Discussion Paper No.266

なぜ中国の家計は株式・理財商品を保有しているのか－金融資産選択行動のミクロ分析－

中央大学経済学部教授
唐成June 2016

INSTITUTE OF ECONOMIC RESEARCH
Chuo University
Tokyo, Japanなぜ中国の家計は株式・理財商品を保有しているのか*-金融資産選択行動のミクロ分析唐 成†要

旨

中国の家計は膨大な金融資産を蓄積しており,その資産運用の多様化ニーズも高まっている。家計資産選択行動は果たして理論との整合性を保持しているのか,あるいは中国的な特異性を示せるのか。そこで,我々は独自のアンケート調査データを用いて,株式と理財商品の決定要因とは何かをプロビット・タイプの二値選択モデルおよび多項ロジットモデルなど
で推計を行った。
推計の結果,仮説１である借入制約を受けている家計は株式保有にプラスの影響を与えていることの有意性が確認された。この仮説は明らかに理論や既存の先行研究の実証結果と相反しているが,株式市場は未成熟であり,個人投資家の一攫千金というギャンブル性の強い性格を持っていることから,むしろ中国の現状を説明するうえで合理的あろう。また,仮説2 である金融市場改革の遅れが理財商品の保有に強いインセンティブを与えていることも検証された。理財商品はなぜ膨張したのか,その決定要因と金融市場との関連性をミクロレベルで検証するのは本研究が初めてである。
本研究の結果により,今後の金融・資本市場の改革やシャドーバンキングのリスクを低減させるためにも,家計サイドからの視点がきわめて重要であることが示唆された。

キーワード： 資産選択,株式,理財商品,借入制約,シャドーバンキング,金融市場
JEL 分類： D14,G11,G20*

本稿の作成にあたり、史潔「中国における家計金融資産選択の実証分析—理財商品の決定

要因のミクロ分析を焦点に−」（中央大学大学院経済学研究科修士提出論文、2015 年度）から示唆を受けたほか、同氏から調査データの提供を受けたことに謝意を表したい。また、本論の作成に当たり、坂田幸繁教授より貴重なコメントを頂いたことも感謝の意を表したい。
なお、本稿にありうる間違いはすべて筆者自身の責任である。
中央大学経済学部教授 E-mail :tang@tamacc.chuo-u.ac.jp†

11.はじめに本論の目的は家計に関する独自のアンケート調査の個票を用いて,中国の家計資産選択の特徴を把握し,株式,理財商品といった危険資産保有の決定要因とは何かを明らかにすることである1。1978 年以降,家計部門の貯蓄率が急上昇し,年々のフローとして膨大な金融資産を蓄積してきた。家計の金融資産残高に関する公式な統計データは存在していないものの,李・張・常（2015）は 2004 年以後の各経済部門の資産負債データを推計しており,中国人
民銀行の資金循環統計（フローベースのみ）を合わせると,家計はどのような形態で金融資産を増加させているかをある程度把握することができる。
例えば,李・張・常（2015）によれば,家計の総資産は 2004 年の 55 兆 2500 億元から 2014
年の 253 兆 7200 億元まで大きく拡大しており,2014 年の総資産に占める実物資産と金融資
産の割合はそれぞれ 59.3％,40.7％となっている。そのうち,不動産は 53.8％を占めるようになり,家計にとって最大の資産である。また,金融資産残高規模は 2004 年の 18 兆元から 2014
年の 103 兆元まで約 6 倍近く拡大していることがわかる。金融資産の構成は 2006 年まで 9割近く預金を中心とした安全資産であったが,2007 年の株式市場バブルを受けて,危険資産の割合は全体の 3 割近く上昇した。その後のリーマン・ショックを受けて,一時安全資産の割合が上昇したが,2010 年から特に理財商品,投資信託といった危険資産の割合が再び拡大
している2。このように,マクロ的な側面から,家計金融資産選択の特徴について,中国は依然として安全資産保有を中心としているが,株式市場の動向や理財商品の出現によって,金融資産保有の構成変化も起きていることが明らかである。
人々はなぜ株式や理財商品を保有しているのか,その決定要因を明らかにするためには,
ミクロデータによる実証的な研究が不可欠である。また,このようなミクロレベルによる分
析は,金融資産選択行動の特徴を解明することのみならず,家計の貯蓄・消費行動を理解する上で非常に重要な点である。さらに,昨今株式市場の混乱,シャドーバンキングの膨張を考えると,家計の金融資産選択要因を明らかにすることは,安定成長を目指す中国経済にとって,今後の金融自由化改革の方向性を見極め,シャドーバンキングのリスクを低減させ,金融シ

1『中国家庭金融調査報告 2015』では、金融資産は現金、銀行預金、債券、株式、ファン

ド、金融理財商品とその他に分類されている。また株式、ファンド、債券（国債・地方債を除く）、理財商品を危険資産に分類しており、本論も既存の先行研究と同じ分類にしている。
2 銀行理財商品の法令上の分類では①収益保証型理財プラン②収益非保証型理財プランの2 つがあり、そのうち、②はさらに元本保証・収益変動型と元本非保証・収益変動型に分けられる（中国人民銀行『商業銀行の個人向け理財業務の管理に関する暫定弁法』2005
年、第 2 号）。
2

ステム安定化をいかに構築していくか,マクロ経済政策の影響を検討する上でも極めて重要な情報である。
近年,CHFS（China Household Finance Survey,西南財経大学）に代表されるサーベイデータの整備により,家計の金融資産選択に関する研究が見られるようになった。またそれに基づいた家計金融資産調査の概要は甘・尹ほか（2012,2015）が報告している3。例えば,甘・尹・譚（2015）によれば,2013 年の住宅資産が家計総資産に占める比率は都市部では 59.6％
で,農村では 54.4％をそれぞれ占めている。また,一人当たりの金融資産は 7 万 3931 元であるが,危険金融資産の平均は 2 万 1230 元で,全体の金融資産の 28.7％を占めている。さらに,
危険資産のうち,6.5％が株式口座を持ち,都市部は 11.1％で,農村ではわずか 0.4％にとどまっている。
また,家計の金融資産選択行動に関する実証的な研究について,株式を代表とする危険資産を分析対象として,尹・宋・呉（2014）は金融知識の増加により,家計の危険資産,とりわけ株式資産の比率を高めることや投資経験の蓄積も株式資産比率を高め,投資収益の増加にプラス影響を与えることを明らかにしている。このような結論は,投資家の教育水準が危険
資産投資にプラスの影響を与える Campbell（2006）,何・史・周（2009）の研究や,高学歴ほど 危 険 資 産 保 有 確 率 が 高 い こ と を 明 ら か に し て い る Mankiw

