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ESRI Discussion Paper Series No.181
少子化社会におけるワーク・ライフ・バランスと幸福感
―非線形パネルによる推定― by
白石 小百合・白石 賢
April 2007
内閣府経済社会総合研究所 Economic and Social Research Institute
Cabinet Office Tokyo, Japan
ＥＳＲＩディスカッション・ペーパー・シリーズは、内閣府経済社会総合研究所の研
究者および外部研究者によって行われた研究成果をとりまとめたものです。学界、研究
機関等の関係する方々から幅広くコメントを頂き、今後の研究に役立てることを意図し
て発表しております。 論文は、すべて研究者個人の責任で執筆されており、内閣府経済社会総合研究所の見
解を示すものではありません。
1
少子化社会におけるワーク・ライフ・バランスと幸福感
―非線形パネルによる推定―∗
横浜市立大学 白石小百合∗∗
内閣府 白石賢∗∗∗
2007 年 4 月
要旨
少子化の議論では子育てのいわゆる「負担感」が強調されているが、その内容は育児コ
ストや機会費用といった金銭面と子育て不安などの非金銭面の両面があり、少子化にはこ
うした金銭面・非金銭面が共に影響を与えているものと考えられる。そこで「主観的幸福
度」は非金銭的な幸福感、「生活満足度」は金銭面を含んだ幸福感との仮説を立てた上で、
配偶関係・就業状態・子育てが 20～40 歳代の女性の幸福感(主観的幸福度、生活満足度)
に与える影響について Ordered Probit モデルを用いた非線形パネル分析を行ったところ、
所得・消費が高いこと、結婚していること、夫の平日の家事育児時間が長いことは主観的
幸福度と生活満足度を共に高めること、加齢と就業は主観的幸福度と生活満足度を共に低
めるが、子供数は主観的幸福度にはプラス、生活満足度にはマイナスの影響を与えている
ことがわかった。
Key Words:幸福感、少子化、Happiness Equation、Ordered Probit モデル
JEL 分類コード: I3、D1、J1
∗ 本稿は、財団法人家計経済研究所が実施した「消費生活に関するパネル調査」の個票デ
ータを用いた。本稿の作成に当たっては、日本経済学会 2006 年度秋季大会において永井暁
子東京大学助教授、内閣府経済社会総合研究所のセミナーにおいて松浦克己広島大学教授、
黒田昌裕所長から有益なコメントを頂いた。記して感謝したい。残された誤りはもちろん
筆者らの責任である。 ∗∗ 前内閣府経済社会総合研究所客員研究員 ∗∗∗ 内閣府経済社会総合研究所主任研究官
2
Female happiness decision factor related with child care: A non-linear panel analysis
Abstract This paper analyzes female happiness decision factor related with child care using the data of JPSC (Japanese Panel Survey of Consumers). JPSC is targeted for 20-40 females and has questions of subjective happiness and life satisfaction. We establish a hypothesis that subjective happiness is in a non pecuniary domain and life satisfaction is in pecuniary domain and analyze the effects of spouse, work, and number of children related to female happiness -- subjective happiness and life satisfaction -- using non-linear panel analysis. The results of this study are the followings: (1) income, consumption and marital status have significantly positive effects and age and work has negative effects to subjective happiness; (2) number of children has positive effect to subjective happiness, but negative to life satisfaction.
3
目次
１．はじめに・・・・・・・・・・・・・・・・・・・・・・・・・・・ ４
２．先行研究・・・・・・・・・・・・・・・・・・・・・・・・・・・ ６
３．データと計量方法・・・・・・・・・・・・・・・・・・・・・・・ ７
3.1 データ・・・・・・・・・・・・・・・・・・・・・・・・・・・ ７
3.2 計量方法・・・・・・・・・・・・・・・・・・・・・・・・・・ ９
3.3 定式化と予想される符号条件・・・・・・・・・・・・・・・・・１１
４．Ordered Probit モデルによるパネル分析・・・・・・・・・・・・・１２
4.1 推計結果・・・・・・・・・・・・・・・・・・・・・・・・・・１２
4.2 シミュレーション・・・・・・・・・・・・・・・・・・・・・・１６
５．最後に・・・・・・・・・・・・・・・・・・・・・・・・・・・・１７
参考文献・・・・・・・・・・・・・・・・・・・・・・・・・・・・・１８
図・・・・・・・・・・・・・・・・・・・・・・・・・・・・・・・・２２
表・・・・・・・・・・・・・・・・・・・・・・・・・・・・・・・・３５
4
1．はじめに
日本では少子化が進行しており、2005 年の合計特殊出生率は 1.26 まで低下した。少子
化の要因としては晩婚化・未婚化が挙げられ、さらに、出生率の低下の諸要因の中で、女
性の就業と就業等の関係から、子どもを持つことの機会費用の増大が出生率を引き下げる
ことが多くの実証分析から明らかにされている。これに対する政策対応としては、女性の
子育てと就業の両立支援、子育てコストの低減、男女の役割意識などの観点から多数の提
言がなされてきたが(伊達・清水谷[2004])、総合的な施策につながってはいない。
ここであらためてなぜ人々が晩婚・未婚を選択するかということを考えてみると、結婚
して子供を持つということは将来の機会費用や各種のリスク等を増大させることになり
「効用=幸福感」が低下すると人々が考えていることから1、家族を形成しないことを選択
することを意味する。つまり、結婚前の人々のうち、家族を形成し子どもを育てることを
幸福と捉えられない人々が増加しており、それが少子化の背景にあるのではないかとの仮
説がたてられる。一方現在のわが国では、結婚をすれば概ね 2 人の子供を持つことから2、
結婚という選択を行えば、子供を持つことによる効用の低下は比較的少ない可能性も考え
られるものの、現在では就業と子育てとの両立が必ずしも容易ではないことから、労働市
場からの退出に伴う所得の減少が結婚後の幸福感に関する人々の予想に影響を与えている
ことも考えられる。もし人々の幸福感の内訳やそれらが幸福感に与える影響の程度、そし
て家族形成がなされることによる幸福感の変化といったことが明示できれば、より効果的
な少子化対策にもつながる可能性がある。そこで本稿は従来のアプローチとは異なる新し
い視点として、幸福感と少子化に関する実証研究を行う。
本稿の特徴は 3 点ある。第一は少子化との関連から、配偶関係・就業状態・子育てが 20
～40 歳代の女性の幸福感に与える影響を分析する。分析の対象は結婚・子育て期の女性で
ある。結婚、離婚、出産といったイベントは動的変数である。パネルデータではこうした
イベントの発生と継続の効果の識別が可能となることから、本稿ではパネルデータを利用
する。
第二は、幸福感について、「主観的幸福度 Happiness」と「生活満足度 Life satisfaction」
の 2 種類を検討する。少子化の議論では子育ての「負担感」が強調されている。それらの
負担感は実は、育児コスト、機会費用といった金銭面3と、子育て不安や夫の育児不参加に
伴う妻のストレス等4の非金銭面とに大別できるものと考えられる。子育ての負担感が女性
1 林[2003]は幸福=効用とみなしているが、Frey and Stutzer[2002a]はそれ自体にも議論
があるとしている。 2 もっとも若い世代では夫婦間出生力が低下しているとの指摘もある(国立社会保障・人口
問題研究所ホームページ http://www.ipss.go.jp/syoushika/seisaku/html/111b4.htm) 3 所得と幸福感に関する展望論文として Diener and Seligman[2002]、Frey and Stutzer[2002a]、白石・白石[2006]など。筒井他[2005]は所得が高いほど幸福感は高いも
のの、一定以上の所得を超えると幸福感が低下する、いわゆる「飽和点」があることを指
摘している。 4 Kahneman and Krueger[2006]は米テキサスの働く女性 909 人の日中活動の状況とその活
動に対する感じ方を調査し、被験者が最も楽しいと感じる活動は親しい人々と食事などを
して過ごすこと、一方、子育てと就業は通勤と並んで最も楽しくないと感じる活動である
と報告している。
5
の幸福感を損ない家族形成に関する考え方にも影響を与えているのならば、子供を持つと
いうことが非金銭面と金銭面のどちらの幸福感に影響を与えているかを分析することは少
子化を考える上で有用であろう。ここで幸福感という概念は先行研究において、Happiness、
Well-being(厚生・幸福・健康)、Life satisfaction(生活満足度)などの用語が用いられて
いる(白石・白石[2006])。「主観的幸福度」と「生活満足度」はアンケート調査において回
答者に直接、現在の幸福感を尋ねるものである(Kalmijn and Veenhoven[2005a])。「主観的
幸福度」で用いられている質問は、「全体としてみて、あなたは現在、幸せですか、あるい
は不幸ですか」との質問に対して、回答者が自分の幸福感の感じる度合いに応じて答える
といったものが典型的である。「生活満足度」については、「あなたは現在の生活に満足し
ていますか」である5。色川[2004]は主観的幸福度と生活満足度は密接に関係しているもの
の、主観的幸福度はやや情緒的な側面を強く、生活満足度は情緒面に加えて収入・就業状
況の影響が加味されていることを指摘している。Well-being は「人々の人生の positive
な評価」であり(Diener and Seligman[2004])、「肯定的な感情、関与、満足と価値が含ま
れている」とされており（Seligman[2002])、主観的幸福度と生活満足度の双方を包含する
総合的な感情と位置づけられる。幸福感に関する先行研究では主観的幸福度と生活満足度
を別々に検討することはあまりなされてはいないが6、本稿では総合的な幸福感を「幸福感
Well-being」とし、そのうち非金銭的な側面が強い幸福感を「主観的幸福度 Happiness」、
金銭的な側面が強い幸福感を「生活満足度 Life satisfaction」との仮説を立て、両者の
幸福感について別々に分析を行う7。
第三は本稿で特に着目する配偶関係、就業状態、子育てといった変数については、単に
代表的な説明変数を取り上げるだけではなく、それらの中身について詳細に検討する。す
なわち配偶関係については、配偶関係の状況(有配偶、無配偶の別)に加えて、夫の平日の
家事育児時間を取り上げる8。夫が家事育児に参加していないのは意識面の理由だけではな
く、子育て期にある 20～30 歳代の男性の長時間労働が影響を与えているといわれる。夫の
平日の家事育児時間を取り上げることにより、夫の家庭参加の度合いのみならず、夫の長
時間労働の状況も分析に加えることができる。子育てについては子供数に加え子育ての段
階に着目し、特に金銭面や精神面で負担が大きいと予想される就学前・思春期別に検討す
る。就業状況については、就業の有無に加え、常勤・パートタイム勤務の別に検討する。
従来の経済学では幸福感 Well-being, Happiness, Life satisfaction について明示的
に研究することはなされてこなかったが、最近の流れとして、人々の意識に着目した研究
5 世界価値観調査協会「世界価値観調査 World Value Survey」の質問形式は、主観的幸福
度については ‘Taking all things together, would you say you are happy ? ’であり、
生活満足度は ‘All things considered, how satisfied are you with your life as a whole
these days ? ’である。 6 Blanchflower and Oswald[2000]は、Happiness と Life satisfaction の決定要因に大き
な差はないとしている。 7 白石・白石[2006]では幸福感 Well-being、主観的幸福度 Happiness、生活満足度を Life
satisfaction をすべて「幸福度」としているが、本稿では各々を区別する。 8 子育ての手助けとしては、夫以外にも、親兄弟、友人、地域社会などが考えられるが、
残念ながら家計研パネル調査ではそうした項目が経年的に調査されていないため、本稿で
は分析のフレームワークからは除き夫のみに焦点を絞った。
6
が行動経済学などの分野で行われつつある。幸福度研究 Happiness research は、欧州を
中心とした研究蓄積がある(Frey and Stutzer[2002a]、白石・白石[2006]など)。家族形成
の観点からは Dalgas-Pelish[1993]等があるが、幸福感と少子化を直接的に研究したもの
は欧米でも数少ない。幸福度研究自体、日本では高齢者の幸福感について松浦[2003]、失
業と幸福感について大竹[2004]、また大規模アンケートによる筒井他[2005]など少数が存
在するのみである。少子化と幸福感についての研究は、筆者らが知る限りでは、日本では
本稿が始めての試みである。
以下では本稿の構成について述べる。次節では先行研究を概観し、第 3 節ではデータと
