因に作用されにくいと考えられるがここでは比較的結果の安定していると思われる所得・学歴の影響について検討しよう。

他の世帯員所得。有意でない結果を別にすれば全体的に正の傾向がみられる。これは余暇が正常財でないと考えるよりは，やはり家計内労働力の優先関係，すなわち他の世帯員が労働供給を増加し所得が上昇する時には，世帯主はすでに労働時間を増やしていることを示していると解釈すべきであろう。核家族における他の世帯員所得（YOH）は妻と子の所得の合計であるが，正の優位な係数をそのように解するとすれば，それは家計の就業意思決定における就業の序列が世帯主そしてその他の家族員という順序となっていえことを示唆するものといえる。

一方，複合家族の場合には，妻の所得は世帯主の就業時間に対して正の有意な影響をもつが子供や親の所得はほとんど影響しない。この結果は，複合家族における主婦の就業選択（表IV-5）がその親や子の所得の多寡によってすこぶる有意な影響を受けているだけでなく就業時間についてもあるていど有意な影響を受けている（表IV-4）こととくらべ興味を惹く。なお，年令階層別には顕著な差異は見られない。

世帯主の学歴は，就労時間に対して核家族

表IV - 7 計測結果（時間分析）

世帯主 核家族

推 定 方 法	推 計 時 間 Y/W	回 答 時 間 HR
独 立 变 数	55-59才	60-64才	65-才	55-59才	60-64才	65-才
CONST.	1812.
(42.6)	1912.
(34.9)	1583
(26.3)	2019.
(57.9)	1805.
(36.3)	1820.
(29.4)
YOH	0.482***
(7.91)	0.447***
(5.25)	0.443***
(4.44)	0.176***
(3.53)	0.290***
(3.76)	0.417***
(4.07)
W	-0.337***
(-7.78)	-0.301***
(-4.06)	-0.189**
(-2.33)	-0.047
(-1.31)	0.201***
(3.00)	0.151*
(1.82)
KID	-179.8**
(-2.44)	-59.43
(-0.67)	-117.1
(-1.01)	136.0**
(2.25)	41.39
(0.52)	-48.88
(-0.41)
EDHD	246.4***
(4.63)	-134.1**
(-2.05)	-247.3***
(-3.45)	3.490
(0.08)	-343.4***
(-5.79)	-381.5***
(-5.18)
FIRM	355.8***
(17.8)	-119.8***
(-4.06)	-185.3***
(-5.66)	-55.24***
(-3.37)	-191.8***
(-7.18)	-223.4***
(-6.65)
OCC	263.0***
(13.8)	174.4***
(6.95)	242.7***
(8.73)	70.95***
(4.53)	45.48**
(2.00)	-55.55*
(-1.95)
R	122.7***
(5.53)	71.84**
(2.51)	76.18**
(2.52)	-2.735
(-0.15)	38.51
(1.48)	6.37
(0.21)
U	80.48***
(2.63)	32.42
(0.81)	46.17
(1.02)	56.19**
(2.25)	-20.20
(-0.56)	-79.67*
(-1.72)
R²	0.105	0.054	0.073	0.010	0.039	0.056
残差の標準偏差	612.66	618.44	638.51	501.93	560.32	655.43
標 本 数	5616	3277	2864	5616	3277	2864