andZeldes(1991),Attanasio,Banks and Tanner (2002)や北村・内野（2011）などの諸研究の結果とほぼ一致している。つまり,より高い教育水準は,株式の投資知識を得ることができるため,結果的に株式保有率が高くなると考えられる。さらに,高学歴であるほど,収入の増加と資産の蓄積についても,株式投資の固定コストを支払う能力が高められ,さらに株式投資を行う
ことができると考えられる。
また,借入制約が危険資産保有にどのような影響を与えているかについて,尹・宋・黄（2015）
は借入制約が家計の危険資産選択を阻害する重要な要素として,借入制約を受けている家庭
は危険資産への保有率が低く,家計資産に占める危険資産の比率も低下させる効果をもたらす と 分 析 し て い る 。 同 じ よ う な 分 析 と し て ,Haliassos

andBertaut(1995),Guiso,Jappelli,and Terlizzese(1996）なども,流動性制約を受けた家計は比較的低い危険資産比率を選択するという実証結果を明らかにしている。
3

それによると、最新の 2013 年の調査では、家計総資産に占める住宅資産の比率は都市部

では 59.6％、農村部では 54.4％を占めている。また、一人当たりの金融資産は 7 万 3931 元であり、そのうち危険金融資産は 28.7％を占めている。

3

他方,危険資産保有の決定要因として,持ち家の影響が挙げられる。特に中国の場合,持ち家志向が強いとされており,李（2015）の推計では,家計資産の 50％以上が実物資産であり,そのうちのほとんどが不動産である。CHFS の調査データでも,2013 年と 2015 年の平均住宅持ち家率は 90.8％と 91.4％で,それぞれ家庭の総資産の 68.3％と 70.1％を占めている。
我々のアンケート調査でも家計の 89.8％は住宅所有者世帯）である。このように,中国の家
計の強い持ち家志向が,金融ポートフォリオの選択にどのような影響を与えているのだろうか。何・史・周（2009）は「2006 年投資者行為調査」を用いて,家計の収入リスクが高いほど,商業・不動産投資を行っている家計ほど,危険資産投資の比率が低いと分析している。また葉・魏・周（2015）の CHFS データを用いた分析では,家計の危険資産の対総資産比率が5％以下の世帯では,持ち家は危険資産投資とはプラスの相関関係にあるが,それを超えると,持ち家の危険資産投資とは負の関係にあるという実証研究がある4。ただ,日本のデータを用いた駒井・阿部（2005）は,住宅所有が危険資産需要に対して,正で有意な影響を及ぼすという実証結果が得られている。
このように,ミクロデータを用いた家計の金融資産選択行動の主な結果は,先進国を中心とした実証研究による定型化された事実とほぼ一致している。しかし,他方では,中国の株式市場では,個人投資家の口座数は 1 億 361 口座に達しており,全体の 99.71％を占めるほど（うち,59.9％が一年以内に何らかの株式の取引を行っている）,絶対多数を占めている5。
このため,株式投資に関する基本的な知識を持たない人々も多く参加しており,高値を追い続ける盲目的な投資によって株式市場の過熱化,株価急落時に個人投資家のパニック的な投げ売り現象は,しばしばテレビを通じて我々の目に強い印象を与えている。もし,中国家計の資産選択行動の特徴は理論と同じであれば,我々はいささか違和感を覚えることになるだろう。本論の 1 つの問題意識は,このような株式保有の決定要因において,先行研究と定型化された事実を確認しながらも,中国の特異性を探ることである。
また,第 2 の問題意識は理財商品の選択行動の解明である。理財商品という比較的新しい
金融商品は 2008 年頃徐々に脚光を浴びて,急速に広まっており,2015 年末 23 兆 5000 億元を超えている6。その結果,その巨額な資金はシャドーバンキング(中国語「影子銀行」)を通じ

ただ、データを収集した 2011 年は、ちょうど不動産価格が全国平均 11.8％へと大きく上昇し、株式市場が 21.68％へと大きく下落した時期である。不動産投資が、ある程度危
険資産投資を抑制していると考えられる。
5 中国証券登記決算有限公司「統計月報」2016 年 3 月。
http://www.chinaclear.cn/zdjs/xtjbg/center_tjbg.shtml（2016 年 5 月 2 日アクセス）。
6
理財商品は 2004 年広東発展銀行により初めて発売されてから、2015 年末 426 の銀行が6 万 879 種類を発売し、23 兆 5000 億元を超えている（中央決算公司（2016）「中国銀行業4

4

て,不動産投資や地方政府の融資プラットフォームなどに流し込む仕組みがまん延するようになった。高度成長から転換期を迎える中国経済にとって,シャドーバンキングは地方政府債務問題を深刻化させ,金融システムにも大きなリスクを及ぼす懸念が高まっている。
しかし,家計部門はなぜ意欲的にこの金融商品を選択しているのだろうか。これまで，シャドーバンキングの分析は資金の供給側もしくは金融制度に焦点を当てている。したがって、理財商品の保有行動を明らかにすること自体,資金供給部門としての家計という入口からその要因を解明するができる。高度成長とともに,家計の所得や資産蓄積が進んできたことから,資産運用のニーズも多様化し,従来の流動性や安全性から利回りの高い金融商品や株式市場での株価の値上がりによるキャピタルゲインを追及するようになってきた。しかし,その一方で中国の金融市場は依然として立ち遅れているため,家計のニーズにとって,理財商品は高いリターンの投資運用先であり,シャドーバンキングはこうしたニーズを求める
家計の資産選択の受け皿となっていると考えられる7。しかし,こうした議論はこれまで根拠なき議論がされているものの,実際に理財商品とその背景にある家計にとっての金融資産運用市場との関わりを実証的に明らかにすることはなかった。本研究による理財商品の決定
要因の解明は,シャドーバンキングの膨張要因を資金調達の入口から捉え,それに関連する
中国の金融市場が抱える諸課題を浮き彫りにするであろう。
もっとも,中国における家計の金融資産選択行動に対する研究の蓄積はまだ浅く,時系列
的なデータが依然構築されていない現状では,先行研究だけで指摘されている事実は長期にわたって安定的に成立しうるものといえるのか。あるいは,家計の金融資産選択行動は,時折様々なマクロ経済環境,政府の政策関与や経済構造の変化を受けて移り変わっていくものであるかもしれない。そういう意味では,家計の資産選択行動に関する実証分析は十分ではなく,これから蓄積していくべき焦眉の課題といえるだろう。

