14 女性就業・少子化 - ESRI14 女性就業・少子化樋口美雄佐藤一磨要旨本稿の目的は，バブル経済以降，労働市場における女性の役割がいかに変

14 女性就業・少子化

樋口美雄佐藤一磨

要旨

本稿の目的は，バブル経済以降，労働市場における女性の役割がいかに変わってきたかを，労働の需要と供給，両面から考察し，今後への課題について検討することにある．とくに景気変動との関連を検討するとともに，女性の就業促進や仕事と家庭の両立支援を目的としたわが国の諸施策に注目し，その効果について検証を行う．その結果，労働市場における女性の果たす役割は質量ともに拡大しており，

男性雇用者が 1998 年以降減少傾向にあるのに対し，女性雇用者はその後も，一貫して増加を続けていること，しかし雇用形態別に見ると，増加しているのは非正規雇用者で，正規雇用については減少していることが示される．女性就業の質的向上を図るためには，結婚後，あるいは出産後の継続就業

が必要であるとの視点から，育児休業法の改正や男女雇用機会均等法の改正がこれに果たした役割を検証したが，労働需給が緩んでいた 90 年代にはその成果は確認されず，2003 年以降の景気拡大期において継続就業率の上昇が確認された．その結果，育児休業制度などの制度導入とともに，その運用が重要であり，柔軟な働き方を促進する社内の意識改革が制度活用を後押しすることから，執行段階も含め，その効果を拡大するには労使協議による数

値目標の設定やその評価・検証，そしてそれらに関する情報を公開し，成果を検証していくことが有効であり，これらを企業に義務づける具体的枠組作りについて提言を行う．

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1 はじめに

バブル崩壊や 1997 年の金融危機などによる長期的な不況を経て，わが国の労働市場は大きな変化を経験してきた．そのなかでもとくに注目されるのが，女性就業である．歴史的に見ればこれまでも家族従業者や自営業主が減り，企業で勤める女性雇用者数は一貫して増えてきた．しかし男性雇用者が，人口の変化と同時に長期経済低迷や産業構造の変化の影響を受け，90 年代なかごろ以降，減少に転じたのに比べ，女性雇用者はこの間も増え続け，人数的に女性労働者が企業で果たす役割は以前にも増して格段に増加している．ましてやサービス経済化が進展し，長期継続就業者が増えるにつれ，質的にも女性の労働市場で果たすべき役割の拡大が期待されるようになった．しかし，なぜ男性雇用者数が減少しているのに，女性雇用者数は増加を続

けているのであろうか．かつては景気が後退し，良好な雇用機会が減少した途端，求職活動を諦める女性が増え，女性の労働力率は下がった．しかしこうした「就業意欲喪失効果」は近年，薄らいできている．男性の労働力率が，高齢者や若年層を中心に不況下で低下しているのとは対照的である．こうした変化の背景には，第 3次産業の進展に見られる産業構造の変化や企業行動の変化があるのかもしれない．あるいは若年層を中心に，家計における性別役割分担の変化があるのかもしれない．さらにはこれを支える制度の変更や法律改正の影響があるのかもしれない．本稿では，バブル経済以降，女性の労働市場における役割がいかに変わってきたかについて，労働の需要と供給，両面から考察し，今後への課題について検討していくことにする．なかでも本稿では，女性の就業や仕事と家庭の両立支援を促進することを

目的としたわが国の雇用政策や経済環境の変化に注目し，その効果や影響について検証を行っていきたい．また，両立支援策が出生率に及ぼす影響もあわせて見ていく．1986 年の男女雇用機会均等法を皮切りに，育児休業法や

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次世代育成支援対策推進法など，近年女性の就業や仕事と家庭の両立支援を目的とした法律が施行されてきた．これらの政策が効果を発揮し，不況期においても女性の就業が促進されてきた可能性がある．また，長期的な不況によって従来の企業活動や女性の就業形態が変化し，それによって女性の雇用者数が継続的に増加するようになった可能性も考えられる．これらの効果が本当に存在したのかどうかについて，先行研究を整理することを通じて確認していく．そしてこれら法制度と景気が女性の就業の意思決定にどのような影響を及ぼしたのかを実証分析を通じて検証していく．本稿の構成は以下のとおりである．まず，第 2節では公表統計のデータを

用い，近年の女性就業の現状について概観していく．続く第 3節ではこれらの女性就業に影響を及ぼしたと考えられる制度変更や法律改正の効果について検討していく．第 4節では先行研究を整理することを通じて，法律および景気が女性の就業および出産にどのような影響を及ぼしたのかを明らかにしていく．第 5節では近年利用可能となったパネルデータを用い，法律や景気が女性の就業に及ぼす影響をさらに詳細に検討していく．そして第 6節では結論と今後の課題について述べていきたい．

2 女性雇用のバブル景気以降の変化

2.1 女性雇用者数の動き女性雇用をめぐる最近の動向について，まず見ておく．図表 14-1 は 1990

年以降の雇用の動向を男女別に示したものである．男女で雇用者数は大きく異なるため，男性は左軸の目盛りで女性は右軸の目盛りでとっているが，変化人数は比較できるように，両軸の目盛り幅は同じ 100 万人単位にしてある．これを見ると，男性の雇用者数は金融危機のあった 97 年をピークに減少し，2006 年までの間に 115 万人減った．他方，女性雇用者数はこれとは対照的に，この間も拡大を続け，98 年以降，153 万人増加した．男性雇用者数が減少する一方，女性雇用者数が増加を続けている背景には，

産業構造の変化がある．もともと男性比率の高い建設業や重厚長大産業が全体の雇用者数を減らしたのに対し，女性比率の高いサービス業，なかでも医療・福祉サービスにおいて逆に雇用は大きく伸びた．そしてさらに各産業の

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女性比率を見ると，サービス業における女性比率の上昇が，女性雇用の増加をもたらした．雇用就業者に占める女性比率の変化を産業構成比の変化要因と各産業における女性比率の変化要因に分解してみると，図表 14-2 のように 1985 年から 2007 年にかけ雇用就業率は 5.70％上昇したが，このうち3.73％は各産業における女性比率の上昇によって説明され，1.97％が女性比率の高い産業の構成比が上昇したことによって説明される．しかし図表 14-1 からもわかるように，女性雇用者数の増加は常用雇用者


2,3002,4002,5002,6002,7002,8002,9003,0003,1003,2003,300男性雇用者・常用雇用者数（万人）女性雇用者・常用雇用者数（万人）

1,4001,5001,6001,7001,8001,9002,0002,1002,2002,3002,400

90 91 92 93 94 95 96 97 98 99 00 01 02 03 04 05 06（年）

男性雇用者数男性常用雇用者数女性雇用者数女性常用雇用者数

図表 14-1 男女別雇用者数と常用雇用者数の推移

出所）総務省統計局『労働力調査年報』．

－1.000.001.002.003.004.005.006.007.00

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1.031.16

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－0.09

0.76

3.600.10

（%）

1985-2007年うち1985-1997年うち1997-2007年

誤差各産業における女性比率の上昇による全体の女性比率の上昇分

産業構成比の変化による女性比率の上昇分

雇用就業者に占める女性割合

（全体の女性比率上昇分）

図表 14-2 雇用就業者に占める女性比率の変化率に関する要因分解（1985-2007 年)

注）総務省統計局『労働力調査年報』から筆者作成．

の増加によってもたらされたわけではない．1997 年から 2004 年にかけて，ほぼ横ばいであり，この間，増えたのは有期契約に基づく臨時雇用者であった．事実，企業の呼称に基づき雇用形態を正規雇用と非正規雇用に分けると，非正規雇用はこの間，一貫して増え続けているのに対し，正規雇用者数は金融危機をきっかけに景気が一段と厳しさを増した 98 年以降，大きく減少している（図表 14-3）．

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1988 89 90 91 92 93 94 95 96 97 98 99 2000 01 02 03 04 05 06 07 08（年）

（万人）

正規の職員・従業員（女性）非正規の職員・従業員（女性）

図表 14-3 正規・非正規職員・従業員数（女性）の推移

出所）総務省統計局『労働力調査年報』．注）平成 13 年以前は「労働力調査特別調査」，平成 14 年以降は「労働力調査詳細集計」により作成．なお，「労働力調査特別調査」と「労働力調査詳細集計」とでは，調査方法，調査月などが相違することから，時系列比較には注意を要する．

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（%）

（年齢）

1985年 1990年 1995年2000年 2006年

図表 14-4 女性における配偶関係別雇用就業率（総数)


それでは雇用者比率の推移を年齢や配偶関係別に見たらどうだろうか．図表 14-4 は配偶関係を無視した全体の女性人口に占める雇用就業者割合である．25-29 歳，30-34 歳においてとくに大きな伸びを示しているが，それよりも上の年齢層においても上昇は確認される．その結果，現在でも依然としてM字型が残っている．図表 14-5 は未婚女性に限定した雇用就業率である．もともと未婚者の雇用就業率はわが国でも高かったが，さらに 10％ポイント以上の上昇を示している．他方，図表 14-6 は有配偶女性の雇用就業率を示しているが，25-29 歳，さらには 45-49 歳，50-54 歳においてとくに大き


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1985年 1990年 1995年2000年 2006年

図表 14-5 女性における配偶関係別雇用就業率（未婚）


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（%）

（年齢）

1985年 1990年 1995年2000年 2006年

図表 14-6 女性における配偶関係別雇用就業率（有配偶)


な上昇が見られる．わが国では全体の就業率が大きく上昇していないのを見て，有配偶女性の労働市場参加はさほど活発化していないといわれることがあるが，これは自営業主や家族従業者が減ったことによって起こっているのであって，企業に勤める雇用者に限れば，この図が示すように大きく増加している．各年齢層における雇用就業率の上昇は，未婚，有配偶，それぞれにおけるこの比率の上昇によって生じているが，これに加え，従来から雇用就業率の高かった未婚者が，晩婚化や非婚化によって増加したことによってもたらされたといえよう．ただし図表 14-7 を見ると，有配偶女性，とりわけ子どもをもつ有配偶女

性の雇用就業率の上昇は，正規雇用の増加によってもたらされたわけではないことがわかる．正規雇用は 1997 年から 2002 年にかけて，減ることこそあれ，増えてはいない．有配偶女性の雇用率の上昇は，もっぱらパート労働者等，非正規雇用の増加によってもたらされている．

2.2 女性活用と継続就業率・男女間賃金格差の動き企業に女性活用を推進する上での問題点を尋ねると，女性の勤続年数の短

さをあげるところが多い．2006 年の厚生労働省『女性雇用管理基本調査』

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総数 3歳未満

3-5歳

6-8歳

9-11歳

12-14歳

15-17歳

18歳以上

3歳未満

3-5歳

6-8歳

自営・家従非正規雇用者

正規

雇用者

9-11歳

12-14歳

15-17歳

18歳以上

総数

（%）

夫婦と子供から成る世代夫婦，子供と親から成る世代

有業者（1997年）雇用者（1997年）正規の職員・従業員（1997年）有業者（2002年）雇用者（2002年）正規の職員・従業員（2002年）

図表 14-7 世帯の家族類型，末子の年齢，妻の就業状態別就業割合

出所）総務省統計局『就業構造基本調査（全国編）』．

によると，42.5％の企業が女性の平均勤続年数の短いことが女性の活用を阻害していると指摘する．わずかながらこれをあげる企業割合は，近年，下がってきているが，それでも家庭責任を考慮する必要があることと並んで，女性の勤続年数の短さが企業の女性活用を難しくしていると考えている企業は多い．女性に経験を積ませ，人的投資を行っても，人材として活躍してもらおう