注（1）（___）内 t - 值
表IV - 8 計測結果（時間分析）

世帯主 複合家族

推 定 方 法	推 計 時 間 Y/W	回 答 時 間 HR
独 立 变 数	55-59才	60-64才	65-才	55-59才	60-64才	65-才
CONST.	1359.
(28.3)	1674.
(23.7)	1396.
(18.0)	1838.
(23.1)	1680.
(14.1)	1839.
(12.3)
YOHW	0.613***
(3.33)	0.326
(0.96)	1.478***
(3.51)	0.298*
(1.74)	0.5811***
(2.00)	1.713***
(3.77)
YOHP	1.449
(1.13)	11.04*
(1.66)	-16.69
(-0.81)	1.030
(0.86)	2.384
(0.38)	40.83*
(1.84)
YOHC	-0.00308
(-0.02)	-0.103
(-0.63)	-0.0046
(-0.04)	0.0479
(0.41)	-0.134
(-0.86)	-0.1005
(-0.77)
W	-	-	-	0.148*
(1.87)	0.379**
(2.32)	0.139
(0.70)
WHR	0.301***
(15.2)	0.128***
(6.71)	0.258***
(8.72)	-	-	-
KID	62.59*
(1.67)	24.14
(0.52)	51.35
(1.11)	-17.39
(-0.50)	32.13
(0.72)	76.79
(1.53)
EDHD	-368.9***
(-7.33)	-510.1***
(-7.00)	-656.7***
(-9.06)	-95.20
(-1.01)	-437.3***
(-3.11)	-259.1
(-1.47)
FIRM	284.5***
(7.38)	-201.8***
(-3.01)	-268.7***
(-3.94)	-152.1***
(-4.35)	-267.2***
(-4.17)	-260.0***
(-3.53)
OCC	116.6***
(3.24)	86.59*
(1.67)	176.0***
(3.41)	20.24
(0.59)	47.04
(0.92)	-3.779
(-0.07)
R	1.656
(0.04)	76.79
(1.10)	-59.52
(-0.91)	10.65
(0.23)	93.59
(1.24)	-24.35
(-0.32)
U	-80.96
(-1.45)	-4.83
(-0.06)	-79.82
(-0.99)	61.53
(1.15)	-24.29
(-0.30)	-112.2
(-1.26)
R²	0.264	0.111	0.198	0.025	0.048	0.056
残差の標準偏差	542.21	618.15	610.00	505.54	590.77	657.83
標 本 数	1280	815	726	1280	815	726

注（1）（___）内 t - 值

の60才未満層以外の階層についてはおしなべて負の効果がある。すなわち高令大卒者は高令のそうでない人々にくらべ労働時間が比較的短い職場で働く傾向があるということである。

## 3 親（複合家族）

父親と母親を考える。表Ⅳ－9は分析グループの特性をまとめた表である。

実際の分析にあたっては父親の年令区分は55 - 59才層，60 - 64才層，65 - 69才層，70才以上の4つとしたが，標本規模が比較的小さいため前の2階層は一緒にして特性表を作成した。年令区分は定年，年金を考慮して決定したが，家計の主たる稼ぎ手ではない高令者の供給行動をみるため父親については，70才による区切りを追加してある。

標本規模，母集団人口共に55オ以上では母親のいる世帯の方が圧倒的に多い。

有業率については父親，母親共に年令が高いほど低下している。母親では家事労働
親（複合家族）

年齡階層	核 家族	複 合 家 族
55-59	60-64	65以上	55-59	60-64	65以上
標 本 規 模	416	786	3234	1298	2746	12840
母 集 団 人 口	40159	69592	290969	117194	248200	1192236
有業率指標I%	41.6	25.2	8.7	29.6	18.4	5.8
49.5	29.3	9.7	34.5	21.3	6.6
指標III%	56.7	36.6	14.0	46.5	10.3
推計時間Y/W時間	1559.0	1307.5	1343.4	1473.6	1396.6	1211.3
回答時間HR時間	1868.6	1679.9	1713.8	1813.0	1767.0	1758.2
YHD平均年:万円(SD)	247.5	264.0	290.5	243.8	262.8	299.4
(105.4)	(119.0)	(157.3)	(106.8)	(125.2)	(162.5)
YOHW平均年:万円(SD)	54.5	57.6	67.2	60.3	70.3	72.4
(75.4)	(77.9)	(99.1)	(78.4)	(85.2)	(103.3)
YOHC平均年:万円(SD)	0.4	5.6	30.1	1.2	3.4	30.5
(7.8)	(30.9)	(70.3)	(14.0)	(22.8)	(73.1)
YOHP平均年:万円(SD)	17.5	6.2	2.4	9.6	5.8	2.2
(47.9)	(28.2)	(17.2)	(47.5)	(34.8)	(28.4)
本人賃金率平均:円(SD)	805.2	753.2	742.5	596.5	568.2	551.0
(234.3)	(219.7)	(205.5)	(185.9)	(182.8)	(160.1)
世帯主大卒比率%	16.4	16.0	17.3	16.8	17.4	19.0
"大企業" %	42.3	41.0	40.6	40.3	40.2	40.8
"ホワイトカラー%	31.7	35.9	40.1	31.2	36.9	43.3
大都布圈比率%	13.2	11.7	15.2	12.4	12.4	15.2
幼児比率%	61.1	43.1	16.7	61.3	44.3	15.6