理財市場 2015 年度報告」『中国債券』3 月、34-39 頁）。この理財商品は銀行、信託会社及び企業の提携協力によって、銀行金利よりも高い金利を設けて、銀行を主な販売窓口で預金者から募った資金を投資に回すというビジネスモデルの金融商品であり、その運用先も低リスクのものから高リスクのものまで幅広い。この取引は簿外で行われるため、預貸率の制限や金融当局の貸出規制を回避することができるが、資金の最終的借り手が返済不能となるリスクや、短期で調達した資金を長期運用することによって発生するリスクが存在している。
7 理財商品の内容は時期や銀行によって若干異なるが、一般的な理財商品の最低投資額は 5万元で、償還期間は 3 ヶ月以内から 1 年以上のものもあり、予想収益率は年率 4%～6%であることが多いとされている。

5

このため,我々は独自のアンケート調査データを用いて,家計の資産選択行動に関するミクロ分析を行うことにした。我々のアンケート調査では,家計の金融資産選択に関する項目のほかに,家計の貯蓄目的,標本世帯が置かれている社会環境,生活の満足度,金融資産に対する主観的な認識なども独自に設けている。したがって,本論の分析を通じて,家計資産選択行動は果たして理論との整合性を保持しているのか,あるいは中国的な特異性を示しているのかが明らかにされる。
本論の構成は以下のとおりである。2 節では,独自のアンケート調査に使用するデータについて説明し,先行研究を取り上げながら,記述統計の分析を行い,家計の金融資産選択の概要を把握し,2 つの仮説を提起する。3 節では,プロビットモデルおよび多項ロジットモデル
による家計の資産選択行動の実証研究を行い,仮説の検定を行う。最後の 4 節では結論と研究課題を述べる。

2．データの概要と記述統計分析
2.1 データの概要
我々は独自のアンケートを次のような方法で実施した。まず,地域格差や所得格差の大きい中国において,調査地域の選別は極めて重要である。限られた資源で分析結果からより一般性のある有効な結論を導くため,経済発展の度合いにおいて最も豊かな東部地域と最も遅れている西部地域を避けて,調査対象地域をその中間位置にある中部地域に絞った。さらに一人当たりの所得水準もなるべく全国的なレベルにあることを考慮して地域を選定した。
その結果,我々は山西省 Y 市を調査地域に選出し，Y 市に居住する家計を対象世帯として家計金融資産選択のアンケート調査を実施した。2014 年 Y 市の人口は 138.6 万人で,GDP は616.6 億元であり,第二産業の比率は 54.6％を占めている。一人当たりの GDP は 4 万 4382 元で,山西省の 3 万 5070 元より高いが,全国平均の 4 万 6629 より若干低い。つまり,我々の調査した Y 市は中国の平均的な経済発展地域であると位置づけられる。
我々の関心は全国的な平均地域のみならず,できれば収入的にも平均的な中間層世帯を目標とした。このため,我々の調査アンケートの対象となる 40 歳代までの世帯の選出は,まず市内にある比較的中間層が多い住む地域の小学校（生徒数,約 900 人）の一年生から六年生までの各学年から 2 つのクラスを抽出し,そのクラスに所属する生徒の親の世帯 480 世帯（世帯主が回答者）に対してアンケートを行った。さらに世代的なバランスを考慮して追加
サンプルとして,Y 市の都市部と農村部からの両方で 520 人世帯に対してアンケート用紙を配布し,翌日以降に回収する形式で調査を行った。計画サンプル,合計 1000 世帯から 686 世

6

帯分の調査票を回収した（回収率は 68.6％）。実施時期は 2015 年 6 月 20 日から 7 月 15 日の間であるが,この時期はちょうど株式市場が 6 月 12 日に 5166.35 ポイントという 2015 年の最高値から,急速に崩れていく段階にあり,調査実施の前日の 6 月 19 日は 4478.36 ポイン
トになり,7 月 15 日に 3805.703 ポイントになっていた。金融資産投資に関しては，リスクが強く意識された期間の回答であることを指摘しておく。
アンケート調査（以下,「山西調査データ 2015」と呼ぶ）では,（1）家計の属性として,
世帯主,配偶者のそれぞれの年齢,職業,教育水準,家族人数,扶養人数など,（2）金融資産及びその構成,金融商品に対するリスクの主観的な認識度,理財商品を購入する際に重要視するポイントなど,（3）住宅,その他不動産の所有状況,不動産資産など,（4）家計の負債状況など,主に 4 つの側面から家計の状況をとらえるアンケート内容となっている。しかし,多くの先行研究と同様に,我々の調査でも調査世帯の多くは金融資産総額やその主要資産項目
に関する質問に対しては，単純にその「有無」だけを回答し,金額の回答は回避する傾向にある。確かに家計の金融資産の構成やその金額はそもそもセンシティブな問題であり,そのような質問に関して回答をためらうのは不思議ではない。しかしそのような厳しい回答状
況のなかで,我々の住宅保有に関する質問項目には,所有している住宅資産額について 618
世帯が回答している。これを分析においては資産のコントロール変数として用いている。

