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セル8は、雇用保険加入の条件は満たしているが、有配偶女性のうち48％だけが雇用保険に加入しているのに対し、未婚女性では68％が雇用保険に加入している（1995年の数字)。
したがって、雇用保険加入は配偶状態によって影響されていそうである。
言い換えれば、雇用保険加入は厚生年金・健康保険への加入と相関しているかもしれない。
いずれにせよ、雇用保険加入の条件を満たしていても、厚生年金・健康保険の基準を満たしていない労働者の間では雇用保険加入割合はそれほど高くない（たとえば1995年の有配偶女性の43％が雇用保険に加入している)。
雇用保険は厚生年金・健康保険より広い範囲のパート労働者に加入が義務づけられているものの、厚生年金・健康保険の条件を満たさない場合には、雇用保険の加入は基準どおりになされていないかもしれない。
要因分解ここでは、年（1995年と90年の比較）、配偶関係（有配偶．未婚の比較）による加入状況の違いをいつかの要素に分解し、加入に違いが出てくる要因が何であるかを検討する。
最初の比較は有配偶女性と未婚女性のそれである。
この比較は以下の意味で重要である。
パート労働者の被用者保険加入が低い理由の1つは、現在の社会保障制度で、有配偶女性が夫の保険から給付を受けられることによって生じているかもしれない。
有配偶女性がサラリーマンの夫の被扶養者として給付を受けられるのに対し、未婚女性にはそのような機会がない。
したがって、有配偶と未婚の2グループを比較することにより、「夫の保険から給付を受けるオプション」がどのような効果を持っているかを明らかにすることができる。
有配偶と未婚の違いをここでは、「労働供給効果」「加入行動効果」に分解する。
前者は労働供給（労働時間も年収）の違いに起因する加入の違いであり、後者は労働時間と年収を1定に保ったもとでの加入確率の違いである。
健康保険給付は、雇用者である配偶者以外の家族（たとえば両親）からも給付を受けることができる。
ただし年金給付は、配偶者以外の家族の被扶養者として給付を受けることはできない。
未婚女性の1部は、このようにして健康保険給付を受けているかもしれない。
しかしながら、1990年のサンプルでは未婚女性の57％が離別または死別している。
彼女らが両親の被扶養者として健康保険給付を受ける可能性は低いであろう。
「未婚」か「離別．死別」かの質問は、1990年の調査にはあるが、95年調査にはない。
2ここでの労働供給効果は文字通りの労働供給ではない。
というのは、ここでの効果は九つのセルの確率分布が1990年と95年の間でどう変化したのかを意味しているからである。
実際に労働者がどのセルに属すかは、時給の水準と労働時間とに依存する。
2番目の比較は1990年と95年の加入状況の比較である。
全体的には、パート労働者による社会保険における加入は1990年から95年までに増加した。
有配偶女性が3つの社会保険のいずれにも加入しない確率は12％低下し、未婚女性が3つのいずれにも加入しない割合は6％低下した。
この全体の変化をここでは、「労働供給効果」「加入行動効果」および「制度変更の効果」に分解する。
最後の効果は1990年と95年の問に行われた労働時間と年収の基準の変更による効果である。
この分解は以下のように行われる。
Ｌを労働時間1年収の範囲の組み合わせで定義された九つのセルにそれぞれ含まれる労働者の割合であるとしよう。
労働時間1年収の組み合わせは、社会保険加入の基準である労働時間や年収の範囲を、1990年と95年のそれぞれで組み合わせたものである（これを以下では「労働供給の状態」と呼ぶ)。
Ｌ,を政策の効果を受けているグループ（たとえば有配偶女性）の労働時間1年収の状態の分布であるとし、ＬＯを比較の対象としているグループ（たとえば未婚女性）の労働時間1年収の状態の分布（九つのセルへの分布割合）であるとしよう。
Ｅ隙を、ルグループ（ルー0,による、社会保険加入の4つの状態（この添字をノとする）への割合を示すとしよう。
社会保険加入の4つの状態とは、厚生年金・健康保険・雇用保険のいずれにも加入しない、雇用保険に加入するが厚生年金・健康保険には加入しない、厚生年金・健康保険に加入するが雇用保険には加入しない、3つすべてに加入する、の4つである。
1990年と95年を比較するにあたっては、制度の変更による効果をコントロールしておく必要がある。
説明されたように、週間労働時間の基準が、1990年と95年の間に低下している。
厚生年金・健康保険に関しては、基準労働時間が33時間から30時間まで低下している。
雇用保険に関しても、22時間から20時間まで低下している。
さらに、厚生年金・健康保険の被扶養者となるための年収の上限値は110万円から130万円に上昇している。
この間雇用保険に加入するための年収の基準は、90万円で1定に保たれた。
これらの要因は、たとえ労働時間や年収が1定であったとしても、社会保険加入状態を変更しうるものである。
この要因をコントロールするために、2項目を、規制の変更による部分とそれ以外の部分とに分解する。
具体的には、Ljoを、1995年のルールが90年の労働時間1年収に適用されたと想定した場合の、九つのセルへの分布割合としよう。
規制変更により社会保険加入が変化した部分を、比較の基準となるグループ0の加入行動（βijo）で評価したものとなる。
1方､3β加(Li1-LiO)は労働時間-年収の変化による効果である。
したがって、1990年と1995年の比較をする場合、分解は以下のようになる。
Ｂ1−Ｂ0=3(β腕-β)L伽十2β(Zi0-L約)+2β釦(Li1-Li）（添字1は1995年に対応し、添字0は90年に対応している。
最初の項は社会保険加入行動の変化による部分、2項目は規制の変化による部分、最後の項は労働時間1年収の変化による部分である。
基準の変化は加入に対して2つの異なった方向に作用している。
基準時間の短縮（厚生年金・健康保険が33時間から30時間、雇用保険が22時間から20時間）と、基準年収が上昇（厚生年金・健康保険で110万円から130万円）とが、九つのセル上に分布状況の変化に対して逆方向に作用したからである。
基準労働時間の短縮は、基準労働時間を超える労働者の割合を増やすことになった。
他方、厚生年金・健康保険の被扶養者となるための基準年収が上昇し、この基準を満たすことのできる労働者が少なくなったため、セル9（すべてに加入する条件を満たす）の労働者の割合は低下した。
厚生年金と健康保険の基準年収の上昇は、この間の1般的な賃金上昇と同程度なので、もし労働供給が同程度で推移していたならば、加入のための条件すべてを満たす労働者の割合は減少しなかったであろう。
しかし、パート労働者はこの間労働時間を減らしており、そのために年収の上昇は限定的であった。
したがってセル5（労働時間が週20〜30時間、年収90万〜130万円）と、セル8（労働時間が週30時間以上、年収90万〜130万円）の割合が上昇した。
セル5の労働者は労働時間が短いので、厚生年金・健康保険に加入する必要はない。
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