注（1）（☐）内標準偏差

にまわる人もいるとみられ，父親の有業率をかなり下回っている。高令者ほど有業率が低いとはいえ，就業希望まで含めると父親70才以上で14%，母親65才以上で10%ほどの水準にある。

労働時間をみると回答時間が推計時間を2割程度上回っているのは他の世帯員の場合と同じであるが，父親に関しては65-69暦日の働き方もあります。むしろ70暦日の方が長時間就業しているという事実は注目される。

所得については父親母親共に非常によく似た水準になっている。世帯主，世帯主の妻，世帯主の子の所得は年令と共に上昇しており，世帯主の親（自分を除く）の所得は年令と共に下降している。

社会経済的地位（世帯主大卒比率，大企業比率，ホワイトカラー比率），大都市圏比率，幼児比率は父親，母親ほとんど同水準である。
父親（複合家族）

推定方法	推 計 時 間 Y/W	回 答 時 間 HR
独立变数	55-59才	60-64才	65-69才	70- 才	55-59才	60-64才	65-69才	70- 才
CONST.	776.8(0.58)	1789.(4.57)	1669.(5.95)	1265.(4.36)	2222.(2.16)	2037.(6.77)	2047.(6.74)	1830.(7.00)
YHD	4.005(0.98)	-0.673(-1.21)	0.869(1.52)	1.810(2.07)	-0.567(-0.18)	-0.370(-0.87)	0.779(1.26)	0.102(0.22)
YOHT	0.712(0.22)	-0.521(-0.53)	***-2.107(-2.75)	0.239(0.43)	-0.931(-0.37)	0.0742(1.11)	-0.470(-0.57)	0.235(0.47)
W	-0.716(-0.78)	-0.511(-1.05)	***-0.339(-2.75)	-0.396(-1.58)	0.397(0.57)	0.395(1.06)	-0.431(-1.62)	-0.225(-1.00)
KID	335.7(0.44)	167.3(1.03)	-14.62(-0.12)	190.3(1.18)	-39.26(-0.06)	-10.62(-0.09)	***-358.7(-2.80)	-74.38(-0.51)
EDHD	-111.3(-0.16)	*432.1(1.89)	-41.40(-0.27)	111.8(0.64)	203.1(0.38)	64.94(0.37)	31.21(0.19)	-219.9(-1.39)
FIRM	162.6(0.36)	44.49(0.26)	-144.5(-1.18)	-73.66(-0.56)	56.10(0.16)	37.50(0.28)	-91.38(-0.69)	58.79(0.49)
OCC	-474.8(-0.78)	150.2(0.79)	19.45(0.15)	-84.82(-0.61)	30.68(0.07)	-111.7(-0.76)	35.46(0.25)	-15.81(-0.13)
R	590.9(0.81)	-22.47(-0.09)	-221.5(-1.20)	28.09(0.19)	-49.11(-0.09)	-319.7(-1.63)	49.90(0.25)	116.8(0.90)
U	137.8(0.12)	220.7(0.75)	-45.5(-0.68)	63.81(0.28)	-850.2(-0.93)	**-508.9(-2.26)	-54.12(-0.23)	69.92(0.34)
R²	0.156	0.111	0.118	0.062	0.102	0.094	0.112	0.044
残差の標準偏差	872.78	669.05	587.39	716.92	666.82	514.11	636.69	645.41
標本数	23	74	109	133	23	74	109	133