2.2 記述統計分析
本節では,次節の実証分析で使用するデータの基本統計量をまとめ,家計の資産選択の基本的な特徴を検討しよう。表１の記述統計によると,家計の 23.0％が株式,31.5％が理財商品を保有している。世帯主の平均的な年齢は 42 歳であり,世帯人数は 3.3 人で核家族が主流である。また,何らか借入制約を受けている世帯は 45.8％であり,CHFS（2013）の全国平均
52.0％（うち,都市部 43.5％,農村 62.9％）よりやや低い。また,住宅ローンを有している世
帯も 16.5％を占めている。調査した世帯の 84.5％が都市部住民であり,大学卒の学歴は全体の 20.7％を占めている。さらに職業に関して,学歴,収入,金融知識,情報の所有などが同レベ
ルに近い方を 5 つのカテゴリーに分かれている。たとえば,政府部門や金融機関で勤めている世帯主を同じカテゴリーとしてまとめた。
この調査データをもとに,先行研究によって定型化された事実を中国的な特異性が持っているのかを記述統計分析で確認してみよう。第 1 に,年齢と危険資産との関係について,図１をみると株式保有はきれいな山形になっており,理財商品保有は 20 代から 30 代へといっ
たん下がったが,その後再び山形になっていることがわかる。Iwasako(2009),祝迫（2012）7

は日経 RADAR データを用いて,年齢別の株式投資比率は若年層から徐々に増加し,50 年代
でピークになり,その後安定するという日本のパターンを明らかにしている。また Fujiki,
Hirakata and Shioji (2012)は,株式を保有する高齢者世帯の家計に限ってみた場合,株式の保有金額比率には年齢が有意な正の効果を与えることを指摘している。つまり,中国の年代別の危険資産保有パターンは,中高年層では日本と異なっていることがわかる。
我々が指摘した事実は CHFS（2013）とほぼ同様である。甘・尹・譚（2015）によれば,
世帯主の年齢層別株式保有比率は 6.2％（16～30 歳）,9.5％（31～45 歳）,6.0％（46～60歳）,4.2％（60 歳～）になっており,やはり我々と同じ山形であり,中高年層になると保有比率が下がっていく。この背景には,日本の場合は高齢者がより金融資産の蓄積が進んでいることに対して,中国の場合,高齢者ほど金融資産を持っていないのが現状である。たとえば,
甘・尹・譚（2015）によれば,世帯主の年齢別では,①16-30 歳は 8 万 7503 元,②31-45 歳は
9 万 8816 元,③46-60 歳は 7 万 3331 元,④61 歳以上は 4 万 4268 元となっており,明らかに高齢者ほど資産保有額が低い。この資産格差に影響を与える要因として,50 代後半以降の世代にはちょうど教育にも恵まれなかった「文革世代」を経験者が含まれており,彼らが受けた教育レベルの違いによる人的資本の格差であると考えられる。
第 2 に,持ち家という最も重要な家計資産は,金融資産選択にどのような影響を与えるのか。一般的に不動産の資産側では不動産価格の変動（中国の場合はほとんど値上がり）が資産効果をもたらすことがある。我々の調査データによると,持ち家１軒の世帯の株式保有率
は 22.9％であるのに対して,持ち家 2 軒の株式保有率は 41.8％に達している。中国の住宅事
情を考えると,リーマン・ショック以降ほぼ一貫して住宅価格は購入価格を大きく上回る価格で売却することがほぼ確実に可能であることから,その収益性の高さと実質的な安全性が資産選択への制約となるとは考えにくいのである。他方,負債側では,不動産購入に伴う住宅ローンが危険資産にマイナスの影響を与えることが考えられる。家計にとって,負債を持つ,しかも負債比率が高いほど,家計のリスク許容度は低下するという危険資産への抑制が考えられる。
第 3 に,借入制約が危険資産選択に与える影響とは何か。尹・宋・黄（2015）は家計の資産選択と借入制約との間に,借入制約は危険資産の保有および危険資産の保有比率にも強い
マイナス影響を与えていることを明らかにしている。同じく Guiso et al(1996）はイタリ
アの調査データを用いて,借入制約が危険資産保有にマイナス影響を与えるという実証結果がある。また,Gollier(2002)は危険資産保有がリスク回避度に依存していることや流動性制約に直面する可能性の高い家計ほど,危険資産の保有はすくなくなることを理論的に整理

8

表１ 記述統計
世帯数

平均値

標準偏差

最小値

最大値

株式保有ダミー686

0.23030.421301

理財商品保有ダミー

686

0.31490.4648

0

1

年齢

685

41.9533

10.04222380

所得（万元）

677

6.40358.2027

0

100

世帯人数

686

3.26530.95881

8

中学校卒ダミー 685

0.2336

0.42340

1

高校卒ダミー686

0.55830.497001

大学卒以上ダミー

686

0.20690.450401

借入制約ダミー

604

0.4586

0.49870

1

蓄え不足ダミー

676

0.37720.485001

就業形態ダミー：会社員ダミー

686

0.28570.45210

1

政府機関ダミー686

0.36590.482001

自営業ダミー686

0.15010.35750

1

退職者ダミー686

0.06120.2399

0

1

農業ダミー

686

0.17930.383901

資産選択の基準：収益性ダミー

686

0.3061

0.461201

安全性ダミー686

0.64580.478601

流動性ダミー686

0.04810.21410

1

住宅資産(対数値）

681

3.22200.851205.5215

負債ダミー：あり＝１686

0.16470.371201

理財商品の主観的な考え方：
預金金利が低い677

0.65290.476401

金融商品の少なさ

677

0.08420.277901

理財商品に関する情報伝達の速さ

6770.17280.378401

銀行への信頼677

0.27770.448201

理財商品への理解

677

0.17280.37840

1

学歴ダミー:：

出所）「山西調査データ 2015」より作成。

9

図１ 株式・理財商品の保有と年代別の関係
45.0
41.6

40.0
35.0
29.7
30.0
保
有 25.0の
割 20.0
合
15.0
％

29.9

25.9

29.1

23.6
18.0

17.8

15.5

10.0

8.9

5.0
0.0
20代

30代
株投資

40代
理財商品

50代

60代

出所）
「山西調査データ 2015」より作成。

表 2 借入制約と株式・理財商品の保有関係について
株式

理財商品

保有

なし

保有

なし

借入制約あり

23.5

76.8

20.6

79.4

借入制約なし

22.9

77.1

42.8

57.2

出所）
「山西調査データ 2015」より作成。

している。このような借入制約や信用割当により,家計は危険資産の保有を減少させる可能性があると考えられる。それは家計にとって,危険資産の下落は必要とする資金を充足できない可能性があるため,流動性のある安全資産を保有する傾向にある。松浦・白石（2002）
は旧郵政研究所の「家計における金融資産選択調査 1998 年」を用いて,借入制約確率の高まりが危険資産保有確率を低下させる実証結果を明らかにしている。
その一方,我々は表 2 で示しているように,株式・理財商品の保有と借入制約の関係について,1 つ対照的な特徴が得られている。それは,理財商品の場合,借入制約を受けていない