計量方法について述べる。第 4 節では推計結果について述べる。第 5 節では簡単なまとめ
を行う。
2．先行研究
本節では、配偶関係を含む人々の社会的な関係と幸福感との関係に関する先行研究を概
観する。日本については先にも述べたとおり、幸福感に関する研究は端緒についたところ
であるため、ここでは欧米の先行研究を中心とする9。人々の社会的な関係の質は幸福感に
大きな影響を与えるが、それは人間が幸福感を保つためには他人とのポジティブな関係と
社会的な帰属を必要とするからである(Diener and Seligman[2004])。幸福感の高い人々は
良い社会的関係を持っているとされる(Diener and Seligman[2002])。例えば、生活満足度
と幸福感が高い人々は地域のボランティアへの参加率が高く(Thoits and Hewitt[2001])、
性別にかかわらず友人の多い者は少ない者よりも精神的なストレスが低い(Hintikka et
al[2000])。また、未婚者、片親世帯、単身世帯では精神的な問題の発生率が高い(Jenkins
et al[1997])とされる。さらに、ドイツでの調査によると、田舎の人々の方が都会の人々
よりもより大きな家族ネットワークを持ち、それが田舎の高齢者の生活満足度を高めてい
るとされる(Schilling and Wahl[2002])。
婚姻と幸福感との関係については、既婚者の幸福感が高いとされるのは多くの研究で指
摘されているところである(Tsang et al[2003]、大竹[2004]など)。その理由としては西欧
諸国では結婚が社交生活の基礎であるからだとされる(Price and McKenry[1988])。そして、
幸福な結婚をしている人は身体的・精神的な疾患を持つ可能性が低く(DeLongis et
al[1988])、死亡率が低く(Lynch[1979])、失業率も低くなる(Forthofer et al[1996])。結
婚や離婚の幸福感への影響は数年に及ぶ(色川[1999]、Diener and Seligman[2004])。しか
し、結婚後 3 年から 4 年すると幸福感は大幅に低下する(色川[1999])。これは子どもの誕
生と関係している可能性がある。
子どもの誕生により幸福感は影響を受け(Spanier et al[1980])、多くの研究は子ども
の誕生と子育てにより結婚の幸福感 Marital happiness は低下するとしている(Tsang et
al[2003]、Dalgas-Pelish[1993]など)。多くの場合、親は子どもを positive な影響を与え
るものとみていることから、生活全般にわたる幸福感は上昇するが、結婚の幸福感は低下
する(White et al[1986]、Crohan[1996])。その理由として、養育中は時間とエネルギーを
それに使うので満足度が低くなる(Lawson[1998])。妻がフルタイム雇用の場合、子どもの
9 本節の一部は白石・白石[2006]に拠っている。
7
数が増えるに従い結婚からの幸福感は低下する(Rogers[1999])。 Bouazzaoui and
Mullet[2002]は夫婦の生活満足度に自分と配偶者の望ましい働き方と子ども数が影響を与
えているとの意識調査を行っている。もっとも子どもは結婚生活を幾分不幸なものとする
かもしれないが、他方で離婚を防止するという効果もある(Glenn and McLanahan [1982])。
Frey and Stutzer[2002a]は、既婚者と未婚者との幸福感の格差は近年縮小しており、
その理由としては、未婚者の幸福感が上昇する一方、既婚者の幸福感が低下している(Lee
et al[1991])との研究を紹介している。これも少子化の観点からは注目すべき研究結果で
ある。
結婚が人々を幸福にするのか、あるいは幸福な人が結婚するのかとの因果関係について
Frey and Stutzer[2002a]は、幸福で自信に満ちた人は結婚し、その結婚を持続する可能性
が 高 い (Veenhoven[1989]) が 、 こ れ は 結 婚 が も た ら す 利 益 に よ る 効 果 が 原 因
(Mastekaasa[1995])であるとの研究成果を紹介している。Stutzer and Frey[2006]は幸福
感の高い人の方がより結婚しやすく、結婚から得るメリットも大きいと報告している。
以上の欧米の先行研究をまとめると、結婚は人々の幸福感にプラスの影響を与える。そ
して、子どもの誕生は幸福感にプラスの影響を与えるものの、女性の結婚や雇用面での幸
福感を引き下げるものとされている。
家計経済研究所「消費生活に関するパネル調査」(以下『家計研パネル調査』という)は
わが国を代表する大規模パネル調査であり、その対象は 20～40 歳代の女性である。そこで
は主観的幸福度に加え、生活満足度、収入満足度、夫婦関係満足度などの種々の意識に関
する調査がなされており、生活満足度を中心とした研究の蓄積が進んでいる。色川[1999]
は幸福感として生活満足度を取り上げ、生活満足度は結婚前 2 年から結婚時にかけて上昇
し結婚後もその効果は継続すること、出産時の生活満足度にはさして変化がみられないこ
と、離婚前の生活満足度は大きく下がるものの離婚後には上昇していくことを指摘してい
る。色川[2005]はどの社会階層においても生活満足度が低下していること、これには有配
偶効果の影響が認められることを指摘している。上田・佐々木[2005]は家計研パネル調査
の 1995 年～2000 年のデータを用いた Ordered Probit モデルにより、配偶関係別に収入満
足度の決定要因に関する推計を行い、世帯年収が高いほど満足度が高いが、妻の世帯収入
に占める割合が高いと満足度は低い、未就学児のいる常勤共働きではない世帯では収入に
対する満足度が低いとしている。永井[2000b]は妻の夫婦関係に対する満足度と出産・夫の
育児程度との影響をみている。それによれば、出産によって夫婦関係は変化し、夫婦関係
満足度が低下すること、また、夫が育児を行うことでその低下が緩和される、また、出産
時期と子供乳幼児期を過ぎると他の要因が影響を与えることが示唆されるとしている。し
かしながら家計研パネル調査を用いた幸福感に関するこれらの研究では、生活満足度が分
析されており、主観的幸福度を明示的に取り上げたものはない10。
3．データと計量方法
3．1 データ
10 色川[2004]は生活満足度は幸福感を把握する指標の一つと位置づけられていること、収
入や就業状況などに対する個人の生活観を表すものとしている。
8
Happiness research では回答者に幸福感を直接尋ねることにより主観的な幸福度を測り、
それをもとに Ordered Probit モデルによる計量分析が行われている(Frey and
Stutzer[2002b])。家計研パネル調査は結婚・出産・子育て期にあたる 20～40 歳代の女性
を調査対象とし、主観的幸福度と生活満足度について直接尋ねる質問項目が設けられると
共に、幸福感に影響を与えると思われる配偶関係、子供数といった家計属性や収入・支出・
貯蓄、負債状況などについて質問がなされており本稿に適したデータである11。そこで本
稿では同調査を利用することにより、配偶関係・就業状態・子育てが 20～40 歳代の女性の
幸福感に与える影響を定量的に分析する。本稿で利用するデータは第 3 回から第 10 回の各
調査(実施年は 1995 年から 2002 年)の個票データである12。各回につき、第 1 年度調査に
抽出された調査対象者 1,500 名(以下、「コーホート A」13)と、第 5 年度調査に抽出された
対象者 500 名(以下、「コーホート B」)の合計 1,500 名に対し調査が実施されている。本稿
はこのコーホート A とコーホート B の双方を利用する。なお調査対象者は全国に居住する
よう調査設計がなされている。
家計研パネル調査の主観的幸福度は「あなたは幸せだと思っていますか。それとも、不
幸だと思っていますか」との問いに対し、「とても幸せ」「まあまあ幸せ」「どちらでもない」
「少し不幸」「とても不幸」の 5 つの選択肢から選ぶこととなっている。幸福感に関する代
表的な調査としては、世界価値観調査協会「世界価値観調査 World Value Survey」、内閣
府「国民生活に関する世論調査」、「国民選好度調査」などが挙げられるが、それらの質問
形式は概ね「全体としてみて、あなたは現在、幸せですか、あるいは不幸ですか」との質
問に対して、回答者自身が自分の意識を数値または言葉により選択する形式をとっている
（白石・白石[2006]）。家計研パネル調査はこれらの調査と比べワーディングは多少異なる
ものの同種類のものと考えることができる。
本稿で用いたすべての回答(サンプル数 9,474)について主観的幸福度の各回答が全体の
回答に占める割合をみると(図 1)、「まあまあ幸せ」と答えたものが他の回答と比べ突出し
て多く全体の 58.7％、次いで、「とても幸せ」が 20.9％、「どちらでもない」14.8％である。
配偶関係別にみると、「まあまあ幸せ」は有配偶 58.5％、無配偶 59.5％とほぼ同水準であ
るが、「とても幸せ」については有配偶が 23.4％、無配偶 14.3％と、有配偶が無配偶より
も 10％ポイント近く高い水準となっている。反対に「どちらでもない」と「少し不幸」に
ついては、無配偶が有配偶をやや上回っている。有配偶の幸福感が無配偶よりも高い点に
ついては、「幸福格差 Happiness Gap」と呼ばれ(Frey and Stutzer[2002a])、欧米のデー
タでも観察されている。家計研パネル調査でも同様の傾向がみてとれる。調査年別に主観
的幸福度の回答割合を全サンプルについてみてみると(図 2)、「まあまあ幸せ」は 1996 年
11 この調査の基本属性について第１回調査では、国勢調査等の公表統計と比べ、単身世帯
の女性が非常に少ない、親との同居夫婦がやや多い、子供のいない夫婦がやや少ない、学
歴がやや高い、回答された世帯収入がやや低い、点を指摘している(家計経済研究所[1995])。
第 10 回調査では国勢調査と比べ有配偶率がやや高い点を指摘している(家計経済研究所
[2003])。 12 第１回調査と第２回調査には主観的幸福度の調査項目がない。 13 コーホート A のサンプル数は第 1 回調査時点で 1,500 であったが、調査回を重ねるに従
いサンプル数は減少している。コーホート B（サンプル数 500)も同様である。脱落サン
プルに関しては村上[2003]、坂本[2003]を参照。
9
を除き横ばいであるが、「とても幸せ」については調査年が新しくなるほど低下し、「どち
らでもない」「少し不幸」「とても不幸」については上昇傾向がみられる。これを配偶関係
別に見ると(図 3、図 4)、有配偶、無配偶共に「とても幸せ」の構成比が 2000 年以降低下
傾向にある。「まあまあ幸せ」については有配偶では 1996 年調査を除いてほぼ横ばいの傾
向であるのに対し、無配偶では調査回を追うごとに低下傾向がみられる。「とても幸せ」は
配偶関係に関係なく低下傾向が見られることが全サンプルで見た割合の低下を説明してい
るのに対し、「まあまあ幸せ」は特に無配偶の低下が全体の傾向を押し下げていることがわ
かる。「どちらでもない」「少し不幸」については有配偶・無配偶は共に 2000 年以降、上昇
傾向が見られる。「とても不幸」は有配偶についてはさほど変化が見られないのに対し無配
偶ではやや上昇傾向が見られる。
家計研パネル調査で調査されている生活満足度は、「あなたは生活全般に満足しています
か。」との問いに対し、「満足」「どちらかといえば満足」「どちらともいえない」「どちらか
といえば不満」「不満」の 5 つの選択肢から選ぶこととなっている。全サンプルで見ると(図
5)、「どちらかといえば満足」がもっとも多く全体の 48.1％を占める。次に「どちらとも
いえない」が 26.9％、「どちらかといえば不満」が 12.1％、「満足」が 9.9％、「不満」は
最も少なく 3.0％である。配偶関係別にみると、主観的幸福度と同様に「どちらかといえ
ば満足」「満足」の割合は有配偶の方が無配偶よりも高く、「どちらともいえない」から「不
満」については無配偶の方が有配偶を上回っているなど、満足の度合いは無配偶よりも有
配偶の方が高いものの、有配偶と無配偶との差は主観的幸福度ほど大きくはない。調査年
ごとの推移を全サンプルで見ると(図 6)、「どちらともいえない」「どちらかといえば不満」
「不満」が上昇する一方、「満足」「どちらかといえば満足」に低下傾向が見られる。配偶
関係別に見ると(図 7・図 8)、有配偶の「どちらかといえば満足」が 1993 年と 2002 年では
約 10％ポイント低下する一方、「どちらともいえない」「どちらかといえば不満」は 5％ポ
イント程度の上昇がみられる。無配偶については有配偶ほど大きくはないものの、同様の
傾向がみてとれる。これは本稿で取り上げた家計研パネル調査の実施期間が 90 年代半ばか
ら 2000 年代初頭となっており、この間の長期的な景気低迷が家計にとり経済的困難として
認識され、それが無配偶よりも有配偶の生活満足度に負の影響を与えている可能性が考え
られる。色川[2004]は生活満足度を分析し、経済的状況との関係が 90 年代後半から強まっ
た可能性を指摘している。
3．2 計量方法
いわゆる Happiness equation(Blanchflower and Oswald[2004])では幸福感を被説明変
数とした推定を行うが、この幸福感は、「とても幸せ」「とても満足」から「不幸」「不満」
という幸福感の大小により順序付けがなされていることから、単純な Probit、あるいは
Logit モデルは適用できない。そこで本稿では推計方法として、Ordered Probit モデルを
用いる。
Ordered Probit モデルはある潜在的回帰モデルを考える(以下の説明は白石[2007]によ
る)。
iii xy εβ +′=*
10
通常*y は観察されない。 x は説明変数、ε は誤差項である。カテゴリーが 4 つの場合、実
際のデータから観察されるのは、
0=y 0* ≤yif
1=y 1*0 μ≤< yif
2=y 2*
1 μμ ≤< yif
3=y *
2 yif <μ
である。これを Censored データと考える。 μ 、 β は共に未知のパラメータである。本来
ならば、回答者はある種の観測可能な x と観測できないε の 2 つの要因から選択行動を行
っており、回答者の真の回答は*y である。しかし意識調査では限られたカテゴリーしか提
示されず、回答者はその中から自分の真の回答に最も近い答え 1 つを選ばなければならな