注（1）（___）内 t - 值

表Ⅳ - 10 ~ 13は父親・母親の計測結果である。

まず父親について見る。労働時間分析では推計時間（Y/W），回答時間（HR）いずれも良好な結果とはいえず各係数の傾向は判然としない。

そこでより系統的結果の得られた1－0分析の推計値を見よう。とくに70オ以上層では比較的安定的な結果が得られているので，この年令層を中心に見てゆく。

世帯主所得については有意に正の効果が出ている。他の年令階層も不安定ではあるが正の傾向が認められる。

賃金効果は正であるが，これも70オ以上層が比較的安定しているのみで他の階層では不安定である。

社会経済的地位を示す変数では70オ以上層における企業規模ダミーFIRMとホワイトカラーダミーOCCについては負及び正の有意な結果が得られたが他の年令階層，及び
## 労働力構造と就業行動の分析

## 表IV - 11 計測結果 (1 - 0 分析)

父 親 （複合家族）

推定方法	口 ジ ッ ト 分 析	回 帰 分 析
独立变数	55-59才	60-64才	65-69才	70- 才	55-59才	60-64才	65-69才	70- 才
CONST.	-1.545(1.91)	-0.712(2.58)	-0.889(4.71)	-1.7463(13.5)	-0.173(-0.49)	0.164(1.29)	0.118(1.64)	-0.0216(-0.97)
YHD	0.821E-3(1.47)0.366	0.993E-4(0.75)0.0636	0.137E-3(1.58)0.1433	0.847E-2(2.66)0.2822	0.00146(1.41)	0.00019(0.75)	0.00024(1.63)	0.00011(3.10)
YOHT	-0.360E-4(0.11)0.00536	0.105E-3(0.60)0.0191	-0.634E-4(0.55)0.0175	0.438E-4(1.07)0.0502	-0.397E-4(0.06)	0.00020(0.60)	-0.00011(-0.58)	0.463E-4(1.14)
W	0.107E-3(0.59)0.204	0.431E-4(0.57)0.0837	0.420E-4(0.93)0.126	0.688E-4(2.89)0.586	0.164E-3(0.56)	0.804E-4(0.56)	0.745E-4(0.94)	0.853E-4(3.18)
KID	**0.158(2.13)0.214	-0.0123(0.43)0.0185	0.173E-2(0.09)0.00297	0.0255(1.78)0.0488	**0.292(2.10)	-0.0227(0.42)	0.00235(0.07)	0.0245(1.82)
EDHD	-0.0620(0.63)0.0170	0.0507(1.22)0.0217	0.0289(1.00)0.0184	0.890E-2(0.58)0.0177	-0.103(0.56)	0.0979(1.23)	0.0514(1.05)	0.00853(0.56)
FIRM	0.466E-2(0.07)0.0042	-0.0488(1.64)0.0513	-0.0134(0.65)0.0217	***0.0513(4.20)0.239	0.012(0.09)	-0.0907(-1.63)	-0.0225(-0.68)	***0.0494(-4.65)
OCC	-0.0434(0.57)0.026	-0.236E-2(0.07)0.00191	0.0191(0.84)0.0272	***0.0343(2.59)0.158	-0.075(-0.52)	-0.0047(-0.07)	0.0300(0.81)	0.0286(2.39)
R	0.0169(0.16)0.0042	0.436E-3(0.01)0.000147	-0.0182(0.59)0.0085	***0.0326(2.34)0.0569	0.0314(0.17)	0.0021(0.02)	-0.0310(-0.62)	0.0329(2.29)
U	0.0122(0.10)0.0151	0.109(2.13)0.187	0.0158(0.46)0.0403	0.0123(0.62)0.0913	0.0216(0.09)	0.206(2.13)	0.0235(0.42)	0.00836(0.47)
R²	-	-	-	-	0.105	0.035	0.014	0.025
残差の標準偏差	-	-	-	-	0.508	0.486	0.434	0.279
標本数	75	341	786	3234	75	341	786	3234

