Silviase/jgov_v1.4_full_ann huggingface dataset:
で異なる。男性では「自分の父」で、1950年度生まれでは60歳以降、「配偶者の母」と同じ16%になり、その年齢以降、「配偶者の母」が男性の家族介護の対象者として2番目に高い比率を占めるようになる。女性では、一貫して次に多いのは「配偶者の母」である。ただし、女性で3番目に多い家族介護対象者は年齢階級によって異なり、「配偶者（夫）」が7%から16%へと倍以上になり、3番目となる。

図表4：各歳で要介護の親族に対し自分が家族介護を提供している割合

（備考）厚生労働省（2012）『中高年者縦断調査（第1～8回）』個票に基づき筆者推計。

図表 5：自分が家族介護を提供している要介護親族との関係（家族介護をしている者＝100%） 男性 女性

（備考）厚生労働省（2012）『中高年者縦断調査（第1～8回）』個票に基づき筆者推計。
同居している親に対する家族介護の有無のみで、親が要介護であるかどうかをどれほど捉えられるのだろうか。自分の親が要介護である場合に、自分が家族介護する割合について、同・別居も区別し、確認したのが図表6である。

自分の親が要介護である場合、自分が家族介護する割合は、男性で41%（= $ (10+5)\div(15+22) $ ）、女性で54%（= $ (7+12)\div(8+27) $ ）となっている。つまり、自分が家族介護しているかどうかで、自分の親の要介護状態を捉えようとした場合、男性では6割、女性でも5割の要介護の親の存在を捉えられないことになる。

また自分の親が要介護である場合、その親と同居している割合は、男性で41%（= $ 15\div(15+22) $ ）、女性で23%（= $ 8\div(8+27) $ ）となっている。自分と同居している自分の親のみの要介護の有無の情報だけでは、自分と別居している要介護の自分の親の存在を、男性で6割、女性で8割捉えられないことになる。

図表6：要介護・家族介護の有無別にみた自分の親の構成比率

(備考) 厚生労働省 (2012)『中高年者縦断調査 (第4～8回)』個票に基づき筆者推計。60歳時点で親がいる 1948－1951 年度生の数値。同・別居の親が同時存在するサンプルがあるため、合計は 100% を僅かに超える。

同様に配偶者の親が要介護である場合に、自分が家族介護を提供している割合について、同・別居も区別し、確認したのが図表7である。配偶者の親が要介護である場合、自分が家族介護を提供している割合は、男性で13%（ $ =(1+2)\div(3+20) $ ）、女性で49%（ $ =(12+7)\div(15+24) $ ）となっており、男女差が大きい。自分が家族介護を提供しているかどうかで、配偶者の親の要介護状態を捉えようとした場合、男性では9割、女性では5割の要介護の親の存在を捉えられないことになる。

また配偶者の親が要介護である場合、その親と同居している割合は、男性で13%（ $ =3\div(3+20) $ ）、女性で38%（ $ =15\div(15+24) $ ）となっている。ここでも、自分と同居している自分の親のみの要介護の有無の情報だけでは、自分と別居している要介護の自分の親の存在を、男性で9割、女性で6割捉えられないことになる。

以上のように、従来の研究で使用された多くのデータでは必ずしも十分捉えきれいなかった、家族介護を担っていない要介護の親の存在、あるいは別居の要介護の親の存在を
把握できるのが本研究で用いる「中高年者縦断調査」の特長である。

図表 7：要介護・家族介護の有無別にみた配偶者の親の構成比率 (60 歳時点，配偶者の親がいる 100%)

（備考）厚生労働省（2012）『中高年者縦断調査（第4～8回）』個票に基づき筆者推計。60歳時点で配偶者の親がいる1948－1951年度生の数値。同・別居の親が同時存在するサンプルがあるため、合計は100％を僅かに超える。

さらに同・別居の選択と、自分が家族介護を提供するかどうかについて、同時決定である可能性がある。それを検討するため、1年前に別居していた自分の親が、（現在）介護の必要がある場合とない場合とで、同居を開始した割合の差を検討したのが図表8である。もし介護の必要がある場合、家族介護を提供するために同居するのであれば、介護の必要がない場合と比較して、同居開始率は高くなるはずである。