10

家計は保有の割合は全体の 42.8％を占めているが,借入制約を受けている場合は 20.6％にとどまっており,明確な投資行動が現れている。それに対して,株式の場合,借入制約を受けているか否かにかかわらず，ほぼ同じ割合である。つまり,借入制約を受けている家計は理財商品にも株式にも積極的な投資行動を行っているといえる。
第 4 に,家計の資産選択の基準とは何か。家計の資産選択行動には収益性,リスク性,流動性,税負担など，考慮すべき重要な基準がある。そこで,我々は家計の商品選択の判断基準について以下のダミー変数を用いた。すなわち,「あなたの家庭では,金融商品を購入する際にどのようなことを最も重視しますか」という質問を設けて,①「収益性」,②「安全性」,③「流動性」という 3 つの選択肢から 1 つを選ばせた。このうち,①「収益性」を選んだ家計については「利回り重視」指標のダミーを作成した。また②「安全性」を選んだ家計については「安全性重視」ダミーを作成した。③「流動性」を選んだ家計は「流動性重視」ダミーを作成した。したがって,収益性重視を選択した家計は,よりリスクの許容度が高いと考えられ,危険資産の保有と正の相関関係が予想される。安全性重視を選んだ家計は,危険資産とは負の相関関係にあると予想される。最後に,流動性重視を選んだ家計については正と負の相関関係がどちらも想定可能と考えられる。
第 5 に,金融商品に対する主観的な認識度の影響についてである。家計の資産選択において,主な金融商品についてのリスク性がどのように認識されているかを設問した。表 2 は株式,理財商品,投資信託,債券という主な金融商品のリスク性について,低いから高い（1→5）

表 3 金融商品のリスク性に対する主観的な認識
小さい→大きい

合 計

[1]

[2]

[3]

式

5.8

6.9

7.6

19.6

60.2

理財商品

26.3

22.8

24.6

14.4

11.9

投資信託

9.9

24.2

27.3

21.2

17.4

債

24.7

18.1

22.1

14.0

21.1

株

券

出所）
「山西調査データ 2015」より作成。

11

[4]

[5]

（サンプル数）
100.0
（685）
100.0
（679）
100.0
（678）
100.0
（679）

の主観的な評価を行っている。それによれば,平均的な評価として,株式は平均 60.2％の人が最もリスクの高い 5 を評価しており,ハイリスクとハイリターンの金融商品という認識をしている。しかし,理財商品について,リスク性の最も高い５を評価したのはわずか 11.9％であり,投資信託や債券よりもリスク性を選択している割合が低い。つまり,家計の資産選択行動
において,理財商品については危険資産というよりも安全資産であると認識している割合が大きいのである。
しかし,元本非保証型の 7 割以上を占めている理財商品は,なぜ人々の考えるリスク性が低いのだろうか8。我々は理財商品を選択する際の基準について,さらにその理由を尋ねている。
具体的には，①「銀行金利が低いから」,②「金融商品が少ないから」,③「理財商品の情報が多いから」④「購入先の銀行の信頼度が高いから」,⑤「理財商品についての知識がよくわかるから」,⑥「理財商品の流動性が高いから」という 6 つの選択肢から該当する理由を複数回答させた。そして選択理由をダミー化し，①からは「銀行金利の低さ」ダミー,②からは「金融商品少なさ」ダミー,③を選んだ家計は「理財商品の情報の多さ」,「銀行の高い信頼度」ダミー,⑤「理財商品の熟知度」ダミー,⑥「理財商品の流動性」ダミーをそれぞれ作成した。なお,この 6 つの選択肢は単一選択ではないため,上記ダミー変数の合計は１にならない。①から⑥は理財商品選択にたいしていずれもプラスの効果を及ぼすと考えられる。
この質問項目から,我々は家計にとっての資産運用市場が抱えているいくつか問題点を明らかにしようとしている。特に①と②は家計資産運用のニーズの多様化に対応していない
ことを，また,④は国の信用をバックに国有商業銀行を中心とする金融市場の現状を表している。つまり金融自由化改革の遅れが理財商品の選択に強いインセンティブを与えているのではないかというものである。
以上の先行研究とアンケート調査の記述統計分析をもとに,我々は株式・理財商品の選択
行動において,特に中国的な特異性を示すため,とりわけ以下の 2 つ仮説を検証することを目的とする。すなわち,
仮説１

借入制約を受けている家計は株式保有にプラスの影響を与えている。この仮説は明らかに理論や既存の先行研究の実証結果と相反しているが,中国の株式市場,個人投資家の未熟さ,投機的な性格を持つことから,むしろ中国の現実が示される。
仮説 2 金融市場改革の遅れが理財商品の保有にインセンティブを与えている。理財商品

8

例えば、中央決算公司（2016）によれば、2015 年末すべての理財商品に占める元本非保

証型は 74.17％に達している。

12

は高いリターンの投資先を求める家計の金融資産運用の多様化ニーズに合致し,国の信用をバックにしている金融機関による理財商品の販売は家計の理財商品の保有意欲を高めているのである。

3 実証分析
3.1 プロビットモデルによる推計
2 つの仮説を検証するために,家計の危険資産需要関数を推定する。危険資産に対する需要に影響を及ぼすと考えられるさまざまな要因をコントロールし,本研究における中国の家計資産選択行動において,理論との整合性を確認しながら,中国的な特徴を明らかにする。家計が金融資産選択に関して,通常,ヘックマン（Heckman）の 2 段階推定法を採用して推計を行うことが多い。しかし,すでに述べたように我々の調査では,家計の金融資産総額の利用に制約が多いことから,本論では第 1 段階の危険資産を保有するか否かというプロビット・タ
イプの二値選択モデルにより,危険資産の保有関数を推計している。
株式と理財商品それぞれにたいして,（1）株式を保有する（＝１）,株式を保有しない（＝0）,（2）理財商品を保有する（＝１）,理財商品を保有しない（＝0）を目的変数として，次のような Probit モデルを考える。
𝑦𝑖∗ = 𝛽𝑥𝑖 + 𝜖𝑖ここで，𝑥𝑖 は説明変数のベクトル，βは係数パラメータベクトルであり,𝜖𝑖 は誤差項で標準正規分布に従うとする。𝑦𝑖∗は𝑦𝑖 を決めている潜在因子であり,対応する観測変数𝑦𝑖 は,
1, 𝑦 ∗ ≥ 0
𝑦𝑖 = { 𝑖∗0, 𝑦𝑖 < 0