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。
母親複合家族

推 定 方 法	推 計 時 間 Y/W	回 答 時 間 HR
独 立 变 数	55-59才	60-64才	65- 才	55-59才	60-64才	65- 才
CONST.	1669. (7.49)	1853. (10.1)	1517. (8.69)	1227. (6.27)	1748. (8.88)	1780. (7.9)
YHD	* 0.711 (1.66)	0.0298 (0.11)	0.118 (0.57)	0.484 (1.29)	-0.0749 (-0.26)	0.0094 (0.07)
YOHP	0.161 (0.34)	0.474 (0.97)	*** 1.304 (5.19)	0.175 (0.42)	-0.510 (-0.97)	-0.0209 (-0.07)
W	*** -0.907 (-3.48)	*** -0.812 (-3.66)	*** -0.635 (-2.76)	*** 0.459 (2.01)	0.320 (1.34)	0.140 (0.47)
KID	-102.95 (-1.15)	87.28 (1.13)	111.7 (1.30)	15.77 (0.20)	-92.31 (-1.11)	-72.14 (-0.65)
EDHD	153.6 (1.17)	-60.07 (-0.55)	-93.61 (-0.87)	-105.2 (-0.91)	30.04 (0.26)	59.71 (0.43)
FIRM	60.91 (0.69)	0.789 (0.01)	-17.17 (-0.96)	21.76 (0.28)	-108.9 (-1.19)	38.30 (0.34)
OCC	-77.83 (-0.75)	37.46 (0.43)	23.526 (0.31)	39.06 (0.43)	26.19 (0.28)	-32.82 (-0.34)
R	* 194.8 (1.68)	-65.89 (-0.64)	68.98 (0.73)	13.98 (0.14)	*** -297.0 (-2.67)	-99.06 (-0.82)
U	* 392.4 (1.86)	-61.57 (-0.31)	-283.7 (-1.48)	* 355.6 (1.92)	-15.18 (-0.07)	-152.7 (-0.62)
R²	0.092	0.079	0.130	0.037	0.037	0.003
残差の標準偏差	638.22	601.78	544.77	560.17	647.25	699.44
標 本 数	245	267	248	245	267	248

注 $ （1）（\quad） $ 内t-值
## 労働力構造と就業行動の分析

表IV - 13 計測結果 (1 - 0 分析)