と思ったときには会社を辞めてしまう者が多いと企業経営者は考えている．このことは採用の段階においても，企業の将来を担う人材を採ろうとするときに，女性を不利にさせている．経済学では，個々人の特性が容易にわからないとき，その人の属する集団の平均的特性に基づき判断することが，経費を削減させ，合理的であるという統計的差別理論を展開させてきた（Phelps[1972]，Aigner and Cain[1977]）．たとえば女性の平均勤続年数は男性に比べて短いとすると，女性のなかにも長く勤めようとする人がいるにもかかわらず，その人が女性であるということにより，不利に扱われてしまう．そうした扱いをすることがたとえ企業にとっては合理的であっても，長く勤めようと思っている女性にとっては差別されているのにほかならず，個人ではなく，集団に着目した採用は，法律により禁止されるべきである．しかし同時に女性全体の離職率を引き下げることは，企業のそうすることの合理性を失わせることになり，平均勤続年数を延ばしていくことも重要である．それを実現することは，女性の雇用条件の改善にもつながる．図表 14-8

は男女間賃金格差の推移を示している．労働時間の違いを考慮し，さらには雇用形態の違いに配慮するため，各年の男性一般労働者の時間当たり所定内給与を 100 とした場合の女性一般労働者，男女パート労働者の時間当たり賃金を示している．これを見ると，男性の一般労働者とパート労働者の賃金格差は長期的に拡大傾向にある．他方，女性のパート労働者の賃金は近年，若干縮小しているが，長期的にはほぼ横ばいである．男性にしろ，女性にしろ，一般労働者とパート労働者の賃金格差の拡大が目立つ1)．これに対し一般労働者の男女間賃金格差は過去 20 年間で 10 ポイント弱縮

小した．だが，それでも依然として 30％以上の大きな差が存在する．欧米


1) わが国における最近の男女間賃金格差については，中田[2002]を参照されたい．パートタイム労働者も含めた男女間賃金格差の問題については，樋口[2001]を参照されたい．

諸国の場合，男女格差は 5-10％であり，これに比べ，わが国の男女間賃金格差は大きいといわざるをえない．その 1つの理由は，やはり勤続とともに賃金が大きく上昇するといったわが国の賃金体系の特徴と，男女間の平均勤続年数の違いにある．図表 14-9 は転職経験をもたず，高校卒業後，1 つの企業で勤め続けてきた「標準労働者」と，中途採用者を含む一般労働者の平均賃金について，それぞれ男性を 100 としたときの比較を示している．勤続

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（%）

（年）

女性一般労働者女性短時間労働者男性短時間労働者

図表 14-8 労働者の 1時間当たり平均所定内給与格差の推移（男性一般労働者=100 とした場合の給与水準）

出所）厚生労働省『賃金構造基本統計調査』．

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7580

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18-19 20-24 25-29 30-34 35-39 40-44 45-49 50-54 55-59

（%）

（年齢）

2006年標準労働者2006年一般労働者平均

図表 14-9 標準労働者と一般労働者における年齢階級別所定内給与（男性=100，高卒)

出所）厚生労働省『賃金構造基本統計調査』．

年数が等しい標準労働者について，45-49 歳における男女間格差を見ると，25％程度に過ぎないが，中途採用者を含めた平均値では 40％に拡大する．それだけ平均賃金格差には男女の勤続年数の違いが大きく影響しているといえよう．以上のことから，男女間格差を縮小させ，女性の職場における活躍を促進

していくには，処遇や昇進における年功管理を見直すとともに，女性の定着率を高め，勤続年数を延ばしていくことが不可欠である．女性の場合，とくに家庭責任を考え，結婚や出産を契機に会社を辞める人が多い．政府は女性の継続就業を促進しようと，いろいろな法的手段を講じてきたが，はたしてこうした政策に効果はあったのか．次節では，どのような法的手段が講じられてきたかを振り返り，第 4節以降で，その効果について，実証分析を行う．

3 わが国の女性雇用に関する法律の変遷2)

3.1 男女雇用機会均等法関連わが国で「男女雇用機会均等法」につながる最初の法的な動きは，1972

年に成立し，施行された「勤労婦人福祉法」であった．同法は，女性の地位向上を求める国際的な動きを受けて，その後，1985 年に全面的に改正され，「男女雇用機会均等法」（以下，均等法と呼ぶ）となり，86 年 4 月から施行されることになった．この法律では，募集・採用，配置・昇進については努力義務とされながらも，女性差別が禁止され，妊娠・出産を理由とする解雇が禁止された．均等法が施行された当時は，国民の女性就業に対する差別禁止の意識も薄

く，啓蒙的役割を担うことになったが，時間の経過とともに企業の取り組みも進み，男女雇用機会均等を強化すべく，97 年に同法は改正され，99 年 11月から全面施行された．この改正では，募集・採用，配置・昇進についての差別の禁止規定化がなされ，女性労働者に対するセクシャルハラスメントの防止の配慮義務規定が創設されるとともに，ポジティブ・アクション（積極的格差是正措置）に取り組む事業主に対する国の援助規定が設けられた．ポ


2) 第 3 節以降は，樋口[2007]を加筆・修正したものである．

ジティブ・アクションは，男女間の差別を解消し，働く意欲と能力のある女性が活躍できるように，雇用慣行等においてそれを阻害している要因を調べ，企業が自主的に取り除こうとする行動のことを意味する．これにより，それまでは企業の従来からの雇用慣行や人材活用方法等に合わせることのできる男女について差別を禁止してきたものを，企業自らが差別につながりやすい要因を積極的に是正していくことが推進されるようになった．そして 2006 年にはもう一歩，これを進めるために，「男女雇用機会均等法」を改正し，翌 2007 年 4 月から改正法が施行されることになった．この改正では，男女双方に対する差別が禁止されるとともに，間接差別の禁止など性差別禁止の範囲の拡大がなされた．従来の均等法では，直接的な差別は禁止されていたが，応募者や労働者に一定の要件を課すことにより，結果的に一方の性が不利になる間接差別についてはその対象となっていなかった．これを 2006 年改正により禁止事項として含めることになったわけである．この他，妊娠・出産等を理由に不利益な取り扱いがなされることが禁止され，男女労働者に対するセクシャルハラスメントの防止対策の措置を企業に義務化することになった．

3.2 育児・介護休業法関連「育児休業法」は，育児を担う労働者の職業生活と家庭生活との両立が図られるよう支援することによって，その福祉を増進するとともに，あわせてわが国の経済および社会の発展に資することを目的に 1991 年に制定され，92 年 4 月から施行された．これにより，労働者は申し出により，子が 1 歳に達するまでの間，育児休業を取ることができ，事業主は 3歳未満の子を養育する労働者について，勤務時間の短縮等の措置を講じなければならず，3歳から小学校就学前の子を養育する労働者について，育児休業の制度または勤務時間の短縮に準じた措置を講ずるよう努めなければならないことなどが法制化された．他方，95 年には要介護状態にある対象家族を介護するための休業制度の導入を企業に努力義務として求め，99 年にはこれを義務化した上で「育児・介護休業法」が立法化された．そして 2001 年には休業の申し出や取得を理由に不利益な取り扱いをする

ことを禁止する改正がなされ，さらに 2002 年には時間外労働の制限・勤務

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時間短縮等の措置の対象子供年齢を引き上げるとともに転勤についての配慮を織り込んだ改正がなされた．また 2004 年には育児休業・介護休業の取得対象者の範囲を一定の条件を満たす有期雇用者にも拡大し，育児休業期間を最長 1歳から 1歳 6カ月に延長するとともに，育児休業の取得回数の制限を緩和し，子の看護休暇を新設した改正がなされ，05 年 4 月から施行された．企業は育児休業中に給与を払う義務はないが，企業に代わって休業中の雇

用保険被保険者に一定の給付金を支給することによって育児休業を取得しやすくするとともに，その後の円滑な職場復帰を援助・促進し，職業生活の継続を支援するため，1995 年に「育児休業基本給付金」と「育児休業者職場復帰給付金」の制度が設けられた．これにより休業中に給与の 20％，復帰後 5％が支給されることになった．2001 年からは休業中が 30％，復帰後10％に引き上げられ，さらに 2007 年より休業中 30％，復帰後 20％に引き上げられた．また 1995 年 4 月より育児休業中の健康保険・厚生年金の被保険者に対し，社会保険料が免除されるようになり，2000 年からは厚生年金のみ事業主も免除され，2001 年からは健康保険も免除されるようになった．

3.3 次世代育成支援対策推進法政府は 2003 年に，わが国における急速な少子化の進行と家庭および地域

を取り巻く環境の変化に鑑み，次世代育成支援対策に関し基本理念を定め，国，地方公共団体，事業主の責務を明らかにするとともに，行動計画策定指針に基づき，それぞれに行動計画の策定を求める「次世代育成支援対策推進法」を制定した．これにより，市町村や都道府県，さらには 301 人以上の常用労働者を雇う一般事業主は，職業生活と家庭生活の両立の推進，その他の次世代育成支援により達成しようとする目標や支援の内容，実施時期等を明記した行動計画を策定し，提出することが義務づけられ，300 人以下の事業主は努力義務化された．

3.4 パートタイム労働法関連パートタイム労働者は女性に限られているわけではないが，やはり女性が

多数を占めていることから，これに関する法律についても見ておきたい．パートタイム労働はわが国の経済社会において重要な役割を果たしている


ことから，その適正な労働条件の確保および教育訓練の実施，福利厚生の充実その他の雇用管理の改善に関する措置などを講じることによって，パートタイム労働者がその有する能力を有効に発揮できるようにし，もってその福祉を増進することを目的に「短時間労働者の雇用管理の改善等に関する法律」（パートタイム労働法）が 1993 年に施行された．そして 2003 年には，「パート労働法指針」の改正が行われ，通常の労働者との均衡を考慮した処遇が新たに促進されることになった．そして 2007 年 6 月には，「指針」で求められてきた均衡処遇の確保を強化するため，通常の労働者と同視すべき短時間労働者に対する差別的取り扱いを禁止するとともに，通常の労働者への転換を推進するための措置を企業に義務づけ，通常の労働者との均衡のとれた待遇を確保することを事業主の責務とすることを明記した「パートタイム労働法改正法」が成立した．

4 女性就業に関する先行研究

ここでは第 3節で見た各法律が女性の就業にどのような影響を及ぼしてきたのかをいままでの先行研究を踏まえながら検証していく．なお，法律の効果とともに女性の就業の意思決定に大きな影響を及ぼす景気の変動についても注目していきたい．

4.1 景気変動と女性就業まず景気の変動が女性の就業にどのような影響を及ぼしたのかについて，

これまでの研究を整理する．ここではとくに女性労働者の就業意欲喪失効果の変遷についてくわしく見ていきたい．就業意欲喪失効果とは，景気が悪く，求職活動をしてもなかなか仕事が見

つからないと判断した場合，いますぐ就業するよりも景気が回復した後で就業した方が期待賃金が高くなると考えられることにより，職探しはやめて景気回復を待つ人が増加するようになる効果である．この効果が強ければ，景気後退期には労働供給が減少するため，労働需要が停滞してもその分，労働力人口は減り，失業率の上昇を抑えることになる．わが国では景気の後退期に女性労働者を中心にこの就業意欲喪失効果が大きく，労働力率が低下する

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ことが指摘されてきた．たとえば，樋口・清家・早見[1987]は，不況期に新規に労働力化するフ

ローが減少し，非労働力化するフローが増加する傾向にあることを明らかにしている．また，黒坂・浜田[1984]などの研究は，わが国の就業意欲喪失効果の大きいことが指摘されている．このような就業意欲喪失効果は，バブル崩壊前までわが国の女性の労働市場において見られた 1つの大きな特徴であることが確認されてきた．しかし，バブル崩壊後の 90 年代以降，この就業意欲喪失効果が減退して