(1)

となる。
説明変数に含まれるのは,家計の世帯主の年齢,所得,最終学歴,家族規模,住宅資産,職業,ローン負債の有無,流動性制約の有無,資産選択に関する態度や意識に関するダミー変数である。
年齢と危険資産保有の関係は,理論的に正負両方の可能性が考えられる。人的資本を取り入れる場合,祝迫（2012）によれば,金融市場が効率的に機能し,若い世代が将来の期待労働所
得に見合った借入れを行うことが可能であったとすると,最適な危険資産への配分は年齢とともに減少していくことになる。しかし,現実の金融市場が不完全である上に,若い世帯は将来の労働所得のリスクを十分にヘッジすることはできず,借入制約や予備的貯蓄同期が重要な影響を与える若い年代では,むしろ家計の危険資産のシェアは上昇していくという。この13

とき家計の金融資産投資に占める危険資産のシェアは,年齢に対して山形の形状をとるものが考えられる。
これまでの実証研究では,Poterba and Samwick（2003）は家計の株式保有が年齢の増加とともに高くなり,男性は女性より株式保有率が高いと分析している。また,Cardak andWilkins(2009)は年齢と株式投資の比率と逆 U 字関係にあるが,呉・斉（2007）の実証研究では,年齢は家計資産選択にライフ・サイクル効果が見られないという。我々は年齢の二乗項を取り入れて,ライフステージとの関係から年齢とその二乗項の符号の相違性を期待する。
また,学歴ダミーは中学校卒以下,高校卒，および大学卒という 3 つに分けて,学歴が危険資
産保有に及ぼす効果を検証してみる。人的資本という側面から,学歴効果は将来所得をコン
トロールするためである。また危険資産への投資に情報処理能力が影響する可能性をコン
トロールするものである。一般的に,学歴が低いほど情報処理能力が低いと考えられており,それにかかわる係数の符号は負である。また,逆の相関関係も成立する。例えば,北村・内野（2011）は家計の金融資産選択行動における固定情報コストの存在を明らかにしている。
彼らによれば,大学卒以上の世帯主を持つ家計ほど危険資産保有確率が高いことなど,家計の危険資産保有決定において,金融知識を背景とした参加コストが存在することを示唆している。Mankiw and Zeldes(1991)は危険資産の保有確率について,学歴が高いほど正の関係が存在していると分析している。
さらに,流動性制約に直面している場合は,家計にとって預金のほうを保有することが家計にとって合理的な選択になると考えられる。実証研究では,松浦・白石（2004）は借入制
約が危険資産の保有にマイナスに作用することを明らかにしている。そのため,我々は「金融機関に対して借り入れの申込をしたことはない」という質問を用意し,2 つの選択項目を設けている。すなわち,①「十分な蓄えがあるため,融資を受ける必要委はない」,②「申し込みを断られる可能性があって,最初から申請をあきらめた」と用意した。そこで,②を選んでいる家計を借入制約に直面したことのある家計として分析に利用している。
職業は 5 つのカテゴリーに分けられている。政府機関や銀行関係者は学歴,所得,情報伝達の早さなどから,株式や理財商品にプラス影響を与えるが,逆に,自営業や農業従事者はマイナス影響を与えると考えられる9。しかし,職業の違いはむしろ金融資産に占める危険資産の9理論的に自営業は、給与所得者に比べて将来所得の不確実性が高いこと、集中的に非流動的な実物投資を行うことから、分散投資によって景気変動に対する保険をかける余地が小さい。このため、株式などの危険資産への投資と代替的なリスクを抱えているため、株式保有の傾向が小さいと考えられる。また農民もそのような傾向があると思われる。

14

保有比率に大きく異なってくる可能性がある。
推計の結果は表 4 に示している。まず,株式保有の推計結果をみると,年齢及び年齢の二乗項は理論の通りに,符号がそれぞれプラスとマイナスで,有意性がある。また,所得も大きいほど,株式保有にプラス影響を与えていることがわかる。また,農業をベースにした職業については,符号はプラスとなっているが、都市の職業性の有意性はない。学歴の効果は大学卒以上をベースにしている場合,中学校卒以下の符号はマイナスで,株式保有に強いマイナス影
響を与えているが,高校卒以上の株式保有に差異がないことを示唆している。また,資産選択重視のダミーについて,収益性選好ダミーの符号はプラスで有意である。さらに,住宅資産も株式保有に強い影響を与えており,不動産の高い収益性と実質的な安全性はむしろ危険資産の保有に促進していることが示唆される。その一方,住宅ローンを抱えている世帯は理論の通り,符号がマイナスで有意性が得られている。
興味深いことに,借入制約ダミーが株式保有にプラスで有意であることから,仮説１が確認された。借入制約を受けている人々は,自分の目標である金融資産をいち早く達成するた
めには,理財商品などの金融商品への投資よりも株式市場で一攫千金を得たいという気持
ちにより,さらに高い利益を得ようとする投資行動が現れている10。
次に,理財商品保有の決定要因についての推計結果を見てみる。まず,所得や家族規模も有意なプラス影響を与える。これは家族規模が大きいほど,より資産の蓄積が進み,株式よりもリスクの少ない理財商品を選んでいる可能性が示唆される。また,職業ダミーについて,農業をベースにした職業ダミー変数では,いずれもプラス影響を与えており、職業は地域の特性の代理変数と捉える。そして,借入制約ダミー変数は理論の期待通り,マイナスで有意である。
これは株式保有の推計結果と整合的であり,借入制約を受けている家計は理財商品への購入
よりも株式投資のほうが意欲的であるが考えられる。
主観的な認識ダミーである「銀行金利が低い」ダミー変数,「他の金融商品が少ない」,「理財商品を販売している銀行への信頼性が高い」などはいずれも有意にプラス影響を与えており,我々の仮説 2 が確認されている。つまり,理財商品は銀行が販売しており,銀行は絶対に潰れないという信頼感がある。家計は預金に対する期待収益率の低さや選択できる金融商
品の少なさから,金利の高い理財商品への購入を選択していると思われる。さらに,家計は理10