図表 8：現時点での要介護の有無別にみた 1 年前に別居していた自分の親との同居開始割合（1 年前に別居の親がいて，現時点でもその親がいる＝100%）

（備考）厚生労働省（2012）『中高年者縦断調査（第4～8回）』個票に基づき筆者推計。

男性では65歳時点で一部逆転しているが、男女とも、介護の必要がある場合の方が、同
居開始割合は1〜2%ほど各歳時点でみて高くなっている。これは数値としては小さく見えるかもしれないが、54〜65歳の累積差でみると、介護の必要のある場合の方が男性で13%、女性で18%、同居開始割合が高いことになる。

同様に、1年前に別居していた配偶者の親が、(現在)介護の必要がある場合とない場合とで、同居を開始した割合の差を検討したのが図表9である。

女性の57、63歳時点で一部逆転しているが、ここでも、男女とも、介護の必要がある場合の方が、同居開始割合は1～2%ほど各歳時点でみて高くなっている。同じく54～65歳の累積差でみると、介護の必要のある場合の方が男性で25%、女性で28%、同居開始割合は高いことになり、その差は大きい。

以上の結果から、親が要介護になったのを機に同居を開始する傾向があることが確認でき、同・別居の選択と、自分が家族介護を提供するかどうかは、同時決定である可能性が高い。このことは、別居の親の要介護状態を含めて分析することの重要性を改めて示唆するものである。

図表 9：現時点での要介護の有無別にみた 1 年前に別居していた配偶者の親との同居開始割合(1 年前に別居の親がいて，現時点でもその親がいる＝100%)

（備考）厚生労働省（2012）『中高年者縦断調査（第4～8回）』個票に基づき筆者推計。

### 4.2 計量経済学的分析

本項の分析は、第4回以降の調査を対象とするが、その前に、第1～8回調査を用い、若い出生コーホートほど、家族介護を提供する確率が統計的に有意に高まっているのかどうかを確認しよう。データは8回分をプールし、プロビット・モデルを用いて推計した。図表10は、年齢や有配偶状況を統御した上で、1946年度生まれと比較して、各生年度コーホートで家族介護を提供している確率が、どれほど上昇したか、その限界効果の推定値を示している。
図表 10：1946 年度生まれと比較した家族介護提供確率の高まり（プロビット・モデル）

被説明変数	収入になる仕事(=1)
男性
dy/dx	[Std. Err.]	dy/dx	[Std. Err.]
説明変数
有配偶	-0.016	[0.005]	***	0.026	[0.005]	***
1947年度生	0.011	[0.007]	0.019	[0.009]	**
1948年度生	0.013	[0.007]	*	0.034	[0.010]	***
1949年度生	0.024	[0.008]	***	0.047	[0.010]	***
1950年度生	0.034	[0.009]	***	0.060	[0.011]	***
1951年度生	0.048	[0.009]	***	0.064	[0.011]	***
1952年度生	0.044	[0.010]	***	0.074	[0.012]	***
1953年度生	0.044	[0.011]	***	0.077	[0.013]	***
1954年度生	0.061	[0.012]	***	0.083	[0.013]	***
年齢	0.007	[0.000]	***	0.007	[0.001]	***
疑似R²	0.006	0.004
観測値数	99281	108427

（備考）厚生労働省（2012）『中高年者縦断調査（第4～8回）』個票に基づき筆者推計。各回のデータをプールし推定。dy/dxはプロビット・モデルに基づく限界効果。***、**、*は各々1、5、10%水準で有意（クラスター頑健な標準誤差に基づく）。

それによれば、1946年度生まれと比較して、家族介護を提供する確率は、1954年度生まれの男性で6%、女性で8%、統計的に有意に高くなっている。図表4でみた若い出生コーホートで家族介護を提供する確率が増加している傾向は、統計的にも有意であることが改めて確認できた。