いることを示す研究が多数存在するようになった．たとえば厚生労働省（旧労働省）[1999]は，『労働力調査』のフローデータを用い，1970 年代後半以降，女性の就業意欲の高まりを背景に景気後退局面での労働力率の低下が小さくなっていることを示した．また，厚生労働省（旧労働省）[1999]は，女性の離職した場合に諦めて非労働力化する割合（就業から非労働力化へのフロー）は時系列的に低下してきている一方，離職後仕事を探している割合（就業から失業へのフロー）は次第に上昇し，かつ変動幅が大きくなっていることを示した．このような『労働力調査』を用い，就業意欲喪失効果を検証した分析として黒田[2002]や太田・照山[2003]，桜[2006]などをあげることができる．いずれの分析においても女性の就業意欲喪失効果が低下していることを示唆している．では，なぜこのように就業意欲喪失効果が減退するようになったのだろう

か．これにはいくつかの理由が考えられるが，大きな要因として，⑴産業構造の変化による女性に就業機会の上昇，⑵バブル崩壊後の長期不況による家計の経済状況の不安定化，そして，⑶晩婚化・非婚化といった 3つをあげることができる．まず，⑴についてであるが，第 2 節で見たとおり，女性の就業しやすい

サービス業の比率が上昇してきており，女性の就業機会は拡大している．その結果，不況期においても以前より，よい仕事につくことができる可能性が高まった．また，女性の大学進学率が上昇しており，より高い人的資本が蓄積され，失業による機会費用の大きい女性が増加していることも就業意欲喪失効果の減退に寄与していると考えられる．⑵であるが，これはパネルデータを用いた樋口・阿部[1999]，小原[2007]


などの研究によって検証されている．樋口・阿部[1999]は，夫の所得を一時所得と恒常所得にわけ，分析を行っており，恒常所得のみが妻の就業の意思決定に有意な影響を及ぼすことを明らかにした．この考えに従うと，バブル崩壊以降，長期的な不況により夫の恒常所得が低下しているため，妻の就業意欲喪失効果よりも夫の所得の減少を補おうとして妻が追加的に就業しようとする効果が上回った可能性が高いことになる．また，小原[2007]は，夫や家族の失業が妻の就業に関する意思決定に及ぼす影響を分析しているが，この研究において家族の失業によって妻の労働供給が促進されることを明らかにしている．この結果も 1990 年代以降の追加的労働者効果の上昇を示唆するものとなっている．次の⑶についてであるが，これは黒田・山本[2007]によって検討されてい

る．黒田・山本[2007]は，女性の労働供給関数を多項ロジット推計を行うことによって，就業意欲喪失効果は未婚者ではなく，既婚者についてのみ観察されることを明らかにした．このことは晩婚化によって労働市場全体の就業意欲喪失効果が減少した可能性があることを示唆する分析結果となっている．以上から，わが国の労働市場の特徴の 1つとして観察されてきた女性労働

者の就業意欲喪失効果はバブル崩壊以降，減退してきている可能性があるといえよう．この背景には長期的な不況や産業構造の変化および晩婚化・非婚化といった人口動態における変化が寄与していると考えられる．他方，最近では玄田[2007]で指摘されるように，男性の若年層を中心とし

て景気後退期に非労働力化する層が見られるようになってきている．樋口[2008]は若年男性のみならず，60 代の男性高齢者層においても景気後退期に労働力率が低下する傾向が見られると指摘しており，就業意欲喪失効果は女性で相対的に弱まり，男性において強くなってきている可能性がある．

4.2 男女雇用機会均等法と女性就業均等法は統計的差別理論をその背景とし，法整備が行われてきた．この考

え方によると，個々の労働者の能力を知るには多額のコストがかかるため，代わりに平均値に基づき企業への定着率が低い女性労働者の訓練投資を抑え，採用時においても訓練効率の良い男性労働者を多く採用する傾向にあることが示される．その結果，女性労働者の生産性が男性よりも低くなり，昇進や

484

賃金面での格差が拡大してしまうこととなることを指摘している．このように統計的差別理論が示すところに従えば，たとえ企業にとっては平均値に基づき，各個人について調べる情報コストを節約でき，合理的であっても，女性のなかにも長く継続就業しようとする人もいるわけであり，個々の女性にとって差別であることは間違いない．こうした状況を解消しようとして均等法が施行されたと指摘できる．この均等法が 1986 年に施行されて以降，いくつかの研究がその影響に検

証を試みてきた．しかし，女性の就業や企業の雇用管理には均等法以外の法律や景気変動，産業構造・人口動態の変化といったさまざまな要因が働いており，それらを均等法の効果と分離することは困難であるといった問題が生じた（三谷[1996]）．しかし，こうした厄介な問題は，近年整備が進んでいるマイクロデータの利用によって多少なりとも解消されつつある．これを使った研究の結果によると，均等法は，女性の勤続年数の長期化をうながし，男女間賃金格差の縮小に寄与したことが示される一方，女性就業率の上昇にはあまり寄与していないか，もしくは，景気の方が女性就業率に影響を及ぼしている可能性が高いことが明らかにされてきた．たとえば，三谷[1996]は，均等法施行前後の女性の勤続年数の変化につい

て検証し，勤続年数が 25-34 歳および 40 歳代の女性を中心として延びている傾向にあることを明らかにした．また，今田・池田[2006]は，労働政策研究・研修機構の「仕事と生活調査」を用い，各コーホートの女性雇用就業率を比較することによって，均等法施行後に出産を経験した女性の出産後継続就業率と均等法前の女性の継続就業率では，大きな差が見られないことを明らかにした．樋口・酒井[2004]は，家計経済研究所の「消費生活に関するパネル調査」を用い，コーホートごとに均等法と景気が女性就業率にどのような影響を及ぼしているのかについて検証している．均等法前世代（1986 年以前に学卒），均等法世代（1987-90 年に学卒），バブル崩壊後世代（1991 年以降に卒業）の 3つのコーホートを用いて比較を行った結果，均等法世代の方がその後のバブル崩壊後世代よりも学卒後就業率が高かったことを明らかにした．そして，こうした傾向は結婚後や第 1子出産後継続就業においても確認され，経済環境や企業の経営状況の悪化が均等法による効果よりも大きいことを見出している．


このように均等法が女性の就業率上昇に寄与したといったことを示す明確な研究は見当たらず，むしろ景気による影響が大きいことを示す分析結果が多い．ただ，先行研究ではパネルデータの期間が短く，サンプル数も比較的小さい時点での分析であるため，均等法の影響を適切に検証できていない可能性がある．また，均等法は 1997 年に改正されており，それが女性就業率に影響を及ぼした可能性も考えられる．そこで，この均等法や景気が女性の就業率に及ぼした影響について，第 5節でさらにくわしく実証分析していくことにする．

4.3 税・社会保障制度と女性就業女性の労働供給を促進することを目指した政策がある反面，結果的に女性

の労働供給を抑制してしまう政策もある．たとえば，配偶者控除の拡大や配偶者特別控除の新設，そして，国民年金の第 3号被保険者制度の導入は，片働き世帯で収入の少ない専業主婦世帯を優遇することによって，逆に妻が働き共稼ぎ世帯になることを相対的に不利にし，妻の就業を抑制してきた可能性がある．樋口[1995]は，1990 年の『パート労働者総合実態調査』を用い，配偶者控除および配偶者特別控除の両者から控除を受けている世帯ほど夫の所得は高く，控除を受けていない世帯ほど夫の所得が低いことを明らかすることによって，世帯単位で見た場合，逆進的になっている可能性があることを指摘した．そして同時に，この制度が導入されたことにより，妻の労働供給は抑制されていることを指摘している．安部・大竹[1995]は，税制・社会保障制度と女性のパートタイム労働者の

関係を分析し，有配偶パート女性労働者の年間収入分布が最低課税限のところに集中していることを明らかにした．これは夫が雇用就業している場合に顕著に見られる傾向であり，税制や社会保障制度を考慮し，女性パート労働者が労働時間を調整している可能性が高いことを示唆している．これはまさに制度の介在によって女性の就業意欲が減退していることを示しており，公平性の視点ばかりからではなく，効率性の観点からも問題があることを示唆している．この他にも，小原[2001]は，樋口[1995]と同様に所得の高い夫をもつ女性の方が配偶者控除や配偶者特別控除を受けていることを指摘している．そして近年になるほど夫の所得の高い女性自身の有業率が上昇してきて

486

おり，配偶者控除の世帯を単位とした所得格差の是正効果が縮小してきている可能性が高いことを指摘している．大石[2003]は，妻が第 3号被保険者である世帯は，配偶者控除の場合と同様に夫の所得が高い世帯の割合が高いことを明らかにした．では，もしもこれらの制度がないとしたら，既婚女性の労働供給はどのよ

うに変化するのだろうか．この点について赤林[2003]は，1990 年と 1995 年の『パートタイム労働者総合実態調査』を用いた推計結果を利用し，シュミレーションを行っている．分析の結果，第 3号被保険者制度を廃止した場合，有配偶女性の労働供給は 0.4％増大し，配偶者控除のみを廃止した場合は約2％，そして第 3 号被保険者制度と配偶者控除の両方を廃止した場合には約3％増大するが，その影響は小さいことを示した．これに対して，坂田・McKenzie[2005]は，実際に 2004 年に配偶者特別控除の上乗せ分（最高 38万円）が廃止されたときのパネル・データを利用し，その制度変更が有配偶女性の労働供給へ及ぼした影響を分析している．その結果，女性の就業するか，しないかの意思決定には，この制度は有意な影響を与えていなかったが，労働時間についてはこれを増やす効果があることを指摘している．このように配偶者特別控除の一部廃止は，女性の労働供給にわずかしか影響を及ぼしていないことが示されているが，それは，今回の廃止の額が小さすぎたために起こっている可能性が考えられる．

4.4 育児休業法・保育サービス・児童手当と女性就業・少子化育児休業制度と女性就業まず，育児休業制度の効果分析について展望していこう．1992 年 4 月に

育児休業法が施行されて以来，さまざまな実証分析が行われ，育児休業制度が継続就業を促進することが明らかにされてきた（樋口[1994b]，樋口・阿部・Waldfogel[1997]，森田・金子[1998]，滋野・大日[1998]，駿河・張[2003]）．このなかでも樋口・阿部・Waldfogel[1997]は，日本，米国，英国のマイクロデータを用いて推定した結果を，国際比較し，育児休業制度が出産後の継続就業に及ぼす効果は，3カ国中，日本がもっとも大きいことを明らかにした．森田・金子[1998]は，育児休業制度の利用は女性正規雇用就業者の勤続年数を伸ばし，これによって賃金の上昇にも寄与していることを指摘し，男


女間賃金格差の縮小に効果があることを示している．しかし，いくつかの研究から，コーホート間で比較を行ってみると，出産

後の継続就業率は育児休業法の施行後においてもそれほど上昇していないといった指摘がなされている．たとえば，新谷[1998]，岩澤[2004]は女性の就業行動の変化を結婚した年を基準に作成した結婚コーホートを用いて分析を行っているが，この分析結果では，育児休業法施行後の結婚コーホートにおいても，出産後の正規雇用就業率は上昇しておらず，むしろわずかながら低下傾向にあることを明らかにした．以上から，育児休業制度は，利用者の出産後の継続就業率を促進する効果

をもっているが，世代間に及ぼす影響を比較した場合，その効果は必ずしも一方的に拡大しているとはいえないと考えられる．他方，森田[2005]，脇坂[1999]は育児休業制度が企業の労働需要に及ぼす