い。ここで家計は幸福感の 4 つの段階のうちから 1 つを選択するものとする。ε は平均 0、
分散 1 の正規分布に従うものと仮定する。この場合、4 つのカテゴリーの確率は、
( )xyrob β ′−Φ==Ρ )0(
( ) ( )xxyrob ββμ ′−Φ−′−Φ==Ρ 1)1(
( ) ( )xxyrob βμβμ ′−Φ−′−Φ==Ρ 12)2(
( )xyrob βμ ′−Φ−==Ρ 21)3(
に従う。Φは標準正規累積分布関数を表す。すべての確率が正である限り、
210 μμ <<
となる。 β は 4 つの確率に対し説明変数の変化に応じてシフトすることになる( β が正で
あれば右方向)。ここで注意しなければならないのは、Ordered Probit モデルの場合、推
計された係数の有意水準を議論することは有効であるが、具体的な効果をみることはでき
ない。効果の大きさについては別途、限界効果を求める必要がある(Greene[2002]参照)。
よって本稿では Ordered Probit モデルによる推計を行った後、限界効果とシミュレーショ
11
ンにより、説明変数の効果をみることとする14。
3．3 定式化と予想される符号条件
主観的幸福度については、「少し不幸」と答えたものは全サンプルの 4.5％、「とても不
幸」は 1.0％であり、両者を合わせても全体の 5.5％に過ぎない。このため本稿では「少し
不幸」「とても不幸」を 1 つに統合して「不幸」とし、「不幸」、「どちらでもない」、「まあ
まあ幸せ」「とても幸せ」の 4 つの回答を用いる。生活満足度については「不満」、「どちら
かといえば不満」、「どちらともいえない」、「どちらかといえば満足」、「満足」の 5 つの回
答を用いる。以上の「主観的幸福度」と「生活満足度」が被説明変数である。
説明変数については先行研究に従い(Stutzer and Frey[2006]、Clark and Oswald[1994]、
上田・佐々木[2005]など)、等価所得、等価消費、配偶関係、子供数、就業状態、教育年数、
年齢、負債状況、都市規模を取り上げる。ここで幸福感に影響を与えるものとして資産を
取り上げるべきとの見方もあろうが、所得、資産、消費を同時に説明変数として取り上げ
ると深刻な多重共線性を生じうる(松浦・白石[2004])。このため本稿では資産は説明変数
とはせず、等価所得と等価消費を用いる(松浦[2003])15。同様に多重共線性の可能性があ
る組み合わせとして、配偶関係と子供数、就業状況がある。日本では非嫡出子が出生者数
に占める割合は近年上昇傾向にあるものの 2004 年でも 1.99％と低く出産退職も少なくな
いことから16、３つの変数を同時に説明変数とすることには困難が伴うからである。そこ
で、これら三者については説明変数を組み合わせることにより対応することとする。
配偶関係は有配偶である場合を 1、それ以外を 0 とする有配偶ダミーである17。夫家庭参
加度は永井[2000a]を参考に夫家事育児時間(平日)を用いた。等価所得は年収(有配偶は夫
分を含む、無配偶は回答者本人分のみ)を世帯人員数(有配偶は家族人数、無配偶は 1 人)
の平方根で除したものの対数値をとり、いわゆる「等価所得」を求めた(厚生労働省
[2002])18。等価消費についても同様である。子供数については回答された人数をそのまま
用いている。就学前子供ありダミーは 6 歳未満の子供がいる場合を 1、その他を 0、思春期
子供ありダミーは中学生・高校生がいる場合を 1、その他を 0 とするダミー変数である。
就業ダミーは回答者本人が働いている場合(休業を含む19)を 1、それ以外(専業主婦、学生、
その他の職業)を 0 とする。就業しているものについては更に、常勤である場合を 1、それ
以外を 0 とする常勤ダミーと、パート・アルバイトである場合を 1、それ以外を 0 とする
14 パネルデータを用いる本稿では、Ordered Probit モデルの推定は非線形パネル分析であ
るため推計には技術的な困難が伴う。その解決方法については松浦・マッケンジー[2007]
を参照。 15 資産については無回答数が多く、資産を説明変数とするとサンプル数が 2/3 に減少する
ことも資産を説明変数から除いた理由である。 16 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」
であった母の 56.1%が 1 年半後には「無職」になっている。 17 有配偶は現在婚姻関係にあるもの、無配偶は未婚に加え、離別・死別も含む。 18 世帯人員に差のある世帯を比較する際に OECD などで標準的に用いられている。 19 休業は家計研パネル調査の質問表では「仕事から離れているが、元の仕事に戻ることに
なっている状態」とされており、回答全体に占める割合は各調査回とも 1％程度である。
休業者の休業理由は育児休業が全体の 6 割以上を占める。
12
パート・アルバイトダミーを考えた。年齢は回答者本人の年齢である。教育年数は回答者
本人の最高学歴を年数に変換した。中学卒を 9、高校卒(入学資格を中学卒とする専門・専
修を含む)を 12、短大・高専学校卒(入学資格を高校卒とする専門・専修を含む)を 14、大
学卒を 16、大学院卒を 18 とする数値をあてはめてある。住宅ローンダミーは住宅ローン
に関する借り入れを行っている場合を 1、それ以外を 0 とするダミー変数である。消費者
ローンダミーは住宅ローンを除く自動車ローン、消費者ローン、キャッシングなどの借り
入れを行っている場合を 1、それ以外を 0 としている。都市規模については大都市ダミー、
中規模都市ダミーを取り上げた20。分析に当たっては、ここで取り上げた説明変数につい
て回答のないものをサンプルから除いた。分析の対象としたサンプル数は 9,474 である。
記述統計量を表 1 に示す。
先行研究により各説明変数の符合条件を考えると、主観的幸福度については、等価所
得・消費、有配偶ダミー(Frey and Stutzer[2002a])、夫家庭参加度(永井[2000a])の符号
条件はプラスである。就業ダミー、教育年数(Frey and Stutzer[2002a])と都市規模は定ま
らない。年齢21、負債はマイナスである。生活満足度についても概ね主観的幸福度と同様
の符号条件が期待される。子供数については、先に示した本稿の仮説の通り、子供がいる
ことが主観的幸福度を引き上げるならば符号条件はプラス、一方子供がいることが生活満
足度を引き下げるならばマイナスの符号が期待される。
4．Ordered Probit モデルによるパネル分析
4．1 推計結果
表 2、表 3 は Ordered Probit モデルによる推計結果である。表 2 の被説明変数は主観的
幸福度、表 3 は生活満足度のケースを示してある。配偶関係、就業、子供の状況の変数を
組み合わせることにより 1 欄から 12 欄までの定式化を行っている。変数の組み合わせの影
響をみるために、主観的幸福度と生活満足度は同じ定式化を行なっている。推計結果をみ
るとまず、すべての推計式について、μ1、μ2(生活満足度の場合にはμ1、μ2、μ3)は 1％
水準で有意であったことから、幸福感に関するカテゴリーは本稿の定式化では各々識別さ
れている22。
20 調査対象者の居住する都市規模は家計経済研究所が調査対象者の住所から判断したも
のであり、13 大都市(パネル 9 からは 14 大都市)、その他の都市、町村、その他(海外)と
されている。本稿では順に 13 大都市に居住する場合を都市ダミー、その他の都市に居住す
る場合を中規模都市ダミーとし、レファレンスとしては町村またはその他(海外)に居住す
る場合とする。 21 各国の先行研究では加齢に伴い幸福感は U 字状を描くとするものが大半であり、U 字状
の底(すなわち最も幸福感の低い年齢層)は 40 歳代とされている(Blanchflower and
Oswald[2004]、Graham et al[2004])。一方、筒井他[2005]は日本のマイクロ・データを分
析し、所得、学歴、性別、喫煙等さまざまな属性をコントロールした場合でも高齢になる
に従い幸福感が低下することを報告している。本稿で利用した家計研パネル調査のデータ
セットでは回答者の年齢は 24～43 歳となっており、幸福感と年齢との関係が U 字状かどう
かにかかわらず、本稿での年齢の符号条件はマイナスと考えられる。 22 モデルの適合度についての検定も行った(松浦・マッケンジー[2007])。8 欄の適合率は
148.499 であり１％水準で有意であった。8 欄以外の定式化についても同様の結果であった
が報告は省略する。
13
主観的幸福度、生活満足度の推計結果で共通した点を 1 欄によりみると、等価所得、等
価消費は有意にプラス、有配偶ダミーは有意にプラス、就業ダミーは有意でマイナス、年
齢は有意にマイナスであった23。就業ダミーが有意にマイナスであることは、就業が女性
の幸福感にマイナスの影響を与えていることが示唆される。他の定式化においては、住宅
ローンダミーが主観的幸福度では 10%水準で有意にマイナス、消費者ローンダミーが生活
満足度では 1％水準で有意にマイナスとなっている。負債はその目的により、主観的幸福
度と生活満足度に対して異なる影響を及ぼしているものと思われる。
以下では本稿で特に注目する配偶関係と子供数、就業状況について、各々の結果を詳し
く見ていく(主観的幸福度は表 2、生活満足度は表 3 を参照)。1 欄では有配偶ダミー、就業
ダミー、子供数を同時に推定している。生活満足度では子供は有意でマイナスであったが、
主観的幸福度では子供数はプラスであるが有意ではない。本稿で用いた有配偶のサンプル
6,888のうち、子供がいない有配偶女性が全体に占める割合は13.0％、子供数1人は23.2％、
2 人が 44.2％、3 人は 17.8％、4 人以上は 1.8％である。有配偶の就業割合は 46.6％と無
配偶の就業割合(93.8％)に比べて低い。配偶関係と子供、就業は各々関連性が高いものと
思われる。そこで 2～4 欄で 3 者の組み合わせを試した。2 欄（有配偶ダミーと就業ダミー
の組み合わせ、子供数を説明変数から除く）では、主観的幸福度・生活満足度共に、有配
偶ダミーは有意にプラス、就業ダミーは有意にマイナスであった。3 欄（有配偶ダミーと
子供数を説明変数とし就業ダミーは除く）では、有配偶ダミーは主観的幸福度、生活満足
度は共に 1％水準で有意にプラスだが、子供数は主観的幸福度では 10％水準で有意にプラ
ス、生活満足度では 10％水準で有意にマイナスであった。4 欄（子供数と就業ダミーとし
有配偶ダミーは除く)では、主観的幸福度では子供数は 1％水準で有意にプラス、生活満足
度では子供数はマイナスだが有意ではない。
以上より、配偶関係、子供数、就業ダミーを説明変数として同時に取り上げると１欄で
見たとおり多重共線性が疑われる。３つの変数のうち配偶関係を除いた 4 欄の定式化を採
用すると、少子化との関連からは子供と就業の状況を分析することは可能ではあるが、配
偶関係の情報が損なわれてしまうことになる。そこで、有配偶ダミーの代理変数として、
夫の家庭参加度を取り上げる。少子化の要因の一つとして若年世帯における世帯主の長時
間労働が挙げられるが、本稿で取り上げる夫の平日の家事育児時間は、夫の家事育児の程
度や参加意欲のみならず、夫の家庭参加に影響を与えると思われる夫の長時間労働の状況
も反映しうる。
5 欄から 8 欄は配偶関係、子供数、就業ダミーの多重共線関係をチェックするため、1
欄から 4 欄同様に３つの変数の組み合わせを行い、これらに夫の家庭参加度を加えた結果
である。これらをみると、夫の家庭参加度は生活満足度の 6 欄を除き、主観的幸福度では
1％水準で有意にプラス、生活満足度では 5％、10％水準で有意にプラスとなった。夫が平
日に家事育児に時間を費やすことは女性の幸福感を高めることを示唆する。5 欄（有配偶
ダミーと子供数、就業ダミー）では、生活満足度の子供数は 5％水準でマイナスに有意で
あったが、主観的幸福度の子供数は有意ではなかった。1 欄同様、配偶関係、子供数、就
23 説明変数として、他に持ち家の状況、世帯人員数などを入れた定式化も行ったがいずれ
も有意ではなかったため除いた。報告は省略する。
14
業ダミーを同時に説明変数として取り上げる定式化は適切ではないことが示唆される。6
欄（有配偶ダミーと就業ダミー）では、主観的幸福度については有配偶ダミー、就業ダミ
ー、夫家庭参加度は有意であったが、生活満足度の夫家庭参加度は有意でなかった。7 欄
（有配偶ダミーと子供数）では、主観的幸福度の子供数はプラスだが有意ではなく、生活
満足度の子供数は 10％水準で有意にマイナスであった。
8 欄（子供数と就業ダミー）については、主観的幸福度の子供数は 1％水準で有意にプ
ラスであったが、生活満足度の子供数は有意ではなかった。そこで子供の発達段階が幸福
感に与える影響を見ることとした。具体的には子育ての負担感が大きいといわれる就学前
と思春期の子供の存在を取り上げる。まず 9 欄では就学前・思春期子供ありダミーを取り
上げた。主観的幸福度の子供数は 1％水準でプラスに有意であったが、就学前・思春期子
供ありダミーはマイナスだが有意ではなかった。生活満足度の子供数と就学前子供ありダ
ミーはマイナスだが有意ではなく、思春期子供ありダミーは 5％水準で有意にマイナスで
あった。10 欄は就学前・思春期子供ありダミーと子供数との交差項を説明変数に取り上げ
た。なお子供数については、多重共線性の関係から就学前・思春期子供ありダミーと同時
に取り上げることはできないため 10 欄では説明変数から除いた。主観的幸福度の就学前子
供ありダミーと子供数との交差項は 5%水準でプラスに有意、思春期子供ありダミーと子供
数との交差項はプラスだが有意でなかった。生活満足度では就学前・思春期子供ありダミ
ーと子供数との交差項は 5％水準、１％水準で有意にマイナスであった。これらから、子
育ての負担感が強いといわれる就学前と思春期の子供の存在は生活満足度に対しマイナス
の影響を与えることが示唆される。幼少期の子供を持つ母親の子育て不安が取りざたされ
ているが、幼少期の母親については主観的幸福度よりは生活満足度が低下しているのであ
ること、思春期の子供の存在も生活満足度が低下すること、また、主観的幸福度は子供の
発達段階からは影響をあまり受けないことが示唆される。
11 欄は就業形態が幸福感に与える影響をみる。8 欄と同様の説明変数を取り上げている
が、就業状況に関する変数は就業ダミーではなく、常勤ダミーとパート・アルバイトダミ
ーとしている。常勤ダミーとパート・アルバイトダミーは主観的幸福度と生活満足度のど