さて、第3節で述べた通り、本研究で要介護発生に伴う影響を検証すべき被説明変数は5つある。(i) 収入のある仕事の有無、(ii) 平均的な1週間の就業時間、(iii) 平均した1週間当たりの就業日数、(iv) 公的年金以外の本人総収入、(v) 公的年金を含む本人総収入である。これらについて介護に関する説明変数群（A）～（D）（図表3参照）を入れ替え、推計した（いずれも固定効果線形モデルに基づく）各結果を、当該変数群に関する部分のみ抜粋し示したのが図表11である。主観的不健康、有配偶状況、年齢、公的年金支給開始年齢到達の有無などの変数を含む、各推定の結果全体は本稿末の附表2～6に示している。まず①収入のある仕事に対する変数群（A）の影響に注目する。配偶者が要介護であることは、女性のみ就業確率を5%低下させる効果（1%水準で有意）がある。一方、男性では10%水準でも有意でない。親が要介護であることについては、親が無配偶であった場合のみ、かつ女性のみ就業確率を2%低下させる効果がある（1%水準で有意） $ ^{23} $ 。
図表11：親の要介護・家族介護の状況が就業状況や收入に及ぼす影響（附表2〜6で示した推計結果の集約表)

説明変数群	説明変数	被説明変数
①收入のある仕事	②平均的な1週間の就業時間	③平均した1週間当たりの就業日数	④ln本人收入(公的年金以外)(円)	⑤ln本人総收入(公的年金を(円)(円)
男性	女性	男性	女性	男性	女性	男性	女性	男性	女性
A【外生】	有配偶×要介護	-3.2%	-5.4% ***	-0.37	-0.99	-0.01	-0.13 *	2.0%	2.0%	3.7%	1.8%
親要介護	-0.2%	0.7%	0.37	0.03	0.01	0.02	0.0%	-0.4%	-0.8%	-1.8%
親要介護×親無配偶	0.1%	-2.0% **	-0.67 **	-0.10	-0.02	-0.01	-2.3%	-0.6%	-1.7%	-0.7%
親要介護×無配偶	-1.9%	-1.5%	-0.04	0.25	0.02	0.02	-0.5%	-0.6%	1.3%	1.5%
B【外生】	有配偶×要介護の時点数	0.1%	-2.6% **	-0.67	-0.26	-0.02	-0.06	3.1%	-0.8%	3.6%	2.4%
親要介護の時点数	-0.7% ***	-1.0% ***	-0.17 *	-0.13	-0.01	-0.01	-1.4% **	-0.4%	-1.2% **	-0.9%
C【内生】	親を介護	-2.8% **	-1.9% *	-0.11	-0.22	0.01	0.06 *	-5.5% *	-7.7% **	-7.2% **	-8.1% **
親を介護×親無配偶	1.7%	-0.4%	-0.26	0.15	0.00	-0.03	5.7%	4.9%	6.4% *	3.8%
親を介護×無配偶	1.3%	-0.7%	0.18	-0.65	0.01	0.00	5.2%	-2.0%	9.0%	3.4%
D【内生】	1日あたり介護提供時間	-0.5% ***	-0.5% ***	-0.08	-0.01	0.00	0.00	-0.5%	-0.5% *	-0.5%	-0.7% **
附表番号	2	3	4	5	6

(備考) 厚生労働省（2012）『中高年者縦断調査（第4～8回）』個票に基づき筆者推計。頭健推定。***、**、*は各々1、5、10%水準で有意（5%水準で有意である係数に網掛け）。就業時間・日数に関しては非就業サンプルを除く推計。本人収入（公的年金以外）・本人総収入（公的年金含む）に関しては収入が0であるサンプルを除く推計。変数群（C）にも変数群（A）と同様、「有配偶×要介護」の変数が含まれるが、同様の結果であったため、本図表では省略。推計結果（主観的不健康、有配偶、年齢、公的年金支給開始年齢到達の有無などを含む）の全体については、附表2～6を参照。
さらに、要介護である期間が長くなるほど、要介護度の悪化あるいは介護と仕事の両立が徐々に難しくなることで、非就業を選択することになるかも知れない。それを確認したのが、①収入のある仕事に対する変数群（B）の影響である。変数群（A）と同様、配偶者の要介護期間は女性のみ有意で、1時点（1年間）長くなると就業確率を3%低下させる効果（5%水準で有意）がある。また、男女とも、親の要介護期間については1時点（＝1年間）長くなると就業確率を1%低下させる効果（1%水準で有意）がある。