効果を検証している3)．育児休業制度は女性の出産時の機会費用を減少させる反面，女性労働者にかかる労務コストを増加させる側面をもつ．このコストは企業が負わなければならず，これを回避するために企業の女性労働者に対する需要が削減される可能性が理論上考えられる．森田[2005]は，厚生労働省の「雇用動向調査」を用いて，この点を検証している．分析の結果，1995 年の育児休業法改正により新たに適用となった 30 人未満の事業所において，35-44 歳の女性の新規雇用が減少していることが明らかになった．脇坂[1999]においても，育児休業制度を導入した企業の方が，従業員の女性比率は低く，女性の採用を抑制している可能性があると指摘している．

育児休業制度と出産育児休業制度が女性の出産に及ぼす影響に関する論文を見ると，多くの研

究において，育児休業制度が出産を促進するといった結論を得ている（樋口[1994b]，駿河・西本[2002]，駿河・張[2003]，山口[2004]，滋野[2006]，坂爪・

川口[2007]）．とくに近年ではマイクロデータを用いた研究が多くなってき

488

3) この他にも育児休業制度を含んだ企業の両立支援策が新たな人材確保や従業員のパフォーマンスにどのような影響を及ぼすのかを分析した研究がある．たとえば坂爪[2002]は，ファミリー・フレンドリー施策が従業員の働きさすさや組織のパフォーマンスに与える影響を検証している．武石[2006]は，両立支援策が企業の人材確保に及ぼす影響を分析しており，両立支援制度の充実が社外の就業希望者を惹きつける有効であることを実証している．

ており，推計手法もプロビット・モデルや就業と出産の同時性を明示的に考慮したバイバリエイト・プロビット・モデル，サバイバル分析，離散時間ロジットなどのイベント・ヒストリー分析といったように多様化している．これらの研究のなかで，駿河・張[2003]は，バイバリエイト・プロビッ

ト・モデルを用いて継続就業と出産がトレード・オフの関係にあることを実証している4)．また，育児休業制度が利用可能であると出産および継続就業の両方を促進する効果があることを明らかにした．山口[2004]は，離散時間ロジット・モデルを用い，妻本人の各経済要因（育児休業制度の有無，企業規模，収入）が出産意向や出産の意思決定に及ぼす影響を分析し5)，育児休業制度のある企業に勤務する女性ほど出産意向も強く，実際に出産する確率も上昇する傾向にあることを示した．坂爪・川口[2007]は，育児休業制度を明示的に取り入れた出産と就業に関する動学的モデルを構築し，育児休業制度が出産に及ぼす影響を推論し，実証分析した結果，通常の労働時間があまりにも長い場合，育児休業制度の効果は小さいことを明らかにした．このことは，出産前の労働時間があまりにも長い場合，育児休業制度があっても，出産退職や出産をしないことの方が効用水準が高まるといったことを示唆している．坂爪・川口[2007]は，出生率を上昇させるには育児休業制度の導入のみならず，労働時間を短縮させることが必要であるとし，制度以外の就業環境要因の重要性を強調している．

保育サービスと女性就業保育サービスが女性就業に及ぼす影響ついてであるが，これまでの研究か

ら，保育サービスの充実が女性の就業を促進する効果があること，また，保育料の上昇は保育サービスに対する利用可能性を抑制し，その結果，女性の就業率を低下させることが明らかになっている．永瀬[1997a]は市町村別の横断面データを用い，分析を行った結果，0-2

歳児の保育園入所率が既婚女性の労働供給を促進することを示した．また，


4) このような就業と出産のトレード・オフ関係を分析したものに張・七條・駿河[2001]や馬[2005]がある．5) 山口[2004]は，夫の所得が出産の意思決定に及ぼす影響も分析している．分析の結果，夫の所得は第 1子出産に対しては 10％有意水準で有意な値を示すが，2子目以上では有意な値を示さなかった．

保育料の引き上げは，女性の保育サービスの利用を抑制してしまうため，女性就業率を低下させることを示している．都道府県別データを用いた駒村[1996]は，保育サービス需要が既婚女性の労働供給に及ぼす影響を分析している．その結果，保育サービスに対する親の負担料の低下がフォーマルな保育サービス需要を促進し，女性就業率を増加させる可能性があることを示唆している．また，内閣府が独自集計したマイクロデータを用い，清水谷・野口[2004]

は，保育園の利用が女性の労働供給に与える影響を分析している．この分析の結果，保育負担料に対する労働供給の弾力性は約−0.2 であると推定され，負担料の 10％の上昇は女性の就業率を 0.2％低下させてしまうことが示された．清水谷・野口[2004]では，フレックスタイム制度，勤務時間短縮制度，企業内託児所なども母親の就労確率に有意にプラスに働く分析結果が示され，勤務先での福利厚生制度充実が女性の労働供給に対して重要であることも指摘している．

保育サービスと出産保育サービスが女性の出産に及ぼす影響についてであるが，保育サービス

の増加が出産確率を上昇させるということを示す研究と，逆に関連がないことを示す研究が混在している．まず，効果があるとの結論を導いている研究として，加藤[2000]，滋野・

大日[2001]などがある．加藤[2000]は，出生，結婚，労働市場およびマクロ経済の相互関係を計量モデルによって記述し，政策の変化にともなう出生等の効果について総合的に分析している．その結果，保育所キャパシティの増加が出生率の上昇に寄与することを明らかにした．また滋野・大日[2001]は全国市町村のクロスセクション・データを用いて出産と保育園利用の関係について分析を行っている．分析の結果から，結婚後 4年以降の夫婦について児童待機率が高いと第 1

子出産確率が高まるものの，第 2子については統計的に有意な結果が得られない，といった結論を得ている．これに対して樋口[2000]は，都道府県別に保育所数と出生数の相関関係を検証し，多くの都道府県において明確な関係を確認することができなかったといった結論を導いている．また，都道府県

490

パネルデータを用い，出生率と保育所の定員数の関係について分析した戸田[2007]は，固定効果やランダム効果といったパネル推定や GMMを用いた分析結果により，保育所の定員数増加が出生率の増加に寄与していないことを示した．このように保育サービスと出生率の関係は依然として明確になっていない．

児童手当と出産児童手当の影響についてであるが，多くの研究では，これが出生に及ぼす

影響を中心に分析を行っている．出産と児童手当の関係について分析した研究を中心に見てみると，児童手当は出生率の上昇に寄与しているが，その影響は小さいといった結論に至る研究が多い．児童手当制度は子育てによって生じるコストの一部を政府が保証する補填

する政策である．これは，子育てに必要となる金銭的コストの増加が出生率を低下させるといった研究結果を背景としている．たとえば，Ohbuchi[1988]や 1989 年の総務省「家計調査」および総務省「貯蓄動向調査」のマイクロデータを用いて分析を行った松浦・滋野[1996]の両者とも，出生と子育て費用の間に統計的に有意な負の関係を見出している．これ以外にも森田[2004]は，「女性の就労と子育てに関する調査」を用いて，子どもの養育費や通塾費，そして夫の所得などが女性の出産行動に与える影響を検証し，養育費や通塾費が高い世帯ほど予定子ども数が少ないことを明らかにした．さらに森田[2006]は，推計結果を利用し，月額 1万円の児童手当が出生率

に及ぼす影響をシュミレーションしている．これによると，月額 1万円の児童手当は子どもの数を約 0.03％増加させるという結果を得ており，その影響はかなり小さいと指摘している．また，塚原[1995]は，架空の状況を設定したアンケート調査であるヴィネット調査を用いて，児童手当の増加が出生に及ぼす効果を検証している．これによると，児童手当制度の拡大は，出生率に対して正の効果をもつものの，その影響は小さく，児童手当制度が有意な効果を与えるには，莫大な財政支出が求められ，実現は困難であると指摘している．


5 女性の継続就業と結婚・出産6)

5.1 結婚や出産による離職の実態女性就業を支援するため，上述したような法律が制定・改正され，それに

基づき雇用政策が実施されてきたわけだが，はたしてそれらの効果はどの程度大きかったのだろうか．また，今後，これらの政策を実施していくうえで，どのような点に留意していく必要があるのだろうか．法律の効果のほかに，経済や労働市場の状況，さらには個人の特性を考慮に入れた計量経済学モデルを推計することによって，これらの点について検討してみたい．なお，この節では家計経済研究所が 1993 年から実施している「消費生活に関するパネル調査｣7)(以後，「家計研パネル」と呼ぶ）や慶應義塾大学が 2004 年から

492

6) 本節の分析は，樋口[2007]および佐藤・馬[2007]を基に改定したものである．7) この調査の経緯や内容についてくわしくは，樋口[1994a]，家計経済研究所[1994]，樋口・太田・家計経済研究所[2004]を参照されたい．

図表 14-10 結婚前年に正規雇用者と

結婚後均等法前世代

正規雇用就業率

非正規雇用就業率

その他の就業率無業率正規雇用

就業率0年（％） 68.1 6.1 3.4 22.5 68.41 年（％） 33.2 11.9 5.7 49.1 39.62 年（％） 25.8 10.8 6.8 56.6 29.23 年（％） 22.0 10.9 6.5 60.6 26.94 年（％） 19.6 13.1 6.4 60.9 24.95 年（％） 18.3 13.7 7.7 60.3 24.4

出所）樋口[2007]，図表 14-11 も同じ．

図表 14-11 第 1子出産前年に正規雇用者と

出産後均等法前世代

正規雇用就業率

非正規雇用就業率


就業率1年（％） 21.4 6.5 6.3 65.8 35.12 年（％） 20.5 7.8 5.5 66.2 33.03 年（％） 20.2 12.5 6.5 60.8 30.44 年（％） 19.2 13.6 9.1 58.1 28.65 年（％） 20.0 15.6 8.3 56.0 27.9

注）「第 1子出産前年」とは子どもがいると初めて記録された年の前々年（すなわち出産からさかのぼり 1

実施している「慶應義塾大学家計パネル調査」（KHPS，以後，「慶應パネル」と呼ぶ）に基づき，推計を行う．まず家計研パネルに基づき，初職が正規雇用であった女性のその後の就業

状態の変化を，均等法以前に卒業した世代（75-86 年度卒)8)，均等法以後・バブル崩壊以前に卒業した世代（87-91 年度卒），バブル崩壊後に卒業した世代（92 年度以降卒）に分け，比べると次のようになっている．卒業後，5年が経った時点で正規雇用者として継続就業している者は，均等法成立前に比べ，均等法成立後の方が 62.7％から 72.2％に増えているが，バブル崩壊後は逆に若干減少し（72.2％→ 67.9％），これに代わって非正規雇用に転じた者が 10.2％から 15.4％へ増えた．他方，結婚前に正規就業していた女性割合は，均等法成立前の 75.8％か

ら均等法成立後の 71.4％と若干下がり，バブル崩壊後になると 63.6％へと


8) 74 年以前に卒業した世代はサンプル数が少なかったために分析の対象から除外してある．

して働いていた女性のその後の就業状態

均等法後世代バブル崩壊後世代非正規雇用就業率


就業率非正規雇用就業率

その他の就業率無業率

7.2 1.2 23.2 70.2 6.9 0.9 22.014.6 3.3 42.5 41.6 13.0 2.4 43.015.7 3.1 52.0 31.4 14.4 2.2 52.016.2 3.2 53.7 24.0 13.3 3.4 59.214.4 3.4 57.4 19.0 15.3 5.6 60.216.9 5.0 53.7 18.9 18.0 6.3 56.8

して働いていた女性のその後の就業率の推移

均等法後世代バブル崩壊後世代非正規雇用就業率


就業率非正規雇用就業率

その他の就業率無業率

9.6 3.2 52.1 33.3 11.7 3.3 51.79.1 3.4 54.6 27.9 7.0 7.0 58.112.7 3.8 53.2 28.6 5.7 8.6 57.116.9 3.9 50.7 29.4 14.7 8.8 47.111.8 2.9 57.4 25.0 21.4 3.6 50.0