ちらについても 1％水準で有意にマイナスであった。大竹[2004]は失業が幸福感を下げる
との分析を行っているが、推計結果より就業そのものは女性の幸福感を低めていることが
示唆される24。
12 欄は 8 欄と同様の定式化であるが、説明変数のうち等価所得を除いた結果である。所
得と消費を同時に取り上げる場合の多重共線性をチェックするためのものである。符号条
件や有意水準について他の推計結果と大きな違いはない。
以上では表 2・表 3 を参照しながら、推計された係数の有意水準をみてきた。しかし先
に述べたとおり、Ordered Probit モデルの場合、係数の有意水準を議論することはできる
が具体的な効果をみることができない。それには限界効果を求める必要がある。表 4・表 5
は推計結果を元に計算した限界効果である。表 4 の被説明変数は主観的幸福度、表 5 は生
活満足度のケースを示してある。以下では子供数と就業状況、夫の家庭参加度を取り上げ
24 就業状態ではなく失業を説明変数とした定式化も行ったが、幸福感を低めるとの結果が
得られた。報告は省略する。
15
た 8 欄により限界効果を見る。主観的幸福度については子供数が増加するに伴い、「とても
幸せ」の確率は 1.5％、「まあまあ幸せ」の確率は 0.0％上昇し、「どちらでもない」「不幸」
の確率はそれぞれ、0.6%、0.8%低下する。生活満足度については、子供数が増加するに伴
い、「満足」の確率は 0.3％、「どちらかといえば満足」の確率は 0.2％低下し、「どちらと
もいえない」「どちらかといえば不満」「不満」の確率はそれぞれ、0.1%、0.2%、0.2％上昇
する。子供を持つことは、主観的幸福度の「とても幸せ」「幸せ」である確率を引き上げる
のに対し、生活満足度の「満足」「どちらかといえば満足」を引き下げる効果があることが
みてとれる。このことから主観的幸福度は非金銭的・精神的な幸福感である一方、生活満
足度は生活全般や金銭面を反映した幸福感との仮説が裏付けられよう。夫の家事育児時間
は主観的幸福度の「とても幸せ」の確率を 1.5％高め、生活満足度の「どちらでもない」「不
幸」の確率を各々0.6％、0.8％引き下げる。生活満足度については、「満足」「どちらかと
いえば満足」の確率をそれぞれ 0.4％、0.3％上昇させ、「どちらでもない」「どちらかとい
えば不満」「不満」の確率を 0.2％、0.3％、0.2％引き下げる。夫の家庭参加は妻の幸福感
を高めることになる。
幸福感に大きなマイナスの影響を与えているのが就業状況である。就業していると「と
ても幸せ」の確率は 5.1％低下する。「まあまあ幸せ」の確率は 0.1％とさほど変化はない
が、「どちらでもない」の確率を 2.1％、「不幸」を 2.9％上昇させることから、就業は回答
者の主観的幸福度を低めている可能性がある。生活満足度についても同様である。就業の
場合、「満足」の確率は 2.4％、「どちらかといえば満足」の確率は 1.7％低下し、「どちら
ともいえない」「どちらかといえば不満」「不満」の確率は各々、1.2％、1.5％、1.4％上昇
する。就業状況を常勤とパート・アルバイト別にみた 11 欄では、主観的幸福度では、常勤
ダミーの「とても幸せ」の限界効果は -6.2％、パート・アルバイトダミーでは-4.3％と常
勤ダミーの方が大きく、常勤の方がパート勤務よりも「とても幸せ」の確率が低い。生活
満足度の「満足」の限界効果は常勤ダミーもパート・アルバイトダミーも -2.30％と同じ
であった。以上より主観的幸福度についてはパート・アルバイトよりも常勤の方が幸福度
を低める程度が大きいが、生活満足度では就業形態によりさほど大きな違いはない。
他の主な変数の限界効果について同様に 8 欄で見ると、等価所得は、主観的幸福度につ
いては「とても幸せ」の確率を 6.0％上昇させ、「どちらでもない」を 2.5％、「不幸」を
3.4％低下させる。生活満足度についても同様の傾向が見られる。等価消費については「と
ても幸せ」の確率を 1.8％上昇させ、「どちらでもない」を 0.7％、「不幸」を 0.1％低下さ
せる。生活満足度についても同様である。所得水準と消費水準は共に幸福感を引き上げて
いるが、その限界効果は等価所得の方が等価消費よりも大きい。教育年数は「とても幸せ」
「満足」の確率を引き上げ、「不幸」「不満」の確率を引き下げる。加齢とともに「とても
幸せ」の確率は 1.2％、「満足」は 0.5％低下する。
以上より、所得・消費の水準が高いこと、有配偶であること、夫が家庭に参加する度合
いが高いこと、教育水準の水準が高いことは 20～40 歳代の女性の幸福感を高め、就業して
いること、年齢が上昇することは幸福感を低下させる。子供数は 20～40 歳代の女性の主観
的幸福度は高めるが、生活満足度は低める25。住宅ローンは主観的幸福度を、消費者ロー
25 8 欄について、結婚、出産、離婚、失業といった動的変数についても説明変数とする定
16
ンは生活満足度を引き下げる。
なお、ここでみた限界効果のうち、所得などの連続変数については平均値周りでの確率
が計算されている。子供などの変数の効果は所得額などの連続変数を動かさなければ判断
することはできない。このことから、各説明変数の効果は限界効果だけではみることがで
きず、シミュレーションによることになる。
4．2 シミュレーション
子供数、夫の家庭参加度合いの幸福感への影響をみるために、所得水準を変化させるこ
とにより簡単なシミュレーションを行ってみたい。計算に当たっての前提条件は、所得は
1 万円から 1000 万円まで変化する、他の変数は平均値周りとした。計算は 8 欄の推計結果
を元に行った。図 9 は主観的幸福度、図 10 は生活満足度の結果である26。それらをみると、
「とても幸せ」「満足」は所得額の変化による影響をほとんど受けない。「不幸」「不満」に
ついては、最も金額の低い水準での確率は高いが、数万円程度の水準で急低下している。
「どちらでもない(主観的幸福度)」「どちらかといえば不満」の確率については所得額が低
い水準までは上昇し、その後は緩やかな低下傾向がみられる。反対に「まあまあ幸せ」「ど
ちらでもない(生活満足度)」は所得の低い水準までは低下した後に上昇している。
以上は説明変数が平均値周りの場合の結果である。以下のシミュレーションでみる子供
数と夫家庭参加度の影響は、「どちらでもない(主観的幸福度)」「どちらかといえば不満」
の確率が最大値である所得の水準を比較することにより判断することとする。先ほども観
察した通り「どちらでもない(主観的幸福度)」「どちらかといえば不満」の確率は所得の低
い水準で一旦上昇しその後反転し低下する。それとは対照的に「まあまあ幸せ」と「どち
らでもない(生活満足度)」の確率は所得の低い水準では一旦低下しその後反転し上昇する。
「どちらでもない(主観的幸福度)」と「どちらかといえば不満」は、「まあまあ幸せ」と「ど
ちらでもない(生活満足度)」よりも幸福感が低いため、「どちらでもない(主観的幸福度)」
「どちらかといえば不満」の確率が最大である所得金額の水準が低いほど、子供数や夫家
庭参加度が与える幸福感への影響に対して、低い水準所得でも幸福感が補われる効果が得
られるものと考えることができる。
図 11 は主観的幸福度について子供数別(子供なしから３人)に計算した結果である。主
観的幸福度の「どちらでもない」の確率が最大値である所得の値は、子供数が多い方が子
供のいない場合よりも低い。つまり、子供数が多いほど低い水準の所得でも幸福感を補え
ると解釈できる。図 12 は生活満足度についての子供数別の結果である。主観的幸福度の「ど
ちらでもない」よりも子供数別の差は大きくはないものの、子供がいない場合の最大値の
所得水準が最も低く子供数が増えるにつれて高まっている。つまり生活満足度に関しては
子供数が多いほど高い所得水準でなければ幸福感は補えることはできないと解釈できる。
図 13 は夫の家庭参加度の影響を主観的幸福度について計算したものである。夫家事育
式化を行ったところ、主観的幸福度については結婚・出産は有意にプラス、失業はマイナ
スだが有意ではなく、生活満足度では出産は有意にプラス、失業は有意にマイナスであっ
た。報告は省略する。 26 各確率の合計は１になるが、場合によりマイナス値もあることから図 9・図 10 では積み
上げグラフで表示するために各確率に１を足した上で作図を行っている。
17
児時間がゼロの場合の方が多い場合に比べ、主観的幸福度の「どちらでもない」の最大所
得の水準が高い。夫の家庭参加度合いの生活満足度に対する影響についても同様の結果で
あった(報告は省略する)。以上より本稿のシミュレーション結果からは、子供数が多いほ
ど、主観的幸福度については少ない所得水準で幸福感が得られる一方、生活満足度につい
ては、より高い所得でなければ幸福感が得られない。夫の家庭参加度合いが高いと所得水
準が低くても女性は高い幸福感を得られる可能性が示されている。
5．最後に
本稿は少子化との関連から、結婚・出産・子育て期にあたる 20～40 歳代の女性の幸福
感について、Ordered Probit モデルを用いたパネル分析を行った。幸福感については主観
的幸福度を非金銭面、生活満足度を金銭面の影響が強いとの仮説を立て、２つの幸福感を
被説明変数とした推定を行った。推計結果によると、20～40 歳代の女性の主観的幸福度と
生活満足度は所得・消費水準が高い、有配偶である、夫の家庭参加度合いが高いと上昇す
る一方、就業により低下することがわかった。就業形態については常勤である場合の方が
パート・アルバイトの場合よりも主観的幸福度を低下させる度合いが大きかった。生活満
足度についても就業自体は満足の度合いを引き下げるが就業形態の違いはあまり大きくは
なかった。
子供の効果は主観的幸福度と生活満足度では対称的であった。子供を持つことは女性の
主観的幸福度を高める一方、生活満足度を低める効果があることがわかった。子供につい
ては更に子供の発達段階に応じた分析も行ったところ、未就学児、思春期の子供の存在は
生活満足度にマイナスに影響を与えていた。就学前・思春期の子供を持つ家庭では時間的、
あるいは金銭的な負担が大きいことにより生活に対する満足感が引き下げられていること
が示唆された。子供数は主観的幸福度にはプラス、生活満足度にはマイナスの影響を持つ
ことは、主観的幸福度が非金銭的・精神的な側面を持つ幸福感であること、一方、生活満
足度が金銭的な側面を持つ幸福感である可能性が示唆される。子供を持つことにより精神
的な満足度は高まる可能性はあるものの、一方で生活に直結する要因としては経済的な側
面が大きく、子供数の増加は世帯の一人当たり消費水準を引き下げることにつながるから
である。そこで例えば子育て世帯への所得補助がなされることにより、子育て世帯の生活
満足度が上昇する可能性は考えられよう(大石[2005])。
幸福感は家庭生活や健康といった金銭的な領域と所得・消費などの金銭的な領域を併せ
持つ総合的な感情であるものと考えられる。しかしながら Easterlin[2003]は、金銭的領
域である所得・消費が上昇しても人々はその水準に適応するため更に所得や消費を追い求
めることにエネルギーを費やし、結果として家庭生活や健康といった非金銭的領域をおざ
なりにしてしまうが、家庭生活や健康といった非金銭的な領域では人々は自分なりの目標、
つまり飽和点を持っており、家庭生活や健康といった非金銭的な幸福をより高めたほうが
実は総合的な幸福感は高まる可能性があることを指摘している27。本稿の推計結果から子
供を持つことは主観的幸福度と生活満足度では正反対の効果を持っていたことから、主観
27 そのため子供数が増加すればするほど女性の幸福感も上昇し続けるのではない可能性
がある。
18
的な幸福度は非金銭的な領域、生活満足度は金銭的な幸福感の反映であることが示唆され
るという本稿の結果は Easterlin[2003]の主張を追認するものである。
シミュレーションによると、夫の家庭参加は所得を補う効果があるとの結果が得られて
おり、夫の家庭参加度が高いことは女性の幸福感を高める影響があるものと考えられる。
しかしながら年少の子供を持つ家庭での子育て等に関する調査(厚生労働省[2006])による
と、父親が平日に子供と過ごす時間は 1 時間未満が全体の 35.2％であり、実態として夫が
家庭に費やす時間はさほど多くはない。家計研パネル調査のサンプルから計算した夫の平
日の仕事時間と家事育児時間との相関係数は-0.296 と、両者には負の関係が見られており、
夫の家事育児の度合いには仕事時間の長さも影響を与えているものと見られる。厚生労働
省調査では父親が平日に子供と一緒に過ごしている時間が長い家庭の母親ほど子供を育て
る際に感じる負担感が低いとの結果も示されている。このことは本稿の結果とも整合的で
ある。そこで夫を含めたワーク・ライフ・バランスの環境づくりが社会的に進むことによ
り(山口[2004])、子育て期の女性の幸福感を高める効果が期待されよう。
[参考文献]
色川卓男[1999]「結婚・出産・離婚で女性の<生活満足度>はどう変わるか」樋口美雄 岩田
正美 共編著『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
色川卓男[2004]「女性の幸福感はどう変化しているか」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
色川卓男[2005]「女性の社会階層と生活満足の変動－「消費生活に関するパネル調査」を
利用して」『社会政策学会誌』第 13 号，pp.126-140
上田貴子・佐々木明果[2005]「家計消費と家族属性－「消費生活に関するパネル調査」個
票データによるミクロ分析」財務省財務総合政策研究所『フィナンシャル・レビュ
ー』August-2005
大石亜希子[2005]「子どものいる世帯の経済状況」国立社会保障・人口問題研究所『子育
て世帯の社会保障』東京大学出版会
大竹文雄[2004]「失業と幸福感」労働政策研究・研修機構『日本労働研究雑誌』No.528
家計経済研究所編[1995]『消費生活に関するパネル調査(第１年度)』大蔵省印刷局
家計経済研究所編[2003]『平成 15 年版 家計・仕事・暮らしと女性の現在－消費生活に関
するパネル調査(第 10 年度)』国立印刷局
厚生労働省[2002]『所得再分配調査報告書』平成 14 年
厚生労働省[2006]『第５回２１世紀出生児縦断調査結果の概況』2006 年 11 月 29 日
坂本和靖「誰が脱落するのか－「消費生活に関するパネル調査」における脱落サンプルの
分析」家計経済研究所『家計・仕事・暮らしと女性の現在－平成 15 年版消費生活
に関するパネル調査(第 10 年度)』国立印刷局
白石賢・白石小百合[2006]「幸福度研究の現状と課題――少子化との関連において」内閣