また就業と同時決定であると考えられる、実際に自分が親に家族介護を提供しているかどうかに関する変数群（C）に注目 $ ^{24} $ すると、男性でも3%ほど就業確率を低下させる効果（女性では10%有意水準に過ぎないが2%ほど就業確率を押し下げる効果）を確認した。さらに、同じく就業と同時決定と考えられる、1日あたりの（家族）介護提供時間（D）については男女とも1%水準で有意に1時間の家族介護提供が就業確率を0.5%ほど下げる効果を確認した。

しかし、①収入のある仕事とは異なり、平均的な1週間の②労働時間と③労働日数については、変数群（A）～（D）は統計的に有意な、あるいは定量的に有意な影響を、男女とも確認できなかった。5％水準未満で唯一、統計的に有意な変数としては、変数群（A）の無配偶の親が要介護であり、男性のみ平均的な1週間の就業時間を短縮する効果がある。しかし定量的には、それは1週間当たりの労働時間をわずか0.7時間（42分）ほど短縮させる相対的に小さな効果しかない。

次に変数群（A）～（D）が、④公的年金以外の本人収入と⑤公的年金を含む本人に与える影響に注目する。変数群（A）にある、配偶者あるいは親の要介護については、男女とも統計的に有意でない。しかし、変数群（B）にある、親が要介護である期間が1時点（1年）長いと、男性の本人収入は1%低くなる。一方、女性については、同変数は①収入のある仕事に有意に負の影響があったにも関わらず、本人収入への負の効果を確認できない。変数群（C）にある、親への家族介護提供については、④公的年金以外の本人収入が女性のみ5%水準で有意に8%（男性では10%水準でしか有意でないが6%）低く、さらに⑤公的年金を含む本人収入は男女とも7～8%低い（5%水準で有意）。

変数（D）については1日あたりの（家族）介護提供時間が1時間長いと、女性の場合、5%水準で有意に⑤公的年金を含む本人収入が1%低い（④の公的年金以外の本人収入についても10%水準でしか有意でないが0.5%低い）。しかし、男性については本人収入に対し介護提供時間は、④と⑤のいずれの定義の本人収入でも有意な影響がない。

### 4.3 考察

以上の計量経済学的分析結果に基づくと、相対的に若い出生コーホートほど、家族介護を提供する割合は増大しているため、この傾向が続けば、家族介護負担による長期的な就
業率の押し下げ効果はより大きくなる可能性がある。

また親が要介護であることは就業には影響を及ぼす一方、就業している人の労働時間・日数には大きな影響がないということは、仕事を続けるか家族介護を担うかは二者挙一になっており、就業時間・日数では調整できていない可能性を示唆している。とくに男性では、親が要介護であるかどうかは就業に対する負の影響が確認できない一方、親の要介護期間が就業に影響を及ぼす負の影響は確認できるので、親の要介護状態の悪化もしくは親の要介護期間が長くなるにつれ、徐々に家族介護と仕事との両立が難しくなり、離職せざるを得ない状況に追い込まれている可能性が懸念される。

さらに、その結果として、所得がもともと低い人が家族介護を担っているという相関関係が一部にあるにせよ、家族介護を担う人々の所得は、就業期間自体が短くなることによる公的年金給付額への負の影響を通じ、男女とも高齢期の貧困リスクを高める可能性も懸念される。

なお女性については、親が要介護である期間は就業に負の影響があるにも関わらず、本人収入への負の効果を確認できていない。男性と比べた女性の非正規雇用率の高さや、女性の賃金の低さが、明確な効果を確認できない理由として考えられる $ ^{25} $ 。しかし、中高齢期の女性の就業率上昇に伴い、家族介護負担による女性の本人収入への負の効果も、より若い出生コーホートでいずれ確認できるようになる可能性は高い。

### 5. 結論

本研究では、中高齢者を分析対象とし、家族介護による就業抑制、労働時間や本人収入の減少について、厚生労働省「中高年者縦断調査」の個票データを用い、定量的に把握した。推計では、家族介護の就業抑制効果を正確に捉えるため、2つの内生性を考慮した。2つの内生性とは、家族介護の提供と就業の同時決定および家族介護の提供と家族介護を受ける要介護者との同居の同時決定である。