年以上 2年未満）の就業状態を示す．

大きく低下した一方，非正規雇用はバブル崩壊前には均等法成立前が12.2％，成立後は 14.0％であったのが，バブル崩壊後には 21.4％へ大きく上昇した．結婚前，正規雇用であった者に限定し，その後の変化を示したのが図表

14-10 である．結婚後 3年が経過した時点で見ると，均等法成立前後では正規雇用にとどまっている者が 22.0％から 26.9％に上昇していたが，バブル崩壊後は 24.0％に下がっており，その後，この差は拡大している．第 1子出産後の正規雇用継続就業率についても，同様な傾向が見られる．

図表 14-11 は第 1子を出産する前の年に正規就業していた女性について，出産後の就業状況を示したものである．出産後 2年目の状況を見ると，正規雇用を続けている人は均等法前が 20.5％であったのが，均等法成立後は33.0％に上昇した．しかしバブルが崩壊した後は，この比率は 27.9％に低下し，就業していない人が増加している．各世代の就業行動には，法律の施行状況や雇用環境，景気状況，さらには

本人や夫の労働時間・賃金などの処遇が影響している可能性があるが，今後の施策を考える上で，どれが大きな影響を与えていたかを識別することは重要である．次項では両パネルデータを用いてモデル推計を行い，これらの点について明らかにしていくことにする．

5.2 結婚による離職行動の実証分析近年，学校卒業後，就職した企業をすぐに辞める若者が増えているが9)，

やはり女性にとって継続就業の大きな障害になっているのは結婚や出産である．まずこの項では，結婚後の女性の離職行動について見てみよう．家計研パネルの履歴データや調査時点のデータに基づき，結婚した前年の調査において，正規雇用就業していた女性のうち，結婚後 2年目に正規就業していない人の割合（離職率）を見ると10)，男女雇用機会均等法が施行される（1986年）以前に結婚した人では 59％，均等法施行から育児休業法施行（1992 年）までが 53％，育児休業施行から改正均等法施行（1996 年）までが 58％，改

494

9) 厚生労働省・職業安定局の調査によると，大学卒業後 3 年以内に初職を辞めた者の比率は1992 年卒の 23.7％から 2002 年卒の 34.7％に上昇した．10) これまで勤めていた企業からの離職行動については，推計 3で検討する．

正均等法施行後が 49％と離職率は時系列的に一貫して下がってきたわけではない．はたしてこうした離職率に，法律施行による継続就業支援や経済環境の変化はどの程度，影響しているのだろうか．法律の効果を検討するには，それが施行される前後における人々の離職行

動の変化がわからなくてはならない．均等法施行（1986 年）による離職率引下げ効果を知るためには，これが施行される以前からの長期データが必要となる．ところが家計研パネルでは，この調査が開始された 1993 年以後に結婚した人については，年々の夫の年間所得（万円）や実労働時間（平日 1日当たり），さらには妻自身の 1 年前の賃金率（時間当たり賃金率；円）や実労働時間（1日当たり）などの経済変数が調べられているが，それ以前に結婚した人については調べられていない．そこで個々人の経済変数が離職率に与える影響については，調査開始以後に結婚したサンプルに限定して分析を行うことにし，法律施行の効果やマクロ経済の状況変化が与える影響について，履歴データを使って均等法施行以前に結婚した人を含むサンプルを用いて推計することにする．図表 14-12 はここで推計に用いたサンプル（93 年の調査開始以降に結婚

した女性に限定したとき）の基本統計量を示している．これを見ると，正規雇用だった人の結婚 1年後の離職率は 40-43％であり，93 年以前に結婚した人も含めたサンプルの離職率が 54％であったのに比べ低い．図表 14-13 の推計 1は，調査開始前に結婚した人を含めたサンプルを用い，

結婚前年に正規雇用者であった人のその後の離職行動について推定した結果である．被説明変数は結婚後 2年目に正規雇用就業を続けていればゼロ，辞めていれば 1のダミー変数とする．次に説明変数として，各法律施行の効果を調べるため，結婚時期を 4つに分け，均等法施行前に結婚した人をレファレンス（基準）グループとし，これに比べ均等法が施行されて以降，育児休業法が施行される前に結婚した人，育児休業法が施行されてから改正均等法が施行されるまでに結婚した人，改正均等法が施行されてから結婚した人の間で離職率がどう違うかを示す 3つのダミー変数をとった．またマクロの雇用情勢の影響を調べるため，それぞれの時点における失業

率と学校卒業時の失業率を用いた．失業率が低く人手不足の状況にあれば，企業は人材を確保しようと，制度面だけではなく，運用面においても継続就


496

図表14-12結婚後の離職の分析における基本統計量

93年調査以前に結婚

93年調査以降に結婚

93年調査以降に結婚

(妻本人の出生年あり)

変数

平均

標準偏差

最小

最大

平均

標準偏差

最小

最大

平均

標準偏差

最小

最大

正規就業からの離職発生ダミー

0.54

0.50

01

0.40

0.49

01

0.43

0.50

01

中高卒ダミー（妻）

0.46

0.50

01

0.22

0.41

01

0.22

0.42

01

専門・短大卒ダミー（妻）

0.43

0.49

01

0.49

0.50

01

0.49

0.50

01

大卒ダミー（妻）

0.11

0.32

01

0.29

0.46

01

0.29

0.45

01

中高卒ダミー（夫）

0.45

0.50

01

0.33

0.47

01

0.34

0.47

01

専門・短大卒ダミー（夫）

0.17

0.38

01

0.15

0.36

01

0.15

0.36

01

大卒ダミー（夫）

0.38

0.49

01

0.57

0.50

01

0.56

0.50

01

均等法施行以前（1986年以前）結婚ダミー

0.21

0.41

01

均等法施行から育児休業法施行以前

（1987-92年）までに結婚ダミー

0.33

0.47

01

育児休業施行から均等法改正（1993-96年）

までに結婚ダミー

0.20

0.40

01

均等法改正後（97年以降）結婚ダミー

0.26

0.44

01

0.61

0.49

01

0.61

0.49

01

妻の出生年

1970

3.85

1960

1979

失業率

3.31

1.09

2.02

5.36

4.27

0.69

3.37

5.36

4.26

0.70

3.37

5.36

卒業時失業率

2.52

0.49

1.89

5.36

2.52

0.44

2.02

4.10

2.52

0.44

2.02

4.10

夫の年間所得の対数値

6.10

0.32

5.48

7.00

6.09

0.32

5.48

7.00

夫の労働時間

9.77

1.87

114

9.78

1.86

114

親と同居ダミー

0.13

0.33

01

0.13

0.34

01

親と準同居・近所ダミー

0.54

0.50

01

0.53

0.50

01

親は県内外，死亡ダミー

0.33

0.47

01

0.34

0.47

01

1期前の妻の企業規模ダミー：99人以下

0.37

0.48

01

0.37

0.48

01

1期前の妻の企業規模ダミー：100人以上

999人以下

0.28

0.45

01

0.29

0.45

01

1期前の妻の企業規模ダミー：1,000人以

上0.18

0.39

01

0.18

0.39

01

1期前の妻の企業規模ダミー：公務員

0.16

0.37

01

0.16

0.36

01

1期前の妻の対数賃金率

7.11

0.36

6.40

8.42

7.11

0.36

6.40

8.42

1期前の妻の労働時間

6.96

3.10

012

6.97

3.08

012

観察数

1217

120

122


図表14-13結婚後の離職行動に関するプロビット分析の結果

推計1

推計2

推計3

履歴データを含むサンプル

履歴データを含まないサンプル

履歴データを含まないサンプル

説明変数

限界効果

係数

z値

限界効果

係数

z値

限界効果

係数

z値

妻学歴

専門・短大卒ダミー

0.0004

0.001

0.01

0.06

0.16

0.42

0.01

0.02

0.07

ref:中高卒

大卒ダミー

−0.14

−0.35

−2.58

**0.40

1.06

2.25

**0.44

1.17

2.53

**

夫学歴


0.03

0.07

0.7

0.29

0.77

1.74

*0.22

0.55

1.35

ref:中高卒

大卒ダミー

0.06

0.16

1.83

*0.19

0.55

1.33

0.22

0.57

1.52

法律ダミー

ref:均等法施行以前に結婚

均等法施行から育児休業法施行

以前までに結婚

−0.03

−0.08

−0.71

育児休業施行から均等法改正ま

でに結婚

−0.12

−0.30

−1.9*

均等法改正後結婚

−0.35

−0.90

−3.07

***

−0.11

−0.29

−0.54

−0.18

−0.48

−0.83

1期前の妻の企業規模ダミー100人以上-999人以下

−0.21

−0.63

−1.83

*−0.15

−0.41

−1.27

ref:99人以下

1,000人以上

−0.30

−1.02

−2.1*

*−0.16

−0.44

−1.04

官公庁

−0.43

−1.89

−3.45

***

−0.47

−1.82

−3.41

***

妻の1期前の対数賃金率

−0.94

−2.58

−4.41

***

−0.72

−1.87

−3.71

***

妻の1期前の労働時間

0.00

−0.01

−0.12

0.01

0.03

0.72

夫の年間所得の対数値

−0.04

−0.11

−0.19

−0.11

−0.30

−0.55

夫の労働時間

−0.05

−0.13

−1.41

−0.01

−0.03

−0.31

親との同居

同居ダミー

−0.33

−1.29

−2.23

**−0.32

−1.01

−1.97

**ref:県内外，親死亡

準同居・近所ダミー

−0.30

−0.83

−2.37

**−0.26

−0.67

−2.09

**

妻本人の出生年

0.01

0.03

0.57

失業率

0.11

0.27

2.25

**0.13

0.36

0.9

0.19

0.50

1.33

学卒時失業率

0.04

0.11

1.32

−0.15

−0.41

−1.05

−0.02

−0.06

−0.15

定数項

−0.77

−2.07

**20.09

3.07

***

−44.95

−0.44

サンプル数

1217

120

122

対数尤度

−827.70

−53.23

−61.13

注）1．***，**，*はそれぞれ1％，5％，10％水準で統計的に有意であることを示す．

2．推計1は，分析期間は1974年から2006年までとなっており，履歴データも使用している．

推計2，3は，分析期間は1993年から2006年までとなっており，パネル調査期間中に結婚したサンプルのみを分析の対象としている．

業を促そうとする．また学校卒業時の失業率も説明変数に加えたが，これは学校卒業時に雇用情勢が悪化しており，満足のいく企業に就職できなかった人が多い世代では，その後の離職率が高くなる傾向が見られるとの指摘を考慮してのことである（黒澤・玄田[2001]）．このほかに個人属性を示す変数として，本人，および夫の学歴をダミー変数として入れた．推計方法は，プロビット推計を用いた．推計 1の結果を見ると，妻本人の学歴が大卒であると，中卒・高卒の人に

比べて，離職率は低く，継続就業率は高いことがわかる．また夫が大卒であると，世帯主所得が高いことを反映してか，中卒・高卒に比べ妻の離職率は高い．それでは法律の効果はどうか．均等法施行前に結婚した人に比べ，均等法施行後に結婚した人の離職率は若干低いが，統計的には有意ではない．しかし育児休業法施行後に結婚した人，さらに改正均等法施行以降に結婚した人の離職率はそれ以前に比べ有意に低く，法律施行の効果は近年徐々に高まっているといえよう．他方，雇用情勢の影響はどうか．これには 2つの影響が考えられる．1つ