府経済社会総合研究所『ESRI Discussion Paper』No.165
白石小百合[2007]「家計のリスク認識と資産選択」『帝塚山経済・経営論集』第 17 巻
19
伊達雄高・清水谷諭「日本の出生率低下の要因分析：実証研究のサーベイと政策的含意の
検討」内閣府経済社会総合研究所『ESRI Discussion Paper』No.94、2004 年 4 月
筒井義郎・大竹文雄・池田新介[2005]「なぜあなたは不幸なのか」大阪大学社会経済研究
所『Discussion Paper』 No. 630
永井暁子[2000a]「結婚年数の経過と夫婦関係満足度の変化」家計経済研究所編『現代女性
の暮らしと働き方－消費生活に関するパネル調査(第 7 年度)』大蔵省印刷局、
pp.197-213
永井暁子[2000b]「出産・夫の育児と妻の夫婦関係満足度－消費生活に関するパネル調査
(JPSC)」佐藤博樹・石田浩・池田謙一編『社会調査の公開データ－2 次分析への招
待』東京大学出版会
林敏彦[2003]「幸福の生産性」『SERI まんすりー』No.468 Jan. 2003
松浦克己[2003]「高齢者の幸福感を支えるもの」斎藤毅憲・松浦克己・藤野次雄・南知恵
子『アクティブ・シニアの消費行動』中央経済社
松浦克己・白石小百合[2004]『資産選択と日本経済』東洋経済新報社
松浦克己・コリン＝マッケンジー[2007]『ミクロ計量経済学』東洋経済新報社(予定)
村上あかね「なぜ脱落したのか－「消費生活に関するパネル調査」における脱落理由の分
析」家計経済研究所『家計・仕事・暮らしと女性の現在－平成 15 年版消費生活に
関するパネル調査(第 10 年度)』国立印刷局
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」経済産業研究所『RIETI Discussion Paper Series 04-J-045』
山口一男[2007]「夫婦関係満足度とワーク・ライフ・バランス」『家計経済研究』No.73
Blanchflower, D. G. and Oswald, A. J. [2004], ‘Well-being over Time in Britain and
the USA,' Journal of Public Economics, 88, pp.1359-1386
Bouazzaoui, B. and Mullet, E., [2002], ‘Employment and Family as Determinants of
Anticipated Life Satisfaction: Contrasting Young Adult's and Elderly People's
Viewpoints,' Journal of Happiness Studies, 3: pp.129-152
Clark, A. E., and Oswald, A. J. [1994], ‘Unhappiness and Unemployment,' Economic
Journal, 104, pp.648-659
Crohan, S. E. [1996], ‘Marital Quality and Conflict across the Transition to
Parenthood in African American and White Couples,' Journal of Marriage and
the Family, 58, pp.933-944
Dalgas-Pelish P.l.[1993], ‘The Impact of the First Child on Marital Happiness',
Journal of Advanced Nursing, Vol.18, No. 3, pp. 437-441
DeLongis, A., Folkman, S., and Lazarus, R. S. [1988], ‘The Impact of Daily Stress
on Health and Mood: Psychological and Social Resources as Mediators,' Journal
of Personality and Social Psychology, 54, pp.486-495
Diener, E.. and Seligman, M.E.P. [2002], ‘Very happy people,' Psychological Science,
13, pp.80–83
Diener, Ed and Seligman, M.E.P. [2004], ‘Beyond Money: Toward an Economy of
Well-Being,’ Psychological Science in the Public Interest, Volume 5 Number
20
1
Easterlin[2003], Richard A. , ‘Building a Better Theory of Well-Being,’ IZA DP No.
742, March 2003
Forthofer, M.S., Markman, H.J., Cox, M., Stanley, S., and Kessler, R.C. [1996],
‘Associations between Marital Distress and Work Loss in a National Sample,'
Journal of Marriage and the Family, 58, pp.597-605
Frey, B.S. and Alois Stutzer[2002a], Happiness and Economics, Princeton University
Press (邦訳 佐和隆光監訳・沢崎冬日訳『幸福の政治経済学－人々の幸せを促進
するものは何か』ダイヤモンド社、2005 年)
Frey, B.S. and Alois Stutzer[2002b], ‘The Economics of happiness,’ World Economics,
Vol.3 No.1 Jan－Mar 2002
Glenn N. and McLanahan S. [1982], ‘Children and marital happiness: a further
specification of the relationship,' Journal of Marriage and the Family 44,
Feb, pp.63-72
Graham, C., Eggers, A., and Sukhtankar, S.[2004], ‘Does Happiness Pay? --An
Exploration Based on Panel Data from Russia,' Journal of Economic Behavior
and Organization, Vol. 55, pp.319–342
Greene, W. H. [2002], Econometric Analysis 5th ed, Prentice Hall College Div
Hintikka, J., Koskela, T., Kontula, O., Koskela, K., and Viinamaeki, H. [2000], ‘Men,
women and friends: Are there differences in relation to mental wellbeing?,'
Quality of Life Research, 9, pp.841-845
Jenkins, R., Lewis, G., Bebbington, P., Brugha, T., Farrell, M., Gill, B., and Meltzer,
H. [1997], ‘The National Psychiatric Morbidity Surveys of Great
Britain-Initial Findings from the Household Survey,' Psychological Medicine,
27, pp.775-789
Kahneman, Daniel and Alan B. Krueger[2006], ‘Developments in the measurement of
subjective Well-Being', Journal of Economic Perspectives, Nol.20, No. 2,
Winter 2006, pp.3-24
Lawson, D. M. [1998], ‘Love Attitude and Marital Adjustment in the Family Life
Cycle,' Sociological Spectrum, 8, pp.391-406
Lee, G. R., Seccombe, K. and Shehan, C. L.. [1991], ‘Marital Status and Personal
Happiness: An Analysis of Trend Data,' Journal of Marriage and the Famiry,
53, pp.839-844
Lynch, J.J. [1979], The Broken Heart: The Medical Consequences of Loneliness. New
York: Basic Books
Mastekaasa, A. [1995], ‘Age Variations in the Suicide Rates and Self-Reported
Subjective Well-Being of Married and Never Married Persons,' Journal of
Community and Applied Social Psychology 5(1): pp.21-39
Price, S.J., and McKenry, P.C. [1988], Divorce. Beverly Hills, CA: Sage
Rogers, S. J. [1999], ‘Wives' Income and Marital Quality: Are there Reciprocal
21
Effects?,' Journal of Marriage and the Family, 61, pp.123-132
Schilling, O., and Wahl, H.W. [2002], ‘Family Networks and Life-satisfaction of
Older Adults in Rural and Urban Regions,' Kolner Zeitschrift für Soziologie
und Sozialpsychologie, 54, pp.304-317
Spanier, G. B. and Lewis, R. A. [1980], ‘Marital Quality: A Review of the Seventies,'
Journal of Marrage and the Famiry, 42, pp.812-839
Stutzer, A. and Frey, B. S. [2006], ‘Does Marriage Make People Happy, Or Do Happy
People Get Married,' The Journal of Socio-Economics, vol. 35, issue 2,
pp.326-347
Thoits, P.A., and Hewitt, L.N. [2001], ‘Volunteer Work and Well-being,' Journal of
Health and Social Behavior, 42, pp.115-131
Tsang, L., C. Harvey, K. Duncan, R. Sommer[2003], ‘The Effects of Children, Dual
Earner Status, Sex Role Traditionalism, and Marrital Structure on Mrital
Happiness Over Time’, Journal of Family and Economic Issues; Spring 2003;
24, 1
White, L., Booth, A. and Edwards, J. [1986], ‘Children and Marital Happiness: Why
the Negative Correlation?,' Journal of Family Issues 7, pp.131-147
Veenhoven, R. [1989], ‘Does Happiness Bind? Marriage Changes of the Unhappy,' in
Ruut Veenhoven(ed.), “How Harmful Is Happiness? Consequences of Enjoying
Life or Not”. Rotterdam: University of Rotterdam Press, pp.44-60
22
図１ 主観的幸福度(全サンプル)
1.0
4.5
14.8
58.7
20.9
1.03.7
13.4
58.5
23.4
0.9
6.7
18.7
59.5
14.3
0.0
10.0
20.0
30.0
40.0
50.0
60.0
70.0
とても不幸 少し不幸 どちらでもない まあまあ幸せ とても幸せ
％
全サンプル
有配偶
無配偶
(注)家計経済パネル調査により筆者が計算。構成比。サンプル数は総数 9,474。うち、有配
偶は n=6,888、無配偶は n=2,568。
23
図 2 主観的幸福度の推移(全サンプル)
0.0
10.0
20.0
30.0
40.0
50.0
60.0
70.0
80.0
1995年 1996年 1997年 1998年 1999年 2000年 2001年 2002年
％
とても幸せ
まあまあ幸せ
どちらでもない
少し不幸
とても不幸
(注) 家計経済パネル調査により筆者が計算。構成比。サンプル数は総数 9,474。うち、1995
年調査 n=1,047、1996 年調査 n=993、1997 年調査 n=1,352、1998 年調査 n=1,332、1999 年
調査 n=1,259、2000 年調査 n=1,231、2001 年調査 n=1,150、2002 年調査 n=1,110。なお、1997
年調査よりコーホート B のサンプルが追加されたため、1996 年調査と比べサンプル数が増
加している。
24
図 3 主観的幸福度の推移(有配偶)