分析の結果、以下の5点が明らかになった。第一に、若い出生コーホートほど家族介護を担う比率は高まっており、たとえば1946年度生まれと比較し、1954年度生まれでは男性で6%、女性で8%家族介護を担う確率が有意に高くなっている。第二に、親の要介護発生という外生変数を用いてもなお、親の要介護期間が1年長くなると、男女とも有意に就業確率を1%低下させる効果を確認した。第三に就業時間・日数に対し、親の要介護発生（外生変数）と親に対する実際の家族介護提供（内生変数）のいずれも統計的あるいは定量的に有意な影響を確認できなかった。この結果は、仕事を続けるか家族介護を担うかは二者択一になっており、就業時間・日数では調整できていないことを示唆している。第四に、男性では親の要介護期間が1年長くなると本人収入は1%低くなり、また親に対し実
際に家族介護の担い手本人の収入は、男女とも6〜8%低い。家族介護を担っている人々の貧困リスクの高さが懸念される。第五に、親が要介護になることは、親との同居開始の契機であり、家族介護の提供と同居は同時決定となっている。

以上を踏まえ、若干の政策含意を述べ、本稿を結ぶ。

厚生労働省（2012）によれば、家族介護をしながら仕事をしている人々が挙げる、仕事と介護の両立に必要な勤務先による支援（複数回答）として最も多いのが「残業をなくす／減らす仕組み」と「出社・退社時刻を自分の都合で変えられる仕組み」で各々3割である。一方、「介護休業制度の取得上限日数の引き上げ」あるいは同「取得上限回数の引き上げ」については共に1割で、各選択肢の中で該当者は最も低い（厚生労働省2012, p.69）。つまり政策の優先順位が高いのは、家族介護と仕事の両立に関する施策である。より具体的には、長時間労働の是正、そして柔軟な労働時間等、家族介護と仕事の両立を可能にするような雇用政策が必要とされている。また社会保障制度でも、家族介護と仕事の両立を可能とするサービスの拡充が必要と考えられる。たとえば介護デイサービスの一般的提供時間は8時間であるが、保育所の基本開所時間は11時間であるので、それと比較すると、介護デイサービスの一般的提供時間は、家族介護と仕事の両立には十分ではない。

若い出生コーホートほど、家族介護を担う割合が高くなっている傾向を勘案すると、財源制約のため介護サービスを拡充しないことは、あるいは長時間労働などを放置することは、却って労働供給を制約し、社会保障制度の支え手を減らし、社会保障財政を悪化させることになる。こうした可能性を勘案すると、家族介護と仕事の両立に関する施策の積極的展開は「社会への投資」と考えるべきものであり、また家族介護の提供により貧困リスクが高くなる状況を回避するための処方箋でもある。