は，先にも述べたように，企業の対応の効果であり，景気が回復すれば労働者を確保しようとし，引止めにかかることから継続就業しやすい状況が生まれ，離職率は下がると予想される．もう 1つは労働者側の行動の影響であり，雇用情勢が好転し人手不足の状況になれば，一度仕事を辞めてもすぐに再就職先を見つけられることから，離職のコストは低く，離職率が上昇するという効果である．推定結果を見ると，失業率の係数はプラスになっており，失業率が高いと離職率が有意に上昇することがわかる．このことから 2つの効果のうち，前者の企業対応，すなわち人材確保のため継続就業を促進しようとすることが，強い影響力をもっていることがわかる．失業率の影響を法律の限界効果と比較すると，改正均等法施行の影響は，失業率が約 3％上昇すると，相殺されてしまうことになる．女性の継続就業を支援するうえで，法的な支援とともに，企業の運用面における取り組みが重要であることが確認された．労働時間や賃金の効果についてはどうか11)．図表 14-13 の推計 2 には，調査開始後に結婚した女性について，正規就業を続けているかどうかを推計した結果が示されている．この推計では，調査開始前にすでに結婚していた

498

人については，これらの情報がないため，均等法や育児休業法の施行前に結婚したサンプルは含まれていない．結婚前の雇用条件の影響について見ると，時間当たり賃金率が高い人ほど

継続就業する傾向が強く，離職していない．この効果は統計的にも有意になっている．他方，労働時間は，本人の労働時間が長ければ長いほど離職する可能性は高く，また夫の労働時間が長ければ長いほど，やはり離職する可能性は高い．それだけ妻の継続就業の推進には，夫の労働時間が影響し，ワーク・ライフ・バランスの促進が必要であることがわかる．ただし，これらの効果は，統計的には有意になっていない．夫の年間所得も高いほど，妻は離職する傾向にあるが，これもまた有意な効果にはなっていない12)．これに対し，妻の勤め先の企業規模の影響は大きく，大企業ほど，さらには民間企業より官公庁の方が，継続就業支援の制度が整っており，また実際にそれを利用する人は多く，明らかに離職率は低い．こうした要因をコントロールした結果，本人の学歴の効果は先ほどのものから逆転し，大卒の方が離職しやすいという結果になっている．本人の属性で注目されるのは，親と同居，あるいは準同居している世帯の方が，妻の離職率は明らかに低い．推計 1，推計 2が正規雇用を続けているかどうかについての分析であった

のに対し，推計 3は同一企業で勤め続けているかどうかについて推計したものである．企業規模の影響は縮小しているものの，雇用条件等の影響は推計2とほとんど変わっていない．

5.3 出産による離職行動の実証分析出産を機に仕事をやめる女性は依然として多い．厚生労働省「第 1 回 21

世紀出生児縦断調査」[2002]によると，出産 1年前に有職者だった女性の第1子出産半年後の就業状態は，常勤 23.9％，パート・アルバイト 3.7％，自営業等 4.5％となっており，仕事をもっている人を合計しても 32.2％に過ぎない．この比率は，常勤であった人に限っても 40.2％にとどまっており，


11) ここでは転職をしないかぎり，正規雇用者は労働時間を自分の都合に合わせ自由に選択することはできず，企業から指定されたものとして，これを受け入れるか，それを拒否して企業を辞めるかの二者択一に迫られていると想定する（小尾[1969]，樋口[1991]）．12) 労働時間の長さが男女の離職率に与える影響については，樋口・阿部[1992]を参照されたい．

59.8％の人が仕事を辞めている．従業員規模 5人以上の事業所を対象として調査した女性の育児休業取得率

は，1996 年の 49.1％から 2005 年には 72.3％に上昇したという（厚生労働省「女性雇用管理基本調査」）．これに従うかぎり，多数の女性が育児休業を取って仕事を続けているように思える．だが，この育児休業取得率は出産時に企業で働いていた女性の取得率であり，それ以前の妊娠の段階で会社を辞めてしまった女性は分母，分子，ともに含まれない．出産 1年前に有職者だった人のなかには，妊娠中に辞めた人も多く，先の統計でも出産半年後に仕事をもっている人は 32.2％に過ぎない．ましてや出産半年後の有業者のなかには，育児休業中の女性が多数含まれているから，実際に復職し，その後も仕事を続けているかどうかを調べるには，1 年後，2 年後の就業状態を見る必要がある．そこで家計研パネルにより，第 1子出産前年に正規雇用就業していた人に

ついて，出産後 2年目における正規雇用就業率を見ると，均等法施行以前に出産した人では 35％，それ以降，育児休業法施行前に出産した人では 34％，育児休業法施行後，改正均等法までに出産した人では 27％，改正均等法以降は 45％となっている．近年，仕事を続ける女性は増えてきたが，一貫して増加傾向にあるわけではない．しかも，現在でも 55％の女性が出産前に就いていた正規雇用を辞めていることになる．はたして，女性の出産後の継続就業にどのような要因が影響しているのか13)．図表 14-14 は第 1子を出産したと回答した女性のうち，前年の調査で正規

雇用就業していた人にサンプルを絞り，出産後 2年目に正規雇用を続けている人をゼロ，辞めた人を 1とするダミー変数をとり，被説明変数として推計したプロビット分析の結果を示している．結婚後の離職についての推定と同様，ここでも各種の法律の効果を見るため履歴情報を含む長期データと，各個人の属性や経済変数の効果を見るための調査開始以降に出産した短期データの 2つのサンプルグループに分け，推計を行った．推定 1は，長期データに基づく推計結果である．結婚後の離職に関する推

500

13) 育児休業制度が女性労働者の出産に与える効果を分析したものとして，樋口[1994b]，森田・金子[1998]，駿河・西本[2002]，滋野・松浦[2003]，坂爪・川口[2007]，Toda, Kurosawa, andHiguchi[2007]等がある．


図表14-14第1子出産後の離職行動に関するプロビット分析の結果

推定1

推定2

推定3

推定4



履歴データを含まないサンプル履歴データを含まないサンプル

説明変数

限界効果

係数

z値限界効果

係数

z値限界効果

係数

z値限界効果

係数

z値妻学歴


−0.01

−0.02

−0.17

−0.01

−0.02

−0.17

−0.10

−0.30

−0.77

−0.08

−0.23

−0.61

ref:中高卒

大卒ダミー

−0.26

−0.66

−3.42

***

−0.24

−0.61

−3.16

***

−0.52

−1.44

−2.72

***

−0.45

−1.20

−2.34

**

夫学歴


0.04

0.12

0.82

0.04

0.11

0.74

0.00

0.01

0.02

0.08

0.23

0.59

ref:中高卒

大卒ダミー

0.14

0.39

3.09

***

0.14

0.39

3.11

***

0.19

0.57

1.28

0.15

0.43

1.04

法律ダミー

ref:均等法施行以前に出産均等法施行から育児休業法

施行以前までに出産

−0.001

−0.003

−0.02

育児休業施行から均等法改

正までに出産

−0.002

−0.005

−0.02

均等法改正後出産

−0.33

−0.86

−2.20

**−0.43

−1.61

−2.31

**−0.36

−1.21

−1.82

*妻の出生年

0.02

0.05

0.89

ref:育児休業以前に出産

育児休業法施行後出産

0.56

1.88

2.66

***

育児休業法ダミー

×失業率

−0.22

−0.59

−2.4*

*

1期前の妻の企業規模ダミー100人以上-999人以下

−0.74

−2.40

−3.83

***

−0.60

−1.72

−3.36

***

ref:99人以下

1000人以上

−0.62

−1.77

−2.84

***

−0.48

−1.30

−2.32

**

妻の1期前の労働時間

0.08

0.23

2.15

**0.08

0.24

2.25

**夫の年間所得の対数値

−0.05

−0.14

−0.28

0.11

0.31

0.67

夫の労働時間

−0.05

−0.14

−1.47

−0.05

−0.15

−1.64

親との同居

同居ダミー

−0.42

−1.15

−2.42

**−0.38

−1.01

−2.26

**ref:県内外，親死亡


−0.19

−0.57

−1.45

−0.11

−0.31

−0.84

失業率

0.09

0.24

1.34

0.12

0.32

1.46

0.45

1.34

2.67

***

0.31

0.90

1.95

*学卒時失業率

0.10

0.28

1.79

*0.08

0.22

1.46

0.07

0.21

0.39

0.29

0.84

1.66

定数項

−0.95

−1.54

−1.01

−1.51

−3.82

−1.01

−97.49

−0.95

サンプル数

664

664

117

117

対数尤度

−414.27

−415.73

−46.32

−52.56


2．推定1，2は，分析期間は1974年から2006年までとなっており，履歴データも使用している．

推定3，4は，分析期間は1993年から2006年までとなっており，パネル調査期間中に第1子を出産したサンプルのみを分析の対象としている．

計結果と同様，妻の学歴が大卒であると中高卒に比べ継続就業する人が多く，離職率は有意に低い．夫が大卒であると，逆に離職率は有意に高くなっている．法律の効果に注目すると，均等法施行前に比べ，均等法施行後に出産した女性，あるいは育児休業法施行後に出産した女性の離職率は低いが，統計的に有意な結果にはなっていない．しかし改正均等法施行後になると，離職率は有意に低下している．他方，失業率の影響を見ると，学卒時にしろ，出産時にしろ，失業率が高いほど，離職率は高くなっている．推定 2では，育児休業法の施行により，それ以前に比べ失業率が同じよう

に上がっても，出産後の離職率は抑制されるようになったかを検討するため，両者のクロス項を説明変数に加えた．これを見ると，育児休業法ダミーはプラスの係数をとっているが，失業率とのクロス項の係数はマイナスであり，失業率が 3.2％を超えると，育児休業法施行後の方が離職率は抑制されるようになったことがわかる14)．推定 3 は調査が開始された 1993 年以降に第 1 子を出産したサンプルを

使って推計した結果である．妻本人の学歴は，推定 1，推定 2と同様，大卒の方が離職率は低くなっているが，夫の学歴の効果は，夫の年間収入を説明変数に加えたことにより，有意ではなくなっている．また結婚後の離職率と同様，企業規模が大きい方が出産後も離職率は低く，親と同居している方が低い．他方，経済変数の効果についてはどうか．夫の年間所得は高く，労働時間

は長い方が離職率は低くなっているが，有意ではない．統計的に有意な結果を得ているのは，妻本人の労働時間であり，これが短い方が仕事を辞める人は少ない15)．ここでもワーク・ライフ・バランスの重要性が確認される．法律と失業率の効果を見ると，均等法の改正は女性の離職率を有意に引き

下げたという結果になっているが，同時に失業率はこれを逆に引き上げる効果をもつことがわかる．推定された係数によると，均等法施行の効果は失業率が 1.2％上昇すると相殺されてしまう．それだけ労働需給が緩み，企業が人材の確保に力を注がなくなると，育児休業の制度はあっても，利用しづら

502

14) 樋口[1994b]は育児休業制度をもっている企業割合の高い産業と低い産業で，離職率にどの程度の差があるかを検討している．15) 妻の出産前の賃金を回答しているサンプルが少ないため，この変数を除いて推計を行った．

く，妊娠中，あるいは出産後，離職する女性は増えることになる．法律の改正による継続就業支援策の強化とともに，経済成長による労働需給の改善，さらにはこれに基づく企業の運用面における継続支援の工夫が女性の継続就業を促進させるには不可欠であることがわかる．推定 4は，出産後も正規就業を続けているかだけではなく，同一企業で仕

事を続けているかについて推計したものである．符号や統計的有意性は，推定 3とほとんど変わっていない．いま，育児休業制度の離職行動に与える影響がどのように変化してきたか