0.0
10.0
20.0
30.0
40.0
50.0
60.0
70.0
80.0
1995年 1996年 1997年 1998年 1999年 2000年 2001年 2002年
％
とても幸せ
まあまあ幸せ
どちらでもない
少し不幸
とても不幸
(注) 家計経済パネル調査により筆者が計算。構成比。サンプル数は総数 6,888。うち、1995
年調査 n=779、1996年調査 n=763、1997年調査 n=898、1998年調査 n=917、1999年調査 n=916、
2000 年調査 n=923、2001 年調査 n=854、2002 年調査 n=838。
25
図 4 主観的幸福度の推移(無配偶)
0.0
10.0
20.0
30.0
40.0
50.0
60.0
70.0
80.0
1995年 1996年 1997年 1998年 1999年 2000年 2001年 2002年
％
とても幸せ
まあまあ幸せ
どちらでもない
少し不幸
とても不幸
(注) 家計経済パネル調査により筆者が計算。構成比。サンプル数は総数 2,586。うち、1995
年調査 n=268、1996年調査 n=230、1997年調査 n=454、1998年調査 n=415、1999年調査 n=343、
2000 年調査 n=308、2001 年調査 n=296、2002 年調査 n=272。
26
図 5 生活満足度(全サンプル)
3.0
12.1
26.9
48.1
9.9
2.8
11.8
26.0
49.2
10.2
3.6
13.0
29.1
45.1
9.2
0.0
10.0
20.0
30.0
40.0
50.0
60.0
不満 どちらかといえば不満 どちらともいえない どちらかといえば満足 満足
％
全サンプル
有配偶
無配偶
ｃ
(注)図 1 に同じ。
27
図 6 生活満足度の推移(全サンプル)
0.0
10.0
20.0
30.0
40.0
50.0
60.0
1995年 1996年 1997年 1998年 1999年 2000年 2001年 2002年
％
満足
どちらかといえば満足
どちらともいえない
どちらかといえば不満
不満
(注)図 2 に同じ。
28
図 7 生活満足度の推移(有配偶)
0.0
10.0
20.0
30.0
40.0
50.0
60.0
1995年 1996年 1997年 1998年 1999年 2000年 2001年 2002年
％
満足
どちらかといえば満足
どちらともいえない
どちらかといえば不満
不満
(注)図 3 に同じ。
29
図 8 生活満足度の推移(無配偶)
0.0
10.0
20.0
30.0
40.0
50.0
60.0
1995年 1996年 1997年 1998年 1999年 2000年 2001年 2002年
％
満足
どちらかといえば満足
どちらともいえない
どちらかといえば不満
不満
(注)図 4 に同じ。
30
図 9 シミュレーション 主観的幸福度
0.0
1.0
2.0
3.0
4.0
5.0
1 101 201 301 401 501 601 701 801 901 万円
とても幸せ
まあまあ幸せ
どちらでもない
不幸
(注)所得を１万円から 1000 万円まで変化させた場合の確率。他の変数は平均値周り。なお
各確率の合計は１になるが場合によりマイナス値もあることから、上図では積み上げのグ
ラフにするために各確率に１を足してある。
31
図 10 シミュレーション 生活満足度
0.0
1.0
2.0
3.0
4.0
5.0
6.0
1 101 201 301 401 501 601 701 801 901 万円
満足
どちらかといえば満足
どちらでもない
どちらかといえば不満
不満
(注)図 9に同じ
32
図 11 シミュレーション 主観的幸福度：子供の影響
-0.5
-0.4
-0.3
-0.2
-0.1
0.0
0.1
0.2
0.3
0.4
0.5
0 5 10 15 20 25 30 35 40 45 50 55 60 65 70 75 80 85 90 95 100
万円
確率
子供なし
子供１人
子供２人
子供３人
(注)図９について、子供の人数を変化させた場合の「どちらでもない」の確率。
33
図 12 シミュレーション 生活満足度：子供の影響
-0.5
-0.4
-0.3
-0.2
-0.1
0.0
0.1
0.2
0.3
0.4
0.5
0 5 10 15 20 25 30 35 40 45 50 55 60 65 70 75 80 85 90 95 100
万円
確率
子供なし
子供１人
子供２人
子供３人
(注)図 10 について、子供の人数を変化させた場合の「どちらかといえば不満」の確率。
34
図 13 シミュレーション 主観的幸福度：夫の家庭参加度の影響
-0.5
-0.4
-0.3
-0.2
-0.1
0.0
0.1
0.2
0.3
0.4
0.5
0 5 10 15 20 25 30 35 40 45 50 55 60 65 70 75 80 85 90 95 100万円
確率
夫家事育児時間がゼロのケース
夫家事育児時間が１時間のケース
夫家事育児時間が３時間のケース
(注)図９について、夫の家事育児時間を変化させた場合の「どちらでもない」の確率。
表１ 記述統計量
平均 標準偏差 最小 最大幸福度(４段階) 1.9512 0.7585 0 3生活満足度(５段階) 2.4985 0.9332 0 4等価所得(対数値) 5.6314 0.5207 0 8.5125等価消費(対数値） 4.6152 0.5188 0 6.7569有配偶ダミー 0.7270 0.4455 0 1夫の家事育児時間(平日) 0.3865 0.9143 0 13就業ダミー 0.5951 0.4909 0 1常勤ダミー 0.3305 0.4704 0 1パート・アルバイトダミー 0.2646 0.4412 0 1子供数 1.3168 1.1169 0 6就学前子供ありダミー 0.4208 0.4937 0 1思春期子供ありダミー 0.1465 0.3536 0 1就学前子供ありダミー×子供数 0.8269 1.1004 0 6思春期子供ありダミー×子供数 0.3406 0.8752 0 6教育年数 13.1812 1.6736 9 18年齢 32.7705 4.4731 24 43消費者ローンダミー 0.2865 0.4521 0 1住宅ローンダミー 0.2808 0.4494 0 1大都市ダミー 0.2529 0.4347 0 1中規模都市ダミー 0.5680 0.4954 0 1第3回調査 0.1105 0.3135 0 1第4回調査 0.1048 0.3063 0 1第5回調査 0.1427 0.3498 0 1第6回調査 0.1406 0.3476 0 1第7回調査 0.1329 0.3395 0 1第8回調査 0.1299 0.3362 0 1第9回調査 0.1214 0.3266 0 1第10回調査 0.1172 0.3216 0 1
(注)サンプル数は9,474。
35
表2 O
rdere
d P
robi
t モ
デル
によ
る推
計結
果： 主
観的
幸福
度
(1)
(2)
(3)
(4)
(5)
(6)
(7)
(8)
(9)
(10)
(11)
(12)
等価
所得
0.6
257
***
0.6
144
***
0.5
633
***
0.7
596
***
0.6
323
***
0.6
256
***
0.5
695
***
0.7
550
***
0.7
532
***
0.7
357
***
0.7
825
***
(9.3
38)
(9.2
96)
(8.3
61)
(11.6
27)
(9.4
71)
(9.4
93)
(8.4
88)
(11.6
00)
(11.5
24)
(11.2
69)
(11.9
10)
等価
消費
0.2
162
***
0.2
170
***
0.2
026
***
0.2
165
***
0.2
228
***
0.2
234
***
0.2
092
***
0.2
219
***
0.2
224
***
0.2
159
***
0.2
205
***
0.4
684
***
(3.4
94)
(3.5
13)
(3.2
68)
(3.5
06)
(3.6
18)
(3.6
31)
(3.3
90)
(3.6
12)
(3.6
18)
(3.5
15)
(3.5
91)
(8.1
38)
有配
偶ダ
ミー
0.9
846
***
1.0
235
***
1.1
875
***
0.9
121
***
0.9
352
***
1.1
167
***
(10.2
56)
(11.1
64)
(13.1
53)
(9.4
43)
(10.0
63)
(12.3
07)
夫の
家事
育児
時間
(平日
)0.1
480
***
0.1
498
***
0.1
447
***
0.1
825
***
0.1
835
***
0.1
895
***
0.1
819
***
0.1
857
***
(4.8
49)
(4.9
46)
(4.7
68)
(6.0
95)
(6.0
51)
(6.3
40)
(6.0
69)
(6.3
10)
就業
ダミ
ー-0.4
562
***
-0.4
649
***
-0.6
542
***
-0.4
612
***
-0.4
665
***
-0.6
409
***
-0.6
434
***
-0.6
689
***
-0.5
702
***
-(6
.093)
-(6
.257)
-(9
.351)
-(6
.145)
-(6
.271)
-(9
.143)
-(8
.840)
-(9
.491)
-(8
.212)
常勤
ダミ
ー-0.7
992
***
-(8
.644)
パー
ト・ア
ルバ
イト
ダミ
ー-0.5
617
***
-(7
.150)
子供
数0.0
550
0.0
894
*0.2
244
***
0.0
336
0.0
691
0.1
837
***
0.1
903
***
0.1
670
***
0.1
346
***
(1.0
77)
(1.7
58)
(4.6
16)
(0.6
55)
(1.3
54)
(3.7
40)
(3.2
61)
(3.3
62)
(2.7
91)
就学
前子
供あ
りダ
ミー
-0.0
193
-(0
.229)
思春
期子
供あ
りダ
ミー
-0.0
398
-(0
.381)
就学
前子
供あ
りダ
ミー
×子
供数
0.0
649
**
(2.0
60)
思春
期子
供あ
りダ
ミー
×子
供数
0.0
088
(0.2
08)
教育
年数
0.3
613
***
0.3
590
***
0.3
708
***
0.3
417
***
0.3
543
***
0.3
529
***
0.3
627
***
0.3
359
***
0.3
352
***
0.3
247
***
0.3
375
***
0.4
954
***
(13.1
34)
(13.0
58)
(13.4
12)
(12.5
50)
(12.8
19)
(12.7
78)
(13.0
80)
(12.3
06)
(11.9
12)
(11.6
44)
(12.3
36)
(20.9
21)
年齢
-0.1
506
***
-0.1
463
***
-0.1
575
***
-0.1
491
***
-0.1
488
***
-0.1
462
***
-0.1
555
***
-0.1
471
***
-0.1
463
***
-0.1
322
***
-0.1
501
***
-0.1
213
***
-(1
6.1
25)
-(1
7.3
69)
-(1
6.9
83)
-(1
6.0
67)
-(1
5.9
14)
-(1
7.3
46)
-(1
6.7
51)
-(1
5.8
37)
-(1
4.1
83)
-(1
4.7
54)
-(1
6.0
77)
-(1
3.6
96)
消費
者ロ
ーン
ダミ
ー-0.0
736
-0.0
704
-0.0
877
-0.0
257
-0.0
801
-0.0
783
-0.0
930
-0.0
374
-0.0
369
-0.0
323
-0.0
381
0.0
371
-(1
.062)
-(1
.018)
-(1
.270)
-(0
.372)
-(1
.157)
-(1
.132)
-(1
.348)
-(0
.541)
-(0
.533)
-(0
.469)
-(0
.552)
(0.5
40)
住宅
ロー
ンダ
ミー
-0.1
474
*-0.1
444
*-0.1
636
-0.0
384
-0.1
415
*-0.1
396
*-0.1
556
*-0.0
413
-0.0
429
-0.0
120
-0.0
487
0.0
554
-(1
.790)
-(1
.757)
-(1
.991)
-(0
.471)
-(1
.719)
-(1
.698)
-(1
.895)
-(0
.506)
-(0
.523)
-(0
.148)
-(0
.595)
(0.6
83)
大都
市ダ
ミー
-0.2
143
-0.2
304
-0.1
466
-0.2
296
-0.2
051
-0.2
152
-0.1
317
-0.2
170
-0.2
174
-0.2
548
*-0.2
465
-0.1
463
-(1
.362)
-(1
.468)
-(0
.936)
-(1
.501)
-(1
.304)
-(1
.371)
-(0
.842)
-(1
.414)
-(1
.414)
-(1
.657)
-(1
.596)
-(0
.967)
中規
模都
市ダ
ミー
0.0
152
0.0
098
0.0
674
0.0
108
0.0
102
0.0
065
0.0
667
0.0
005
0.0
002
-0.0
271
-0.0
171
0.1
055
(0.1
11)
(0.0
72)
(0.4
95)
(0.0
82)
(0.0
74)
(0.0
48)
(0.4
91)
(0.0
04)
(0.0
00)
-(0
.203)
-(0
.127)
(0.7
99)
μ1
2.2
873
***
2.2
869
***
2.2
844
***
2.2
817
***
2.2
907
***
2.2
904
***
2.2
876
***
2.2
852
***
2.2
852
***
2.2
827
***
2.2
848
***
2.2
554
***
μ2
7.2
002
***
7.2
013
***
7.1
898
***
7.1
615
***
7.2
080
***
7.2
089
***
7.1
967
***
7.1
726
***
7.1
729
***
7.1
757
***
7.1
757
***
7.1
243
***
対数
尤度
-8,1
62.9
1-8,1
63.3
7-8,1
78.7
2-8,1
95.3
4-8,1
53.7