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附表 1：记述統計量

男性	女性
Mean	Std. Dev.	Mean	Std. Dev.
收入になる仕事	overall	0.829	[0.376]	0.573	[0.495]
between	[0.318]	[0.446]
within	[0.210]	[0.216]
平均的な1週間の就業時間	overall	35.462	[20.24]	18.725	[19.84]
between	[17.49]	[18.17]
within	[10.73]	[8.422]
平均した1週間当たりの就業日数	overall	4.255	[2.159]	2.741	[2.562]
between	[1.862]	[2.338]
within	[1.149]	[1.077]
ln本人総収入(公的年金以外)①	overall	10.798	[4.457]	6.919	[5.786]
between	[3.800]	[5.173]
within	[2.431]	[2.604]
ln本人総収入(公的年金含む)②	overall	11.910	[3.037]	8.595	[5.157]
between	[2.590]	[4.462]
within	[1.882]	[2.638]
主観的不健康	overall	0.196	[0.397]	0.184	[0.387]
between	[0.328]	[0.314]
within	[0.242]	[0.239]
有配偶	overall	0.874	[0.331]	0.830	[0.375]
between	[0.332]	[0.367]
within	[0.070]	[0.089]
【A】有配偶×要介護	overall	0.004	[0.062]	0.009	[0.093]
between	[0.053]	[0.073]
within	[0.037]	[0.058]
親要介護	overall	0.243	[0.429]	0.252	[0.434]
between	[0.336]	[0.349]
within	[0.270]	[0.262]
親要介護×親無配偶	overall	0.186	[0.389]	0.205	[0.404]
between	[0.301]	[0.320]
within	[0.250]	[0.250]
親要介護×無配偶	overall	0.022	[0.145]	0.032	[0.175]
between	[0.126]	[0.145]
within	[0.079]	[0.099]
【B】有配偶×要介護の時点数	overall	0.010	[0.153]	0.023	[0.231]
between	[0.131]	[0.195]
within	[0.075]	[0.115]
親要介護の時点数	overall	0.685	[1.153]	0.722	[1.200]
between	[0.952]	[1.003]
within	[0.604]	[0.622]
【C】親を介護	overall	0.086	[0.281]	0.127	[0.333]
between	[0.214]	[0.264]
within	[0.185]	[0.205]
親を介護×親無配偶	overall	0.069	[0.253]	0.102	[0.303]
between	[0.190]	[0.236]
within	[0.168]	[0.191]
親を介護×無配偶	overall	0.012	[0.111]	0.018	[0.134]
between	[0.095]	[0.110]
within	[0.064]	[0.077]
【D】1日あたり介護提供時間	overall	0.210	[1.374]	0.430	[2.005]
between	[0.990]	[1.472]
within	[0.973]	[1.384]
年齢	overall	59.717	[2.910]	59.718	[2.918]
between	[2.609]	[2.615]
厚年・報酬比例支給開始年齢以上(被用者職歷)	overall	0.410	[0.492]	0.233	[0.423]
between	[0.419]	[0.373]
within	[0.260]	[0.191]
厚年・定額支給開始年齢以上(被用者職歷)	overall	0.094	[0.292]	0.143	[0.350]
between	[0.199]	[0.304]
within	[0.207]	[0.166]
65歳以上	overall	0.043	[0.203]	0.043	[0.202]
between	[0.100]	[0.101]
within	[0.175]	[0.173]
全変数(除①.②)	①	②	全変数(除①.②)	①
N	57492	48389	47874	63903	56116
n	13143	12547	12519	14243	13792
T-bar	4.37	3.86	3.82	4.49	4.07
(備考)厚生労働省(2012)『中高年者縦断調査(第4～8回)』個票に基づき筆者推計。頑健推定。***、**、*は各々1、5、10%水準で有意。介護に関する変数の