について，慶應パネルを使って調べてみたい．第 1子出産時に育児休業制度が利用可能であったと答えた女性の比率は，時系列的に上昇している．91年以前に出産した女性では，この比率は 27.5％であったのが，92-94 年では25.9％に一時下がったが，95-99 年になると 39.9％に大きく上昇し，さらに2000 年以降になると 47.4％に上昇している．それだけ 92 年に施行された育児休業法は少なからずこの制度の普及に貢献したといえる．だがその一方，依然として制度が導入されていない企業（あるいは導入されていても，本人がそれを利用可能であるかどうか知らない女性）が，多数存在していることがわかる．他方，育児休業制度を導入している企業が増加するにつれ，これを利用し

て継続就業する女性は増加してきたのだろうか．図表 14-15 は第 1子出産時


0

10

20

30

4042.86

30.91

50

20.4118.0723.73

50

60

1992-1994年に第1子出産

1995-1999年に第1子出産

2000年以降に第1子出産

（%）

育児休業制度が規定されている場合の継続就業率育児休業制度が規定されていなかった場合の継続就業率

図表 14-15 育児休業制度の利用可能性別，第 1子出産後の女性継続就業率

に育児休業制度が利用可能であることを知っていた人と，利用可能ではなかった人，あるいは利用可能であるかどうかを知らなかった人とに分け 1年後の継続就業率を示している．両者を比較すると，どの時点をとっても，企業に育児休業制度があったとした人の方が継続就業率は高く，育児休業法による制度導入やその周知が全体の継続就業率向上に貢献したことは間違いない．しかし同時に時系列的な動きを見ると，制度さえ導入すれば，自動的に継

続就業率が上昇するわけではないこともわかる．むしろ制度の導入とともに，それをいかにして利用しやすくしていくかといった企業の環境整備や運用上の工夫が重要である．たとえば，全体の継続就業率の動きを見ると，育児休業制度を設ける企業が増えたからといって，継続就業率が時系列的に一貫して上がってきたわけではない．むしろこれが上昇するようになったのは2000 年以降のことである．同じことは育児休業制度が利用可能であることを知っていた人に限っても

いえる．景気停滞が続いた 90 年代にあっては，制度はあっても継続就業率は低下し，景気が回復し人材確保の必要性が企業によって認識されるようになってから，継続就業率は大きく上昇するようになった．育児休業制度をもっていない企業では 2000 年以降もさほど継続就業率は上昇していないのに比べ，制度をもっている企業では大きく上昇した．すなわち法制度が整備され制度が導入されるとともに，景気が回復し人材確保の重要性が認識されるようになると，経済圧力が加わり，利用しやすい環境が整備され，効果が発揮されるようになるということができよう．育児休業制度のある企業では，人手不足のとき，この制度の存在を社員に

周知させ，利用しやすくすることによって継続就業を促す．しかしこの制度がない企業では，人手不足の状況になっても，こうした試みはなされていない．政策的には，育児休業制度のある企業における制度運用改善の支援とともに，これをいまだもっていない企業の制度導入を促進していくボトムアップの施策が必要となろう．

5.4 出産後の再就職行動の実証分析出産により無職になった女性のその後の再就職は，どのような要因に影響

504


図表14-16第1子出産後の再就職に関するサバイバル分析の結果

推定1

推定2

推定3

無業→雇用就業

無業→正規就業

無業→雇用就業

説明変数

係数

z値

係数

z値

係数

z値

妻学歴


−0.09

−0.83

−0.30

−0.89

−0.397

−1.51

ref:中高卒

大卒ダミー

−0.38

−1.84

*−1.13

−1.08

0.106

0.29

夫学歴


−0.05

−0.33

0.48

1.30

−0.121

−0.39

ref:中高卒

大卒ダミー

−0.36

−3.08

***

−0.59

−1.45

−0.653

−2.26

**

夫の労働条件に関する変数夫の年間所得の対数値

−0.492

−2.54

**夫の労働時間

−0.002

−0.03

1期前の親との同居

同居ダミー

0.206

0.54

ref:県内外，親死亡


−0.078

−0.31

法律ダミー

ref:均等法施行以前に出産

均等法施行から育児休業法施行以前まで

に出産

0.25

1.88

*−0.35

−0.95

育児休業施行から均等法改正までに出産

0.67

3.50

***

−0.27

−0.44

均等法改正後出産

0.80

3.18

***

−0.22

−0.25

0.179

0.74

失業率

−0.32

−4.39

***

−0.30

−1.50

−0.387

−1.68

*定数項

−2.85

−13.85*

**−4.25

−7.26

***

1.219

0.73

観察数

6526

9664

1122

サンプル数

755

755

239

対数尤度

−833.4

−196.0

−161.09


推定ではハザード関数をワイブル分布に特定化している．

2．推定1，2は，分析期間は1974年から2006年までとなっており，履歴データも使用している．

推定3は，分析期間は1993年から2006年までとなっており，パネル調査期間中に結婚したサンプルのみを分析の対象としている．

されているのだろうか．出産からの時間の経過とともに，就業状態がどのように変わっていくかを分析するため，前項までのプロビット分析とは違って，ハザード関数をワイブル分布に特定化したサバイバル分析を行うことによって，その効果を推計してみよう16)．ここでは正規雇用に就業するのか，パート雇用に就業するのかを識別するため，まずパートを含め，就業形態にかかわらず，雇用者として就業するのかを推計し，続いて正規雇用就業に限ったときの推計を行う．図表 14-16 の推定 1は，出産後無業だった人が，その後，パートを含め雇

用者として就業しているかどうかについて推計したものである．この推計は，調査開始前に出産したサンプルを含んでおり，履歴情報をも用いて行われた．推定結果を見ると，本人にしろ，夫にしろ，学歴が高いほど再就職する人は少なく，一度仕事を辞めてしまうと専業主婦でいる確率は高い．他方，法律の効果を見ると，均等法施行前に比べ，施行後に出産した人の方が，さらに育児休業法施行後，あるいは改正均等法施行後の方が，一度仕事を辞めても，再就職する人は多いことがわかる（推定 1の係数を使ったシミュレーション

506

16) くわしくは北村[2005]を参照のこと．

0

10

20

30

40

50

60

70

80

90

100

1 2 3 4 5第1子出産後からの経過年数

（％）

6 7 8 9 10

妻，夫ともに大卒，均等法施行以前（1986年以前）に出産，失業率4.0％

妻，夫ともに大卒，均等法施行後から育児休業法施行以前に出産，失業率4.0％

妻，夫ともに大卒，育児休業法施行後（1993年以降）から改正均等法施行以前に出産，失業率4.0％

妻，夫ともに大卒，改正均等法施行後（1997年以後）に出産，失業率4.0％

第１子出産後無業であった

女性の比率

第１子出産後雇用就業について

いた女性の比率

図表 14-17 第 1子出産後の再就業に関するサバイバル分析：シュミレーション

結果が図表 14-17 に示されている）．他方，失業率は女性の再就職に大きな影響を与えており，これが低く人手不足の状況においては再就職する人が有意に増える．これに対し，正規雇用に限定した推定 2になると，推定結果は大きく変わ

る．統計的に有意な係数をとっている変数は定数項以外に見当たらない．ということは推定 1 で指摘した内容はパートタイム就業に当てはまるものであって，正規雇用については法律の効果や失業率からの影響は確認されず，正規雇用への再就職率は上がってきているわけではない．推定 3 は世帯属性の効果を検討するため，調査の開始された 1993 年以降

に第 1子を出産し，無業であったサンプルに限定して推計を行ったものであり，パートを含む雇用全体への再就職を分析したものである．夫の年間所得の効果を見ると，統計的に有意であり，これが高い世帯ほど妻の再就職率は低い．この変数が加えられたことにより，大卒女性の再就職率は低いという傾向は見られなくなった．また改正均等法施行後，再就職率が高まっているという傾向は見られなくなる一方，失業率については有意性が低下したものの，依然としてこれが高いと再就職する女性は減少する傾向が確認された．

6 結びにかえて

本稿では女性の職場における活躍にとって仕事と生活の両立支援が重要であるとの視点から，バブル期以降の継続就業の状況について観察し，政府による支援や経済状況の変化がこれにどのような影響を与えてきたかについて検討してきた．その結果，出産後の女性の継続就業率は上昇の一途をたどってきたわけではなく，紆余曲折があったことがわかった．そして，そのことは女性就業が政策の影響とともに，景気からも少なからず影響を受けてきたことを示す．今後，両立支援策の効果を強め，着実に継続就業率を高めていくには，次のようなことがいえよう．いま，女性の人材活用について企業の実態を見ると，二極化の傾向がうか

がえる．女性の人材活用に力を注いでいる企業は，ますますこれを促進しようと，運用面も含め，いろいろな対策を講じている．そうした企業では継続就業率も高まり，女性管理職も増加している．しかしその一方，これに真剣


に取り組む企業は必ずしも急増しているわけではなく，「ポジティブ・アクション」を実施している企業割合は，ここ数年，ほぼ横ばいの状態にあり，また今後，これに取り組むことを決定している企業割合も伸びているわけではない17)．同じことは女性の継続就業支援についてもいえる．その結果，日本全体で見た女性の管理職割合は多少なりとも上昇しているのに，女性管理職のいる企業割合はさほど伸びていない．こうした二極化の状況を見ると，政策的には，すでに女性活用に力を注ぎ，

両立支援や男性の働き方の見直しを含めたワーク・ライフ・バランスを促進しようとしている企業をさらに支援するのと同時に，これに熱心でない企業にもそれに取り組むことの重要性を強調し，促進していかなければならない．このためには，先行している企業の好事例を紹介し，これに取り組むことが，女性労働者はもとより，男性労働者や企業にとってもプラスになることを示していくことも有効であろう．また制度の導入とともに，その運用の仕方や利用のしやすさに関する社内の雰囲気を高めていくため，経営者のリーダーシップとともに中間管理職や一般社員の意識改革を進めていくことが求められるといえよう．このためには従来の補助金による政策施行とともに，政府はこれに関する実態や目標についての情報を社内外に公開する義務を企業に課し，社内での労使の協議を促進していく枠組みの創設を検討してもよいかもしれない．わが国における今後の急激な少子高齢化の進展を考えると，企業にとって

もこれまで以上に高齢者とともに女性の人材活用が重要になることはいうまでもない．このことは社会の活力維持のためにも不可欠である．職場や家庭における明確な性別役割分担の見直しとこれに基づくワーク・ライフ・バランス促進のための企業や社会のインフラの不足を改善していくことが，日本社会にとって喫緊の課題になっている．

参考文献

赤林英夫[2003]，「社会保障・税制と既婚女性の労働供給」，国立社会保障・人口問題研究所編『選択の時代の社会保障』東京大学出版会，pp. 113-133．

508

17) この点についてデータを含めた詳細な議論は，樋口[2007]を参照されたい．

安部由起子・大竹文雄[1995]，「税制・社会保障制度とパートタイム労働者の労働供給行動」『季刊社会保障研究』31(2)，pp. 120-134．

安部由起子[1999]，「女性パートタイム労働者の社会保険加入の分析」『季刊社会保障研究』35，pp. 77-95．

今田幸子・池田心豪[2006]，「出産女性の雇用継続における育児休業制度の効果と両立支援の課題」『日本労働研究雑誌』No. 553，pp. 34-44．

岩澤美帆[2004]，「妻の就業と出生行動；1970 年-2002 年結婚コーホートの分析」『人口問題研究』60(1)，pp. 50-69．

大石亜希子[2003]，「有配偶女性の労働供給と税制・社会保障制度」『季刊社会保障研究』39(3)，pp. 286-300．

太田聡一・照山博司[2003]，「労働力フローデータによる就業および失業の分析」『経済分析』168，pp. 125-189．

小尾恵一郎[1969]，「臨界核所得分布による勤労家計の労働供給の分析」『三田学会雑誌』62(1)（1969/01/00），pp. 17-45．

家計経済研究所編[1994]，「消費生活に関するパネル調査」大蔵省印刷局．加藤久和[2000]，「出生・結婚および労働市場の計量分析」『人口問題研究』56(1)，pp.38-60．