8-8,1
53.9
5-8,1
69.9
5-8,1
81.2
7-8,1
81.2
0-8184.9
69
-8,1
78.7
7-8,2
33.9
1
(注）サ
ンプ
ル数
は9,4
74、
（
）内
は漸
近的
ｔ値。
***は
１％
水準
、**は
５％
水準
、*は
10％
水準
で有
意で
ある
こと
を表
す。
36
表3 O
rdere
d P
robi
t モ
デル
によ
る推
計結
果： 生
活満
足度
(1)
(2)
(3)
(4)
(5)
(6)
(7)
(8)
(9)
(10)
(11)
(12)
等価
所得
0.7
357
***
0.7
577
***
0.7
007
***
0.7
954
***
0.7
387
***
0.7
615
***
0.7
037
***
0.7
951
***
0.7
858
***
0.7
852
***
0.7
951
***
(12.2
35)
(12.9
23)
(11.6
93)
(13.7
77)
(12.2
89)
(12.9
93)
(11.7
46)
(13.7
63)
(13.4
75)
(13.6
42)
(13.6
68)
等価
消費
0.2
238
***
0.2
258
***
0.2
167
***
0.2
267
***
0.2
234
***
0.2
256
***
0.2
163
***
0.2
257
***
0.2
290
***
0.2
297
***
0.2
257
***
0.4
903
***
(3.9
11)
(3.9
46)
(3.7
82)
(3.9
59)
(3.8
95)
(3.9
33)
(3.7
69)
(3.9
33)
(3.9
85)
(3.9
98)
(3.9
30)
(9.2
96)
有配
偶ダ
ミー
0.4
427
***
0.3
651
***
0.5
747
***
0.4
188
***
0.3
393
***
0.5
515
***
(4.8
96)
(4.2
36)
(6.7
23)
(4.5
82)
(3.8
69)
(6.3
86)
夫の
家事
育児
時間
(平日
)0.0
483
*0.0
436
0.0
469
*0.0
643
**
0.0
674
**
0.0
687
**
0.0
643
**
0.0
649
**
(1.6
95)
(1.5
38)
(1.6
49)
(2.2
84)
(2.3
47)
(2.4
25)
(2.2
83)
(2.3
05)
就業
ダミ
ー-0.2
844
***
-0.2
696
***
-0.3
772
***
-0.2
852
***
-0.2
696
***
-0.3
717
***
-0.3
760
***
-0.3
828
***
-0.3
082
***
-(4
.493)
-(4
.306)
-(6
.305)
-(4
.498)
-(4
.301)
-(6
.206)
-(6
.110)
-(6
.379)
-(5
.202)
常勤
ダミ
ー-0.3
720
***
-(4
.622)
パー
ト・ア
ルバ
イト
ダミ
ー-0.3
715
***
-(5
.653)
子供
数-0.1
001
**
-0.0
800
*-0.0
271
-0.1
060
**
-0.0
858
*-0.0
401
-0.0
179
-0.0
401
-0.1
000
**
-(2
.225)
-(1
.796)
-(0
.632)
-(2
.347)
-(1
.921)
-(0
.924)
-(0
.352)
-(0
.917)
-(2
.315)
就学
前子
供あ
りダ
ミー
-0.0
607
-(0
.819)
思春
期子
供あ
りダ
ミー
-0.2
006
**
-(2
.116)
就学
前子
供あ
りダ
ミー
×子
供数
-0.0
602
**
-(2
.158)
思春
期子
供あ
りダ
ミー
×子
供数
-0.0
959
***
-(2
.576)
教育
年数
0.1
927
***
0.1
960
***
0.1
953
***
0.1
852
***
0.1
900
***
0.1
938
***
0.1
927
***
0.1
822
***
0.1
752
***
0.1
768
***
0.1
822
***
0.3
467
***
(7.9
07)
(8.0
50)
(8.0
23)
(7.7
17)
(7.7
59)
(7.9
19)
(7.8
79)
(7.5
78)
(7.0
94)
(7.2
28)
(7.5
68)
(15.9
79)
年齢
-0.0
736
***
-0.0
817
***
-0.0
774
***
-0.0
731
***
-0.0
728
***
-0.0
814
***
-0.0
767
***
-0.0
720
***
-0.0
669
***
-0.0
673
***
-0.0
720
***
-0.0
442
***
-(9
.175)
-(1
1.4
73)
-(9
.829)
-(9
.123)
-(9
.048)
-(1
1.4
23)
-(9
.716)
-(8
.968)
-(7
.530)
-(8
.989)
-(8
.938)
-(5
.676)
消費
者ロ
ーン
ダミ
ー-0.1
539
**
-0.1
588
***
-0.1
608
***
-0.1
328
**
-0.1
550
-0.1
600
***
-0.1
621
***
-0.1
358
**
-0.1
357
**
-0.1
332
**
-0.1
358
**
-0.0
543
-(2
.527)
-(2
.610)
-(2
.637)
-(2
.183)
-(2
.545)
-(2
.630)
-(2
.659)
-(2
.233)
-(2
.226)
-(2
.193)
-(2
.233)
-(0
.897)
住宅
ロー
ンダ
ミー
-0.0
487
-0.0
551
-0.0
635
0.0
025
-0.0
460
-0.0
531
-0.0
606
0.0
018
-0.0
067
-0.0
076
0.0
018
0.0
983
-(0
.678)
-(0
.771)
-(0
.887)
(0.0
34)
-(0
.640)
-(0
.743)
-(0
.845)
(0.0
26)
-(0
.094)
-(0
.107)
(0.0
25)
(1.3
82)
大都
市ダ
ミー
-0.1
905
-0.1
773
-0.1
467
-0.2
271
-0.1
844
-0.1
715
-0.1
405
-0.2
165
-0.2
189
-0.2
233
-0.2
166
-0.0
995
-(1
.368)
-(1
.281)
-(1
.056)
-(1
.636)
-(1
.325)
-(1
.240)
-(1
.012)
-(1
.562)
-(1
.577)
-(1
.615)
-(1
.562)
-(0
.717)
中規
模都
市ダ
ミー
-0.0
970
-0.0
882
-0.0
620
-0.1
108
-0.0
953
-0.0
868
-0.0
602
-0.1
091
-0.1
100
-0.1
120
-0.1
091
0.0
042
-(0
.807)
-(0
.736)
-(0
.517)
-(0
.925)
-(0
.794)
-(0
.725)
-(0
.503)
-(0
.911)
-(0
.917)
-(0
.936)
-(0
.910)
(0.0
36)
μ1
2.3
833
***
2.3
834
***
2.3
806
***
2.3
841
***
2.3
843
***
2.3
844
***
2.3
816
***
2.3
856
***
2.3
874
***
2.3
877
***
2.3
856
***
2.3
393
***
μ2
4.6
602
***
4.6
591
***
4.6
552
***
4.6
583
***
4.6
610
***
4.6
598
***
4.6
561
***
4.6
594
***
4.6
625
***
8.6
871
***
4.6
594
***
4.5
988
***
μ3
8.6
896
***
8.6
858
***
8.6
845
***
8.6
796
***
8.6
896
***
8.6
858
***
8.6
847
***
8.6
802
***
8.6
842
***
8.6
802
***
8.6
198
***
対数
尤度
-10,4
36.9
0-10,4
38.8
4-10,4
44.4
6-10,4
45.0
5-10,4
35.6
6-10,4
37.8
2-10,4
43.2
6-10,4
42.8
2-10,4
40.7
7-10,4
39.2
9-10,4
42.8
2-10,5
14.9
3
(注）表
２に
同じ
。
37
表4
限界
効果
：主
観的
幸福
度 (
1)
不幸
どち
らで
もな
いま
あま
あ幸
せと
ても
幸せ
不幸
どち
らで
もな
いま
あま
あ幸
せと
ても
幸せ
不幸
どち
らで
もな
いま
あま
あ幸
せと
ても
幸せ
等価
所得
-0.0
28
-0.0
21
0.0
00
0.0
49
-0.0
28
-0.0
20
0.0
00
0.0
48
-0.0
26
-0.0
19
0.0
00
0.0
44
等価
消費
-0.0
10
-0.0
07
0.0
00
0.0
17
-0.0
10
-0.0
07
0.0
00
0.0
17
-0.0
09
-0.0
07
0.0
00
0.0
16
有配
偶ダ
ミー
-0.0
48
-0.0
33
0.0
06
0.0
75
-0.0
50
-0.0
34
0.0
06
0.0
77
-0.0
59
-0.0
39
0.0
09
0.0
89
夫の
家事
育児
時間
(平日
)
就業
ダミ
ー0.0
21
0.0
15
0.0
01
-0.0
36
0.0
21
0.0
15
0.0
01
-0.0
37
常勤
ダミ
ー
パー
ト・ア
ルバ
イト
ダミ
ー
子供
数-0.0
03
-0.0
02
0.0
00
0.0
04
-0.0
04
-0.0
03
0.0
00
0.0
07
就学
前子
供あ
りダ
ミー
思春
期子
供あ
りダ
ミー
就学
前子
供あ
りダ
ミー
×子
供数
思春
期子
供あ
りダ
ミー
×子
供数
教育
年数
-0.0
16
-0.0
12
0.0
00
0.0
29
-0.0
16
-0.0
12
0.0
00
0.0
28
-0.0
17
-0.0
12
0.0
00
0.0
29
年齢
0.0
07
0.0
05
0.0
00
-0.0
12
0.0
07
0.0
05
0.0
00
-0.0
12
0.0
07
0.0
05
0.0
00
-0.0
12
消費
者ロ
ーン
ダミ
ー0.0
03
0.0
02
0.0
00
-0.0
06
0.0
03
0.0
02
0.0
00
-0.0
06
0.0
04
0.0
03
0.0
00
-0.0
07
住宅
ロー
ンダ
ミー
0.0
07
0.0
05
0.0
00
-0.0
12
0.0
07
0.0
05
0.0
00
-0.0
11
0.0
08
0.0
05
0.0
00
-0.0
13
大都
市ダ
ミー
0.0
10
0.0
07
0.0
00
-0.0
17
0.0
11
0.0
08
0.0
00
-0.0
18
0.0
07
0.0
05
0.0
00
-0.0
12
中規
模都
市ダ
ミー
-0.0
01
-0.0
01
0.0
00
0.0
01
0.0
00
0.0
00
0.0
00
0.0
01
-0.0
03
-0.0
02
0.0
00
0.0
05
(2)
(3)
(1)
38
表4
限界
効果
：主
観的
幸福
度 (
2)
等価
所得
等価
消費
有配
偶ダ
ミー
夫の
家事
育児
時間
(平日
)
就業
ダミ
ー
常勤
ダミ
ー
パー
ト・ア
ルバ
イト
ダミ
ー
子供
数
就学
前子
供あ
りダ
ミー
思春
期子
供あ
りダ
ミー
就学
前子
供あ
りダ
ミー
×子
供数
思春
期子
供あ
りダ
ミー
×子
供数
教育
年数
年齢
消費
者ロ
ーン
ダミ
ー
住宅
ロー
ンダ
ミー
大都
市ダ
ミー
中規
模都
市ダ
ミー
不幸
どち
らで
もな
いま
あま
あ幸
せと
ても
幸せ
不幸
どち
らで
もな
いま
あま
あ幸
せと
ても
幸せ
不幸
どち
らで
もな
いま
あま
あ幸
せと
ても
幸せ
-0.0
35
-0.0
25
0.0
00
0.0
60
-0.0
29
-0.0
21
0.0
00
0.0
50
-0.0
28
-0.0
21
0.0
00
0.0
49
-0.0
10
-0.0
07
0.0
00
0.0
17
-0.0
10
-0.0
07
0.0
00
0.0
18
-0.0
10
-0.0
07
0.0
00
0.0
18
-0.0
44
-0.0
30
0.0
05
0.0
69
-0.0
45
-0.0
31
0.0
05
0.0
71
-0.0
07
-0.0
05
0.0
00
0.0
12
-0.0
07
-0.0
05
0.0
00
0.0
12
0.0
29
0.0
22
0.0
01
-0.0
52
0.0
21
0.0
15
0.0
01
-0.0
37
0.0
21
0.0
16
0.0
01
-0.0
37
-0.0
10
-0.0
08
0.0
00
0.0
18
-0.0
02
-0.0
01
0.0
00
0.0
03
-0.0
16
-0.0
11
0.0
00
0.0
27
-0.0
16
-0.0
12
0.0
00
0.0
28
-0.0
16
-0.0
12
0.0
00
0.0
28
0.0
07
0.0
05
0.0
00
-0.0
12
0.0
07
0.0
05
0.0
00
-0.0
12
0.0
07
0.0
05
0.0
00
-0.0
12
0.0
01
0.0
01
0.0
00
-0.0
02
0.0
04
0.0
03
0.0
00
-0.0
06
0.0
04
0.0
03
0.0
00
-0.0
06
0.0
02
0.0
01
0.0
00
-0.0
03
0.0
07
0.0
05
0.0
00
-0.0
11
0.0
06
0.0
05
0.0
00
-0.0
11
0.0
11
0.0
08
0.0
00
-0.0
18
0.0
09
0.0
07
0.0
00
-0.0
16
0.0
10
0.0
07
0.0
00
-0.0
17
-0.0
01
0.0
00
0.0
00
0.0
01
-0.0
01
0.0
00
0.0
00
0.0
01
0.0
00
0.0
00
0.0
00
0.0
01
(4)
(5)
(6)
39
表4
限界
効果
：主
観的
幸福
度 (
3)
等価
所得
等価
消費
有配
偶ダ
ミー
夫の
家事
育児
時間
(平日
)
就業
ダミ