このような推計結果は、その当時の株式市場の状況にも反映されているかもしれない。
我々の調査時期である 2015 年 6 月は、人々が売買に熱中していた株ブームが崩壊していく段階にあり、株価が下がる一方ではあったが、多くの個人投資家が株式を処分せず、あるいは株式の売却に間に合わないということで保有していたことが考えられる。これもまさに、「散戸」の現状を反映しているといえよう。
15

表 4 株式および理財商品保有のプロビットモデルの推計
株式保有
限界効果
年齢

0.0336

年齢の二乗
所得0.0059

家族規模

標準偏差

**

-0.0004

理財商品保有

0.017

**

0.000

**

0.003

z値

限界効果

標準偏差

z値

1.99

*

0.0149

1.86

-2.15

-0.0003*0.0002

-1.68

2.38

**

0.00252.3*

0.02271.85

0.02770.0058-0.020

0.022

-0.91

0.0421-0.1246 ***

0.041

-2.54

0.0926

0.0585

1.63

最終学歴ダミー:高校卒=1

0.049

0.042

1.12

0.05230.04781.09

資産選択の重視ダミー（安全性をベース）:
流動性選好=1-0.025

0.079

-0.31

0.2579 **0.11522.37

資産選択の重視ダミー:収益性選好＝1

0.0754 *

0.044

1.80

0.0647

最終学歴ダミー（大学卒をベース）:
中学卒=1

***

0.04661.41***

借入制約ダミー： あり=10.1019

0.040

2.57

0.0438-3.32

主観的リスク性-0.018

0.018

-1.01

0.0778*0.0423

1.79

職業ダミー（農業をベース）:
会社関連勤務=1

0.162

0.080

0.20

0.4955 ***0.1037

4.36

職業ダミー:政府または金融機関=1

0.048

0.080

0.61

0.5528 ***0.0947

5.01

0.27

*

0.12442.76**

0.15502.31

0.0778*0.0423

1.79

金融商品の少なさ＝１

0.3723***0.0816

4.56

理財商品に関する情報伝達の速さ＝1-0.0360

0.0532-0.66***

0.05024.08**

0.0601

3.01

職業ダミー:自営業=1

0.227

0.088

職業ダミー:退職者・その他=1

0.192

0.141

1.55

地域ダミー:都市戸籍＝１

0.066

0.060

0.99

住宅ローンダミー：あり＝１-0.042

0.050

-0.80

0.030

3.40

住宅資産(対数値）

0.1024***

主観的な認識ダミー：銀行金利が低い＝１販売した銀行の信用度が高い＝１-0.14990.34010.3581

0.1982

理財商品を熟知している＝１

0.1709Number of obs

529

587

LR chi2(14)Prob > chi2
Pseudo R2
Log likelihood

90.18
0.000
0.1565-242.9736

173.430.000
0.2333-285.0421

注）***,**,*は,当該係数が有意水準 1％,5％,10％である。

財商品への知識が熟知していることも有意性があり,銀行が理財商品へのセールスに力を入れていることが伺える。

3.2 多項ロジットモデルによる推計
前節では,被説明変数がダミー変数となっており,株式保有,理財商品保有について,持つか持たないかという２つの選択肢から１つを選ぶ家計の危険資産選択の行動の特徴を把握

16

することが出来た。ここでは,さらに多項ロジットモデルを用いて,株式,理財商品がどのような要因で資産選択行動を行っているのかについて,その選択肢を４つのケースで想定し,危険資産保有形態に関する推計を行う。多項ロジットモデル（multi-nominal logit model）は,サンプルの状態が 3 つ以上存在する場合の判別問題を扱うモデルである。判別は,サンプルがどのような状態に属している確率が最も高いかという基準で行われる。我々の分析では,家計の株式,理財商品の選択に関して,次のような選択行動を想定する。すなわち,①株式,理財商品とも保有しない（ベース）②株式のみ保有,③理財商品のみ保有,④株式・理財商品ともに保有という被説明変数の取り得る値は 4 つから１つの資産選択形態を選ぶ行動を考えてみる。
この場合,多項ロジットモデルは以下のように定式化される。すなわち,𝑌𝑖 =3(株式・理財保有)

∗
∗
∗
∗ ∗
∗
𝑖𝑓 𝑌3,𝑖> 𝑌2,𝑖, 𝑌3,𝑖> 𝑌1,𝑖
𝑌3,𝑖 > 𝑌0,𝑖2(理財保有)

∗
∗
∗
∗ ∗
∗
𝑖𝑓 𝑌2,𝑖> 𝑌3,𝑖, 𝑌2,𝑖> 𝑌1,𝑖
𝑌2,𝑖 > 𝑌0,𝑖

∗
∗
∗
∗ ∗
∗
1(株式保有)𝑖𝑓 𝑌1,𝑖> 𝑌3,𝑖, 𝑌1,𝑖> 𝑌2,𝑖
𝑌1,𝑖 > 𝑌0,𝑖
∗
∗
∗
∗ ∗
∗
{0(株式・理財保有せず) 𝑖𝑓 𝑌𝑜,𝑖 > 𝑌3,𝑖 , 𝑌𝑜,𝑖 > 𝑌2,𝑖 𝑌𝑜,𝑖 > 𝑌1,𝑖

ただし 𝑌𝑗,𝑖∗ = 𝑎 + 𝑏𝑗 𝑋𝑖 + 𝜖𝑖(2)
いま,家計iには危険資産選択に関して,j個の選択対象があり,選択結果を𝑌𝑖 で表示しよう。
ここでは,家計が危険資産選択である株式,理財商品のいずれも保有せず(𝑌𝑖 = 0),株式のみ保有(𝑌𝑖 = 1),理財商品のみ保有(𝑌𝑖 = 2),株式・理財商品ともに保有(𝑌𝑖 = 3)のそれぞれの保有形
態 j を選んだときに得られる効用を潜在変数𝑌𝑗,𝑖∗ ,実際に選択された保有形態を観測変数𝑌𝑖 としている。潜在変数𝑌𝑗,𝑖∗ は説明変数𝑋𝑖 と誤差項𝜖𝑖 によって決まるが,パラメータ𝑏𝑗 が選択肢ごとに異なるため,どの選択肢をとるかで潜在変数𝑌𝑗,𝑖∗ が異なる。そこで,家計は潜在変数𝑌𝑗,𝑖∗ が最も大きくなるような保有形態jを選び,その結果が𝑌𝑖 として観察されることを(2)示している。
このため,家計の資産選択行動にとって,これらの選択肢に共通の順序はなく,どの選択肢
で潜在変数が大きくなるかは家計にとって異なるのである。たとえば株式・理財商品ともに保有をしている家計にとって,得られる効用はほかの選択肢より大きいので,株式・理財商品
保有を選択しているはずである。同様に,理財商品のみ保有を選択している家計は,最も大きい効用が得られるから理財商品のみを選択しているはずである。