北村行伸[2005]，『パネルデータ分析』岩波書店．黒坂佳央・浜田宏一[1984]，『マクロ経済学と日本経済』日本評論社．黒澤昌子・玄田有史[2001]，「学校から職場へ――「七・五・三」転職の背景」『日本労働研究雑誌』第 490 号．

黒田祥子[2002]，「わが国失業率の変動について――フロー統計からのアプローチ」『金融研究』21(4)，日本銀行金融研究所，pp. 153-201．

黒田祥子・山本勲[2007]，「労働供給弾性値はどのように変化したか？――マクロとマイクロの双方の視点から」PIE/CIS Discussion Paper No. 339，一橋経済研究所．

玄田有史[2007]，「若年無業の経済学的再検討」『日本労働研究雑誌』No. 567，pp. 97-112．厚生労働省（旧労働省）[1999]，「平成 11 年度版労働経済の分析」．小原美紀[2001]，「専業主婦は裕福な家庭の象徴か？――妻の就業と所得不平等に税制が与える影響」『日本労働研究雑誌』No. 493，pp. 15-29．

小原美紀[2007]，「夫の失業リスクと妻の労働供給」，林文夫編『経済停滞の原因と制度』勁草書房，pp. 325-340（第 11 章）．駒村康平[1996]，「保育需要の経済分析」『季刊社会保障研究』32(2)，pp. 210-223．坂田圭・C. R. McKenzie[2005]，「配偶者特別控除の廃止は有配偶女性の労働供給を促進したのか」KEIO UNIVERSITY MARKET QUALITY RESEARCH PROJECT（A 21stCentury Center of Excellence Project）KUMQRP DISCUSSION PAPER SERIES,DP2005-020．

坂爪洋美[2002]，「ファミリー・フレンドリー施策と組織のパフォーマンス」『日本労働研究雑誌』No. 503，pp. 29-42．

坂爪聡子・川口章[2007]，「育児休業制度が出生率に与える影響」『人口学研究』第 40 号．桜健一[2006]，「フローデータによるわが国労働市場の分析」日本銀行ワーキングペーパーシリーズ，No. 06-J-20．


佐藤一磨・馬欣欣[2007]，「育児休業制度の制度変更が女性の継続就業へ及ぼす影響」KEIO UNIVERSITY MARKET QUALITY RESEARCH PROJECT（A 21st CenturyCenter of Excellence Project）KUMQRP DISCUSSION PAPER SERIES, DP2007-024．

四方理人・馬欣欣[2006]，「90 年代の両立支援策は有配偶女性の就業を促進したのか」，樋口美雄・慶應義塾大学経商連携 21 世紀 COE編『日本の家計行動のダイナミズム[Ⅱ]税制改正と家計の対応』慶応義塾大学出版会．

滋野由紀子[1996]，「出生率の推移と女子の社会進出」『大阪大学経済学』45(3･4)，pp.65-74．

滋野由紀子・大日康史[1999]，「保育政策の出産の意思決定と就業に与える影響」『季刊社会保障研究』35(2)，pp. 192-207．

滋野由紀子・大日康史[2001]，「育児支援策の結婚・出産・就業に与える影響」，岩本康志編『社会福祉と家族の経済学』東洋経済新報社．

滋野由紀子・松浦克己[2003]，「出産・育児と就業の両立を目指して――結婚・就業選択と既婚・就業女性に対する育児休業制度の効果を中心に」『季刊社会保障研究』39(1)，pp. 43-54．

滋野由紀子[2006]，「就労と出産・育児の両立――企業の育児支援と保育所の出生率回復の効果」，樋口美雄・財務省財務総合政策研究所編『少子化と日本の経済社会―― 2 つの神話と 1つの真実』日本評論社，第 3章，pp. 81-109．

滋野由紀子・大日康史[2001]，「育児休業制度の女性の結婚と就業継続への影響」『日本労働研究雑誌』No. 459，pp. 39-49．

清水谷諭・野口晴子[2004]，「保育サービスの利用は女性労働供給をどの程度刺激するか？――ミクロデータによる検証」ESRI Discussion Paper Series, No. 89．

新谷由里子[1998]，「結婚・出産期の女性の就業とその規定要因――1980 年代以降の出生行動の変化とその関連より」『人口問題研究』54(4)，pp. 46-62．駿河輝和・西本真弓[2002]，「育児支援策が出生行動に与える影響」『季刊社会保障研究』37(4)，pp. 371-379．

駿河輝和・張建華[2003]，「育児休業制度が女性の出産と継続就業に与える影響について――パネルデータによる計量分析」『季刊家計経済研究』第 59 号，pp. 56-63．武石恵美子[2006]，「企業からみた両立支援策の意義――両立支援策の効果研究に関する一考察」『日本労働研究雑誌』No. 553，pp. 19-33．張建華・七条達弘・駿河輝和[2000]，「出産と妻の就業の両立性について――「消費生活に関するパネル調査」による実証分析」『季刊家計経済研究』第 51 号，pp. 72-78．塚原康博[1995]，「育児支援政策が出生行動に与える効果について：実験ヴィネットアプローチによる就業形態別出生確率の計量分析」『日本経済研究』28 巻，pp. 148-161．

戸田淳仁[2007]，「出生率の実証分析――景気や家族政策との関係を中心に」RIETI Dis-cussion Paper Series, 07-J-007．

永瀬伸子[1997a]，「既婚女性の就業と保育政策」『労働市場研究会報告書』．永瀬伸子[1997b]，「女性の就業選択――家庭内生産と労働供給」，中馬宏之・駿河輝和編『雇用慣行の変化と女性労働』東京大学出版会．中田喜文[1997]，「日本における男女間賃金格差の要因分析」，中馬宏之・駿河輝和『日本の雇用慣行と労働市場』東洋経済新報社，pp. 170-200．

510

中田喜文[2002]，「男女間賃金格差は縮小したのか」『日本労働研究雑誌』No. 501．樋口美雄[1991]，『日本経済と就業行動』東洋経済新報社．樋口美雄[1994a]，「調査の目的と方法」，家計経済研究所編『消費生活に関するパネル調査』大蔵省印刷局．

樋口美雄[1994b]，「育児休業制度の実証分析」，社会保障研究所編『現代家族と社会保障――結婚・出生・育児』東京大学出版会．

樋口美雄[1995]，「「専業主婦」保護政策の経済的帰結」，八田達夫・八代尚宏編『「弱者」保護政策の経済分析』日本経済新聞社，pp. 185-219．

樋口美雄[2000]，「女性労働と出生力」，厚生科学研究政策科学推進研究事業平成 11 年度報告書『少子化に関する家族・労働政策の影響と少子化の見通しに関する研究』第 2章．

樋口美雄[2001]，『雇用と失業の経済学』日本経済新聞社．樋口美雄[2007]，「女性の就業継続支援策：法律の効果・経済環境の効果」『三田商学研究』50(5)，2007 年 12 月．

樋口美雄[2008]，「二極化する労働市場――高質な労働市場の構築を目指して」『経済セミナー』September, 2008, pp. 16-22．

樋口美雄・清家篤・早見均[1987]，「労働市場――男女労働力の就業行動の変化」，浜田宏一・黒田昌裕・堀内昭義編『日本経済のマクロ分析』東京大学出版会，pp. 263-285．

樋口美雄・阿部正浩[1992]，「労働時間制度と従業員の企業定着率」『経済研究』43(3)，pp. 203-213．

樋口美雄・阿部正浩・Waldfogel, J. [1997]，「日米英における育児休業・出産休業と女性就業」『人口問題研究』53(4)，pp. 49-66．

樋口美雄・阿部正浩[1999]，「経済変動と女性の結婚・出産・就業のタイミング固定要因と変動要因の分析」，樋口美雄・岩田正美編『パネルデータからみた現代女性結婚・出産・就業・消費・貯蓄』東洋経済新報社．

樋口美雄・酒井正[2004]，「均等法世代とバブル崩壊後世代の就業比較」，樋口美雄・太田清・家計経済研究所編『女性たちの平成不況――デフレで働き方・暮らしはどう変わったか』日本経済新聞社．

樋口美雄・太田清・家計経済研究所[2004]，『女性たちの平成不況――デフレで働き方・暮らしはどう変わったか』日本経済新聞社．

馬欣欣[2005]，「出産・育児と日本女性の就業行動の分析」KEIO UNIVERSITY MAR-KET QUALITY RESEARCH PROJECT（A 21st Century Center of Excellence Project）KUMQRP DISCUSSION PAPER SERIES, DP2005-024．

松浦克己・滋野由紀子[1996]，「年齢階層別出産選択と既婚女子の就業行動」，松浦克己・滋野由紀子『女性の就業と富の分配』日本評論社，pp. 25-65．

三谷直紀[1996]，「均等法施行後の女性雇用」『日本労働研究雑誌』No. 433，pp. 24-36．森田陽子[2004]，「子育て費用と出生行動に関する分析」『日本経済研究』No. 48，pp.34-57．

森田陽子[2005]，「育児休業法の規制的側面――労働需要への影響に関する試論」『日本労働研究雑誌』No. 536，pp. 123-136．

森田陽子[2006]，「子育てに伴うディスインセンティブの緩和策」，樋口美雄・財務省財務総合政策研究所編『少子化と日本の経済社会』日本評論社，第 2章，pp. 49-75．


森田陽子・金子能宏[1998]「育児休業制度の普及と女性雇用者の勤続年数」『日本労働研究雑誌』No. 459，pp. 50-62．

山口一男[2004]，「少子化の決定要因と対策について――夫の役割，職場の役割，政府の役割，社会の役割」『家計経済研究』66，pp. 57-67．

山口一男[2005]，「女性の労働力参加と出生率の真の関係について：OECD 諸国の分析」RIETI Discussion Paper Series, 05-J-036．

脇坂明[1999]，「育児休業利用に関する企業・事業所の違い」『岡山大学経済学会雑誌』30(4)．

Aigner, D. J. and Glen G. Cain. [1977], “Statistical Theories of Discrimination in LaborMarkets,” Industrial and Labor Relations Review, 30(2), pp. 175‒187.

Ohbuchi, H. [1982], “Empirical Tests of the Chicago Model and the Easterlin Hypothesis:A Case Study of Japan.” Jinkogaku-Kenkyu, 5, pp. 8‒16.

Ohbuchi, H. [1988], “The Quantity and Quality of Children, Labor Supply and Wages ofMarried Women in Postwar Japan,” Jinkougaku-Kenkyu,11, pp. 5‒14.

Phelps, E. S. [1972], “The Statistical Theory of Racism ans Sexism.” American EconomicReview, 62(4), pp. 659‒661.

Toda, A., M. Kurosawa and Y. Higuchi [2007], “Overwork and Fertility Decline in Japan”KEIO UNIVERSITY MARKET QUALITY RESEARCH PROJECT (A 21st CenturyCenter of Excellence Project) KUMQRP DISCUSSION PAPER SERIES, DP2007‒032.

512

14 女性就業・少子化 - ESRI14 女性就業・少子化 樋口美雄 佐藤一磨 要旨 本稿の目的は，バブル経済以降，労働市場における女性の役割がいかに変

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14 女性就業・少子化 - ESRI14 女性就業・少子化樋口美雄佐藤一磨要旨本稿の目的は，バブル経済以降，労働市場における女性の役割がいかに変