母親（複合家族）

推定方法	口 ジ ツ ト 分 析	回 帰 分 析
独立变数	55-59才	60-64才	65- 才	55-59才	60-64才	65- 才
CONST.	-0.524(3.40)	-1.315(10.9)	-1.839(20.8)	0.245(3.99)	0.0113(0.32)	0.0076(0.77)
YHD	**-0.170E-3(1.98)-0.1401	***0.154E-3(3.66)0.2195	***0.552E-4(3.10)0.2864	* -0.00024(-1.93)	***0.00025(3.89)	***0.521E-4(3.48)
YOHT	***-0.436E-3(4.44)-0.105	**-0.149E-3(2.42)-0.0642	*0.377E-4(1.81)0.0686	***-0.00064(-4.55)	**-0.00020(-2.48)	* -0.00031(1.94)
W	0.641E-4(1.47)0.1293	**0.642E-4(2.03)0.1979	0.230E-4(1.21)0.2196	-0.000117(1.47)	**0.899E-4(1.96)	0.173E-4(1.19)
KID	-0.410E-2(0.27)-0.0085	0.249E-2(0.23)0.00598	***0.0314(4.09)0.0850	-0.00495(-0.190)	0.0036(0.24)	***0.0239(4.14)
EDHD	0.0266(1.19)0.0151	-0.0143(0.88)-0.0135	*0.0161(1.95)0.0529	0.0488(1.28)	-0.0190(-0.85)	*0.0112(1.84)
FIRM	0.0114(0.72)0.0156	***-0.0409(3.50)-0.0892	***-0.0371(5.63)-0.2619	0.0175(0.66)	***-0.0568(-3.65)	***-0.0263(-5.92)
OCC	-0.0258(1.44)-0.0272	0.0192(1.53)0.0383	**0.0168(2.39)0.1260	-0.045(-1.51)	0.026(1.47)	**0.0107(2.18)
R	*0.0429(1.85)0.018	0.0226(1.36)0.0152	-0.119E-2(0.13)-0.00313	*0.0797(1.93)	0.0306(1.30)	-0.00112(-0.18)
U	**0.100(2.57)0.159	***0.130(4.56)0.3351	***0.0672(4.29)0.5484	***0.172(2.58)	***0.177(4.49)	***0.0468(4.23)
R²	-	-	-	0.033	0.023	0.008
残差の標準偏差	-	-	-	0.450	0.384	0.232
標本数	1298	2746	12840	1298	2746	12840

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。
世帯主学歴ダミーEDHD変数では結果は不安定であった。

大都市ダミーRも同様に70オ以上層においてのみ有意な結果であったが，符号は正であり，主婦，世帯主とは逆の結果である。県別有効求人倍率Uについては正の傾向があるとはいえるものの有意な結果は60-64才層のみであった。

次に母親に関する計測結果を見よう。

労働時間分析については父親の場合と同様，結果は必ずしも系統的あるいは安定的ではない。そこで以下1－0分析の結果を吟味する。世帯主所得については55－59才層，他の世帯員所得については55－59才層，60－64才層において負の効果，他は正の効果が得られた。

賃金率は強いとは言えないが正の効果が観測され，しかも年令階級が上がるにつれ弾力性は大きくなっている。これは主婦の分析の結果と同じ傾向である。また比較的安定的な結果の得られた有効求人倍率Uに関しても年令が上がるにつれ係数が大きくなるという同様の傾向が観察される。

社会経済的地位変数についても高令者が概して安定的な結果であり弾性値も大きい。これまでの結果もあわせ考えれば，高令者ほど諸条件の変化に対して敏感な反応を示すと言えるのではないだろうか。

表IV - 14 標本特性表

子（核家族及び複合家族）

年 龄 階 層	核 家 族	複 合 家 族
55-59	60-64	65以上	55-59	60-64	65以上
標 本 規 模母 集 団 人 口	13675	7288	9254	13296	8659	7369
1524679	884017	1059886	1447068	981030	812559
有 業 指 標 I %	7.2	51.4	90.9	7.5	64.7	69.7
指 標 II %	11.1	60.1	95.0	12.1	72.7	77.5
指 標 III %	18.0	65.4	96.0	19.8	77.7	86.8
推計時間 Y/W 時間	1871.7	1869.5	1878.6	1874.3	1829.7	1786.2
回答時間 HR 時間	1884.1	2035.7	2115.5	1833.1	1932.7	1927.3
YHD 平均年:万円(SD)	315.6	313.2	276.0	315.0	320.4	289.1
(174.0)	(189.6)	(198.2)	(173.8)	(189.9)	(208.8)
YOHW 平均年:万円(SD)	56.3	54.2	46.1	58.9	55.1	43.4
(88.8)	(102.2)	(85.9)	(98.8)	(89.2)	(93.6)
YOHC 平均年:万円(SD)	23.6	47.0	60.0	24.6	50.9	102.2
(58.2)	(80.5)	(91.4)	(59.0)	(83.7)	(111.3)
YOHP 平均年:万円(SD)	2.0	1.1	0.7	1.7	0.9	0.5
(26.4)	(27.0)	(12.2)	(24.7)	(14.5)	(10.1)
本人賃金率 平均:円(SD)	427.0	665.6	878.1	416.3	624.5	721.2
(65.3)	(135.3)	(195.4)	(74.3)	(125.5)	(147.9)
世 帯 主 大 卒 比 率 %	17.1	13.8	11.0	16.9	15.6	14.7
" 大企業 " %	41.4	39.0	28.6	41.5	42.1	32.3
" ホワイトカラー " %	40.5	37.2	37.7	40.0	41.3	44.2
大 都市 圈 比 率 %	18.9	24.5	20.1	18.4	21.8	20.3
幼 児 比 率 %	2.0	0.9	12.1	1.8	1.6	21.9
在 学 比 率 %	90.9	43.2	3.9	90.8	25.3	0.9