ー
常勤
ダミ
ー
パー
ト・ア
ルバ
イト
ダミ
ー
子供
数
就学
前子
供あ
りダ
ミー
思春
期子
供あ
りダ
ミー
就学
前子
供あ
りダ
ミー
×子
供数
思春
期子
供あ
りダ
ミー
×子
供数
教育
年数
年齢
消費
者ロ
ーン
ダミ
ー
住宅
ロー
ンダ
ミー
大都
市ダ
ミー
中規
模都
市ダ
ミー
不幸
どち
らで
もな
いま
あま
あ幸
せと
ても
幸せ
不幸
どち
らで
もな
いま
あま
あ幸
せと
ても
幸せ
不幸
どち
らで
もな
いま
あま
あ幸
せと
ても
幸せ
-0.0
26
-0.0
19
0.0
00
0.0
45
-0.0
34
-0.0
25
0.0
00
0.0
60
-0.0
34
-0.0
25
0.0
00
0.0
60
-0.0
10
-0.0
07
0.0
00
0.0
17
-0.0
10
-0.0
07
0.0
00
0.0
18
-0.0
10
-0.0
08
0.0
00
0.0
18
-0.0
55
-0.0
37
0.0
08
0.0
84
-0.0
07
-0.0
05
0.0
00
0.0
11
-0.0
08
-0.0
06
0.0
00
0.0
15
-0.0
08
-0.0
06
0.0
00
0.0
15
0.0
29
0.0
21
0.0
01
-0.0
51
0.0
29
0.0
22
0.0
01
-0.0
52
-0.0
03
-0.0
02
0.0
00
0.0
05
-0.0
08
-0.0
06
0.0
00
0.0
15
-0.0
09
-0.0
06
0.0
00
0.0
15
0.0
01
0.0
01
0.0
00
-0.0
02
0.0
02
0.0
01
0.0
00
-0.0
03
-0.0
17
-0.0
12
0.0
00
0.0
29
-0.0
15
-0.0
11
0.0
00
0.0
27
-0.0
15
-0.0
11
0.0
00
0.0
27
0.0
07
0.0
05
0.0
00
-0.0
12
0.0
07
0.0
05
0.0
00
-0.0
12
0.0
07
0.0
05
0.0
00
-0.0
12
0.0
04
0.0
03
0.0
00
-0.0
07
0.0
02
0.0
01
0.0
00
-0.0
03
0.0
02
0.0
01
0.0
00
-0.0
03
0.0
07
0.0
05
0.0
00
-0.0
12
0.0
02
0.0
01
0.0
00
-0.0
03
0.0
02
0.0
01
0.0
00
-0.0
03
0.0
06
0.0
04
0.0
00
-0.0
10
0.0
10
0.0
07
0.0
00
-0.0
17
0.0
10
0.0
07
0.0
00
-0.0
17
-0.0
03
-0.0
02
0.0
00
0.0
05
0.0
00
0.0
00
0.0
00
0.0
00
0.0
00
0.0
00
0.0
00
0.0
00
(8)
(7)
(9)
40
表4
限界
効果
：主
観的
幸福
度 (
4)
等価
所得
等価
消費
有配
偶ダ
ミー
夫の
家事
育児
時間
(平日
)
就業
ダミ
ー
常勤
ダミ
ー
パー
ト・ア
ルバ
イト
ダミ
ー
子供
数
就学
前子
供あ
りダ
ミー
思春
期子
供あ
りダ
ミー
就学
前子
供あ
りダ
ミー
×子
供数
思春
期子
供あ
りダ
ミー
×子
供数
教育
年数
年齢
消費
者ロ
ーン
ダミ
ー
住宅
ロー
ンダ
ミー
大都
市ダ
ミー
中規
模都
市ダ
ミー
不幸
どち
らで
もな
いま
あま
あ幸
せと
ても
幸せ
不幸
どち
らで
もな
いま
あま
あ幸
せと
ても
幸せ
不幸
どち
らで
もな
いま
あま
あ幸
せと
ても
幸せ
-0.0
34
-0.0
24
0.0
00
0.0
58
-0.0
36
-0.0
26
0.0
00
0.0
62
-0.0
10
-0.0
07
0.0
00
0.0
17
-0.0
10
-0.0
07
0.0
00
0.0
18
-0.0
22
-0.0
15
0.0
00
0.0
37
-0.0
09
-0.0
06
0.0
00
0.0
15
-0.0
08
-0.0
06
0.0
00
0.0
14
-0.0
09
-0.0
06
0.0
00
0.0
15
0.0
30
0.0
22
0.0
01
-0.0
53
0.0
26
0.0
19
0.0
01
-0.0
45
0.0
38
0.0
27
-0.0
03
-0.0
62
0.0
27
0.0
19
-0.0
02
-0.0
43
-0.0
08
-0.0
06
0.0
00
0.0
13
-0.0
06
-0.0
04
0.0
00
0.0
11
-0.0
03
-0.0
02
0.0
00
0.0
05
0.0
00
0.0
00
0.0
00
0.0
01
-0.0
15
-0.0
11
0.0
00
0.0
26
-0.0
15
-0.0
11
0.0
00
0.0
27
-0.0
23
-0.0
16
0.0
00
0.0
39
0.0
06
0.0
04
0.0
00
-0.0
10
0.0
07
0.0
05
0.0
00
-0.0
12
0.0
06
0.0
04
0.0
00
-0.0
10
0.0
02
0.0
01
0.0
00
-0.0
03
0.0
02
0.0
01
0.0
00
-0.0
03
-0.0
02
-0.0
01
0.0
00
0.0
03
0.0
01
0.0
00
0.0
00
-0.0
01
0.0
02
0.0
02
0.0
00
-0.0
04
-0.0
03
-0.0
02
0.0
00
0.0
04
0.0
12
0.0
08
-0.0
01
-0.0
20
0.0
11
0.0
08
0.0
00
-0.0
19
0.0
07
0.0
05
0.0
00
-0.0
11
0.0
01
0.0
01
0.0
00
-0.0
02
0.0
01
0.0
01
0.0
00
-0.0
01
-0.0
05
-0.0
03
0.0
00
0.0
08
(12)
(11)
(10)
41
表5
限界
効果
：生
活満
足度
(1)
不満
どち
らか
とい
えば
不満
どち
らと
もい
えな
い
どち
らか
とい
えば
満足
満足
不満
どち
らか
とい
えば
不満
どち
らと
もい
えな
い
どち
らか
とい
えば
満足
満足
不満
どち
らか
とい
えば
不満
どち
らと
もい
えな
い
どち
らか
とい
えば
満足
満足
等価
所得
-0.0
27
-0.0
30
-0.0
24
0.0
35
0.0
47
-0.0
28
-0.0
31
-0.0
25
0.0
36
0.0
48
-0.0
26
-0.0
29
-0.0
23
0.0
33
0.0
45
等価
消費
-0.0
08
-0.0
09
-0.0
07
0.0
11
0.0
14
-0.0
08
-0.0
09
-0.0
07
0.0
11
0.0
14
-0.0
08
-0.0
09
-0.0
07
0.0
10
0.0
14
有配
偶ダ
ミー
-0.0
17
-0.0
18
-0.0
14
0.0
22
0.0
27
-0.0
14
-0.0
15
-0.0
12
0.0
18
0.0
23
-0.0
22
-0.0
24
-0.0
18
0.0
29
0.0
35
夫の
家事
育児
時間
(平日
)
就業
ダミ
ー0.0
10
0.0
12
0.0
09
-0.0
13
-0.0
18
0.0
10
0.0
11
0.0
09
-0.0
13
-0.0
17
常勤
ダミ
ー
パー
ト・ア
ルバ
イト
ダミ
ー
子供
数0.0
04
0.0
04
0.0
03
-0.0
05
-0.0
06
0.0
03
0.0
03
0.0
03
-0.0
04
-0.0
05
就学
前子
供あ
りダ
ミー
思春
期子
供あ
りダ
ミー
就学
前子
供あ
りダ
ミー
×子
供数
思春
期子
供あ
りダ
ミー
×子
供数
教育
年数
-0.0
07
-0.0
08
-0.0
06
0.0
09
0.0
12
-0.0
07
-0.0
08
-0.0
06
0.0
09
0.0
12
-0.0
07
-0.0
08
-0.0
06
0.0
09
0.0
12
年齢
0.0
03
0.0
03
0.0
02
-0.0
04
-0.0
05
0.0
03
0.0
03
0.0
03
-0.0
04
-0.0
05
0.0
03
0.0
03
0.0
03
-0.0
04
-0.0
05
消費
者ロ
ーン
ダミ
ー0.0
06
0.0
06
0.0
05
-0.0
07
-0.0
10
0.0
06
0.0
07
0.0
05
-0.0
08
-0.0
10
0.0
06
0.0
07
0.0
05
-0.0
08
-0.0
10
住宅
ロー
ンダ
ミー
0.0
02
0.0
02
0.0
02
-0.0
02
-0.0
03
0.0
02
0.0
02
0.0
02
-0.0
03
-0.0
04
0.0
02
0.0
03
0.0
02
-0.0
03
-0.0
04
大都
市ダ
ミー
0.0
07
0.0
08
0.0
06
-0.0
09
-0.0
12
0.0
07
0.0
07
0.0
06
-0.0
09
-0.0
11
0.0
06
0.0
06
0.0
05
-0.0
07
-0.0
09
中規
模都
市ダ
ミー
0.0
04
0.0
04
0.0
03
-0.0
05
-0.0
06
0.0
03
0.0
04
0.0
03
-0.0
04
-0.0
06
0.0
02
0.0
03
0.0
02
-0.0
03
-0.0
04
(1)
(3)
(2)
42
表5
限界
効果
：生
活満
足度
(2)
等価
所得
等価
消費
有配
偶ダ
ミー
夫の
家事
育児
時間
(平日
)
就業
ダミ
ー
常勤
ダミ
ー
パー
ト・ア
ルバ
イト
ダミ
ー
子供
数
就学
前子
供あ
りダ
ミー
思春
期子
供あ
りダ
ミー
就学
前子
供あ
りダ
ミー
×子
供数
思春
期子
供あ
りダ
ミー
×子
供数
教育
年数
年齢
消費
者ロ
ーン
ダミ
ー
住宅
ロー
ンダ
ミー
大都
市ダ
ミー
中規
模都
市ダ
ミー
不満
どち
らか
とい
えば
不満
どち
らと
もい
えな
い
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えば
満足
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どち
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えな
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表5
限界
効果
：生
活満
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等価
所得
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有配
偶ダ
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夫の
家事
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時間
(平日
)
就業
ダミ
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常勤
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パー
ト・ア
ルバ
イト
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前子
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教育
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消費
者ロ
ーン
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大都
市ダ
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模都
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とい
えば
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い
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表5
限界
効果
：生
活満
足度
(4)
等価
所得
等価
消費
有配
偶ダ
ミー
夫の
家事
育児
時間
(平日
)
就業
ダミ
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常勤
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イト
ダミ
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就学
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供あ
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就学
前子
供あ
りダ
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×子
供数
思春
期子
供あ
りダ
ミー
×子
供数
教育
年数
年齢
消費
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ダミ
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住宅
ロー
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ミー
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どち
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![実施報告書 0322 02.ppt [互換モード] · 2018-03-29 · ライフ・ワーク・バランスフェスタ東京2018 結果報告書 はい 50.3% いいえ 3.1% わからない](https://img.pdfslide.net/doc/110x75/5f3a180d0902380d320f6945/-0322-02ppt-fff-2018-03-29-ffffffffff2018.jpg)