係数を網掛け。

被説明変数	收入になる仕事(＝1)
Coef.	[Std. Err.]	Coef.	[Std. Err.]	Coef.	[Std. Err.]	Coef.	[Std. Err.]	Coef.	[Std. Err.]	Coef.	[Std. Err.]	Coef.	[Std. Err.]	Coef.	[Std. Err.]	Coef.	[Std. Err.]	Coef.	[Std. Err.]	Coef.	[Std. Err.]	Coef.	[Std. Err.]	Coef.	[Std. Err.]	Coef.	[Std. Err.]	Coef.	[Std. Err.]	Coef.	[Std. Err.]	Coef.	[Std. Err.]
説明変数
主観的不健康	-0.020	[0.005]	***	-0.020	[0.005]	***	-0.020	[0.005]	***	-0.020	[0.005]	***	-0.022	[0.004]	***	-0.022	[0.004]	***	-0.022	[0.004]	***	-0.022	[0.004]	***	-0.022	[0.004]	***	-0.022	[0.004]	***	-0.022	[0.004]	***	-0.022	[0.004]
有配偶	-0.003	[0.020]	0.001	[0.020]	0.002	[0.020]	0.003	[0.020]	0.003	[0.020]	0.009	[0.015]	0.008	[0.014]	0.011	[0.014]	0.011	[0.014]	0.011	[0.014]	0.011	[0.014]	0.011	[0.014]	0.011	[0.014]	0.011	[0.014]	0.011	[0.014]	0.011	[0.014]	0.011	[0.014]
【A】有配偶×要介護	-0.032	[0.034]	-0.033	[0.034]	-0.054	[0.020]	***
親要介護	-0.002	[0.007]	0.007	[0.008]	***
親要介護×親無配偶	0.001	[0.007]	-0.020	[0.008]	***
親要介護×無配偶	-0.019	[0.016]	-0.015	[0.012]	***
【B】有配偶×要介護の時点数	0.001	[0.016]	-0.026	[0.011]	**
親要介護の時点数	-0.007	[0.003]	***	-0.010	[0.002]	***
【C】親名介護	-0.028	[0.012]	**
親名介護×親無配偶	0.017	[0.012]
親名介護×無配偶	0.013	[0.020]
【D】1日あふり介護提供時間	-0.005	[0.001]	***
年齢	0.187	[0.022]	***	0.190	[0.022]	***	0.187	[0.022]	***	0.188	[0.022]	***	0.043	[0.022]	*	0.050	[0.022]	**	0.043	[0.022]	**	0.047	[0.022]	**
年齢二乗+100	-0.173	[0.019]	***	-0.174	[0.019]	***	-0.173	[0.019]	***	-0.174	[0.019]	***	-0.057	[0.019]	***	-0.061	[0.019]	***	-0.057	[0.019]	***	-0.060	[0.019]	***
厚年+輥酬比例支給開始年齢以上(被用者職歴)	-0.085	[0.006]	***	-0.084	[0.006]	***	-0.085	[0.006]	***	-0.085	[0.006]	***	-0.077	[0.008]	***	-0.077	[0.008]	***	-0.077	[0.008]	***	-0.077	[0.008]	***
厚年+定額支給開始年齢以上(被用者職歴)	-0.066	[0.008]	***	-0.066	[0.008]	***	-0.066	[0.008]	***	-0.065	[0.008]	***	-0.023	[0.008]	***	-0.023	[0.008]	***	-0.023	[0.008]	***	-0.023	[0.008]	***
65歳以上	-0.027	[0.009]	***	-0.027	[0.009]	***	-0.026	[0.009]	***	-0.027	[0.009]	***	-0.008	[0.008]	***	-0.008	[0.008]	***	-0.007	[0.008]	***	-0.007	[0.008]	***
定数項	-4.091	[0.645]	***	-4.251	[0.647]	***	-4.099	[0.645]	***	-4.127	[0.645]	***	0.058	[0.656]	-0.218	[0.663]	0.054	[0.656]	0.054	[0.656]	0.054	[0.656]	***
R-sq within	0.063	0.064	0.063	0.064	0.064	0.044	0.044	0.044	0.044	0.044	0.044	0.044
R-sq between	0.080	0.080	0.081	0.084	0.084	0.029	0.029	0.029	0.029	0.029	0.030	0.030
R-sq overall	0.083	0.083	0.083	0.085	0.085	0.032	0.032	0.032	0.032	0.032	0.034	0.034
観測値数	57492	57492	57492	57045	63903	63903	63903	63903	63903	63903	63278	63278
N(観測客体数)	13143	13143	13143	13126	14243	14243	14243	14243	14243	14232	14232

附表 2：就業確率関数の推計結果（固定効果線形モデル）
（備考）厚生労働省（2012）『中高年者縦断調査（第4～8回）』個票に基づき筆者推計。頑健推定。***、**、*は各々1、5、10%水準で有意。介護に関する変数の

附表 3：就業時間関数の推計結果（固定効果線形モデル）

被說明麥數	平均的な1週間の就業時間(非就業者除く)
（備考）厚生労働省（2012）『中高年者継断調査（第4～8回）』個票に基づき筆者推計。頑健推定。***、**、*は各々1、5、10%水準で有意。介護に関する変数の