注（1）（☐）内標準偏差
## 4 子供（核家族世帯及び複合家族世帯）

表IV—14は息子及び娘の特性表である。

ここでは家族類型は区別せず年令区分のみにより分割した。年令の各区分は高校・大学及び卒業後に対応させてある。

標本規模は息子，娘共に15－18オ層が最も多い。

有業率については男女の進学率の違いを反映して15－18オ層，19－22オ層では指標Ⅰ，Ⅱ，Ⅲいずれについても女了の方が高い。逆に学校を卒業した23－30オ層では圧倒的に男子が高くなり基幹労働力化していることが伺える。

労働供給時間では上の2階層でば男女とも他の世帯員と同様に回答時間が推計時間を100～200時間上回っているが，15－18オ層では，ほとんど両者に違いがなく実際に稼得している賃金率と市場平均賃金率とが良く似た水準であることを示唆している。

所得についてみよう。世帯主ならびに世帯主の妻の所得（YHD，YOHW）は子供の年令が23 - 30オ層において最も低く逆に子供の所得では最も高くなっており家計収入の主な稼得者が親から子に移行していく過程を示しているように思われる。

賃金率は男子の方が高いがその差は若年層ほど小さくなっている。

世帯主が大卒である比率は若年層が最も高く，年令階層があるにつれわずかずつ低下しているが，これは世帯主の世代間の相違であろう。

子供の分析においては在学中であるかどうかをあらわす在学ダミー（SCHOOL）を独立変数として使用したが，在学比率をみると，15－18オ層では男女間でほとんど差はないが，上の2階層では進学率の差を反映して男子が高くなっている。

表Ⅳ - 15 ~ 18は息子，娘に関する計測結果である。

子供に関する計測では最も大きな影響を

表IV - 15 計測結果（時間分析）

息子（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.	2083. (15.2)	2404. (50.4)	2457. (93.5)	1978. (15.0)	2064. (44.3)	2057. (80.5)
SCHOOL	-559.3*** (-8.59)	-768.5*** (-14.7)	-809.0*** (-9.42)	-457.3*** (-7.32)	-697.0*** (-13.7)	-755.0*** (-9.05)
YHD	0.551*** (3.43)	0.676*** (10.7)	0.442*** (14.7)	-0.156 (-1.01)	0.034 (0.55)	0.139*** (4.75)
YOHW	0.630** (2.04)	0.137 (1.12)	-0.060 (-0.85)	0.25704 (0.87)	0.210* (1.75)	0.247*** (3.64)
YOH	0.422 (1.51)	0.520*** (5.02)	0.295*** (4.82)	0.296 (1.11)	0.155 (1.53)	0.0803 (1.35)
W	-0.691** (-2.31)	-1.080*** (-15.1)	-0.796*** (-27.5)	-0.078 (-0.27)	-0.056 (-0.80)	0.00885 (0.32)
R²	0.098	0.139	0.110	0.063	0.054	0.016
残差の標準偏差	572.99	487.00	484.58	550.20	476.11	470.97
標 本 数	840	3389	7577	840	3389	7577

注（1）（___）内 t - 值