係数を網掛け。

被説明変数	平均した1週間当たりの就業日数(非就業者除く)
Coef.	[Std. Err.]	Coef.	[Std. Err.]	Coef.	[Std. Err.]	Coef.	[Std. Err.]	Coef.	[Std. Err.]	Coef.	[Std. Err.]	Coef.	[Std. Err.]	Coef.	[Std. Err.]	Coef.	[Std. Err.]	Coef.	[Std. Err.]	Coef.	[Std. Err.]	Coef.	[Std. Err.]	Coef.	[Std. Err.]	Coef.	[Std. Err.]	Coef.	[Std. Err.]	Coef.	[Std. Err.]	Coef.	[Std. Err.]
説明変数
主観的不健康	-0.030	[0.014]	**	-0.030	[0.014]	**	-0.031	[0.014]	**	-0.030	[0.014]	**	0.010	[0.017]	0.012	[0.017]	0.010	[0.017]	0.010	[0.017]	0.010	[0.017]	0.010	[0.017]	0.010	[0.017]	0.010	[0.017]	0.010	[0.017]	0.010	[0.017]	0.010	[0.017]
有配偶	-0.012	[0.058]	-0.015	[0.058]	-0.015	[0.058]	-0.009	[0.113]	-0.008	[0.059]	-0.130	[0.053]	*	0.091	[0.052]	*	0.097	[0.052]	*	0.091	[0.052]	*	0.091	[0.052]	*	0.091	[0.052]	*	0.091	[0.052]	*	0.091	[0.052]	*
【A】有配偶×要介護	-0.008	[0.113]	-0.130	[0.078]	*
親要介護	0.009	[0.019]	0.022	[0.027]
親要介護×親無配偶	-0.025	[0.021]	-0.005	[0.029]
親要介護×無配偶	0.016	[0.045]	0.022	[0.040]
【B】有配偶×要介護の時点数	-0.023	[0.060]	-0.057	[0.045]
親要介護の時点数	-0.009	[0.007]	-0.006	[0.009]
【C】親を介護	0.009	[0.033]
親を介護×親無配偶	-0.001	[0.037]
親を介護×無配偶	0.013	[0.064]
【D】1且あたり介護提供時間	0.001	[0.004]
年齢	0.492	[0.069]	***	0.493	[0.069]	***	0.489	[0.069]	***	0.487	[0.069]	***	0.313	[0.084]	***	0.321	[0.084]	***	0.313	[0.084]	***	0.326	[0.084]	***	0.326	[0.084]	***	0.326	[0.084]	***	0.326	[0.084]	***	0.326	[0.084]	***
年齢二乗+100	-0.461	[0.060]	***	-0.460	[0.060]	***	-0.458	[0.060]	***	-0.456	[0.060]	***	-0.309	[0.071]	***	-0.315	[0.072]	***	-0.309	[0.071]	***	-0.320	[0.072]	***	-0.320	[0.072]	***	-0.320	[0.072]	***	-0.320	[0.072]	***	-0.320	[0.072]	***
厚年+観酬比例支給開始年齢以上(被用者職歴)	-0.100	[0.014]	***	-0.099	[0.014]	***	-0.100	[0.014]	***	-0.100	[0.014]	***	-0.062	[0.022]	***	-0.063	[0.022]	***	-0.063	[0.022]	***	-0.064	[0.022]	***	-0.064	[0.022]	***	-0.064	[0.022]	***	-0.064	[0.022]	***	-0.064	[0.022]	***
厚年+定額支給開始年齢以上(被用者職歴)	-0.054	[0.025]	**	-0.054	[0.025]	**	-0.054	[0.025]	**	-0.058	[0.025]	**	-0.009	[0.028]	-0.009	[0.028]	-0.009	[0.028]	-0.008	[0.028]	-0.008	[0.028]	-0.001	[0.028]	-0.001	[0.028]	-0.001	[0.028]	-0.001	[0.028]	-0.001	[0.028]	-0.001	[0.028]	-0.001
65歳以上	-0.021	[0.032]	-0.021	[0.032]	-0.021	[0.032]	-0.021	[0.032]	-0.022	[0.032]	-0.023	[0.036]	0.035	[0.036]	0.035	[0.036]	0.035	[0.036]	0.035	[0.036]	0.035	[0.036]	0.035	[0.036]	0.035	[0.036]	0.035	[0.036]	0.035	[0.036]	0.035	[0.036]	0.035	[0.036]
定数項	-7.737	[1.993]	***	-7.813	[1.997]	***	-7.638	[1.992]	***	-7.576	[2.001]	***	-2.915	[2.441]	-3.207	[2.461]	-2.933	[2.440]	-3.289	[2.450]	-3.289	[2.450]	-3.289	[2.450]	-3.289	[2.450]	-3.289	[2.450]	-3.289	[2.450]	-3.289	[2.450]	-3.289	[2.450]	-3.289	[2.450]
R-sq within	0.034	0.034	0.034	0.034	0.034	0.020	0.020	0.020	0.020	0.020	0.020	0.019
R-sq between	0.046	0.046	0.045	0.046	0.046	0.002	0.002	0.002	0.001	0.001	0.001	0.002
R-sq overall	0.039	0.040	0.039	0.039	0.039	0.003	0.004	0.004	0.003	0.003	0.003	0.003
観測値数	47232	47232	47232	46888	36227	36227	36227	36227	36227	36227	36227	35912
N(観測客体数)	11974	11974	11974	11960	9675	9675	9675	9675	9675	9675	9675	9653

附表 4：就業日数関数の推計結果（固定効果線形モデル）