17

表 5 危険資産保有形態に関する多項ロジットモデルの推定結果
被説明変数＝危険資産保有形態（株式・理財商品保有なし＜ベース＞）
年齢
年齢の二乗
最終学歴ダミー（大学卒以上をベース）:
中学卒=1
最終学歴ダミー:高校卒=1
所得
家族規模
生活不安ダミー：蓄え不足＝１

株式保有
係数0.0964rrr**

1.1012

理財商品保有
z値
0.77

係数

rrr

0.1566

1.1696

理財・株式保有z値
1.35

係数
0.3375rrr

z値*

1.40151.85*

0.9963-1.84-0.00140.9986-0.98-0.00190.9981-1.46-0.0037**

0.3832-1.96

0.38391.46801.17-0.67810.5075-1.13

0.57311.77381.58

0.1462

1.15740.49

0.35981.43310.88*

1.04801.74

0.02261.02280.87

0.0465*1.04761.77

1.48032.65

0.26071.29791.17*

1.9357

1.66***

4.32974.09
0.32-0.9591

0.0469-0.1035

0.9017-0.57

0.3922***0.02591.02630.08

1.30710.98**

1.94652.48

0.7763***2.17353.68

1.4655

資産選択基準の重視ダミー（安全性をベース）:流動性選好=1

0.4274

1.53340.59

0.9552*2.59941.76

0.28641.3316

資産選択の重視ダミー:収益性選好＝1

0.5701*

1.76841.78

0.40851.50461.4

0.8057**2.23822.11***

2.3816

2.63-0.5881**0.5554-2.09-0.5416

0.5818-1.28

住宅資産(対数値）

0.66600.26780.6605借入制約ダミー：あり＝１0.8678

職業ダミー（自営業をベース）:
会社関連勤務=1

0.1334

1.14270.33

1.1465***

3.13792.74

0.7535

2.1245

1.13

職業ダミー:政府または金融機関=1-0.4300

0.9579-0.1

1.2804***3.5981

2.96

1.1842*

3.26791.84

職業ダミー:農民=1-0.08101.08390.19-0.87130.4184-1.79-1.4767

0.2284-1.49

職業ダミー:退職者・その他=1

0.69742.00861.07-0.3056

0.7367-0.36-0.5860

1.79680.59

0.0027-2.20

0.0001-3.46

0.0000-3.84

定数項-5.9302**

Number of obs

531

LR chi2(14)231.28Prob > chi2

0.000

Pseudo R2

0.1874Log likelihood-8.8347***-16.3142***-500.1657

注）１）***,**,*は,当該係数が有意水準1％,5％,10％である。2）rrr （relative risk ratio）は選択肢jに対する限界的なオッズ比とベース選択肢に対する限界的なオッズ比の比で相対的リスク比と呼ぶ。

18

なお,この多項ロジットモデルを用いた説明変数では,我々は新たな１つ説明変数として,
すなわち「今の生活に不満足の理由として,蓄えの不足（あり＝１）ダミー変数」を加えている。家計は蓄えの不足を感じるため,敢えて株式や理財商品を投資し,収益を得ようとする行動の表れを示すためである。また,多項ロジットモデルでは,株式・理財商品ともに保有の世帯は都市家計と考えられるため,職業ダミー変数のベースを農民にしている。
株式・理財商品の保有なしをベースにしているため,株式保有,理財商品保有,株式・理財商
品の保有に関する推計結果が表 5 で示されている。株式保有および理財商品の保有結果をみると,主な説明変数の係数符号の有意性はほとんどプロビットモデルの推計結果と同じである。同じく我々の仮説１も多項ロジットモデルの推計結果から確認された。また住宅資産
はいずれの説明変数においても強い正の関係にあるが,理財・株式保有のほうがより強く影響を与えている。これは相対的リスク比（rrr）で比べても,理財・株式の同時所有のほうが株式保有,理財商品保有よりも強く効いている。さらに,多項ロジットモデルで新たな説明変数である生活不安ダミー（その原因である蓄え不足＝１）を加えたところ,蓄え不足ダミーの係数が理財・株式保有なしよりも理財商品・株式保有のほうが有意にプラスとなっている。
つまり,蓄え不足を感じている世帯はより収益性を得るため積極的に株式や理財商品に投資していると言える。また,自営業をベースに農民ダミー変数はいずれもマイナスであり,理財
商品保有の場合は有意であることが示された。

4.結論と今後の課題
本論は独自のアンケート調査に基づいて,中国家計の資産選択行動の特徴,特に危険資産である株式や理財商品を焦点に実証的な分析を行った。家計の金融資産選択にとって,比較的新しい理財商品保有の決定要因と株式保有との比較を行い,その決定要因と金融市場との関連性をミクロレベルで検証するのは本論が初めてである。
本論の理財商品と株式のそれぞれの保有に関する決定要因の結果から,中国家計の資産選
択行動において,既存の理論または実証結果と共通の事実が確認されている一方,中国の特異性や立ち遅れている金融市場の現状が実証的に明らかになった。具体的に,以下の通りである。第 1 に,家計の危険資産選択において,株式・理財商品の保有は基本的に年齢とは山形となっており,持ち家を保有する家計においても変わらない。第 2 に,株式保有の決定要因において,年齢,学歴などが理論通りの結果となっているが,職歴はいずれも影響を及ぼさないことから,中国個人投資家の「散戸」現象が表れている。また,住宅資産が株式保有にプラス
影響を与えることから,住宅資産は危険資産所有の抑制にならず,むしろ危険資産保有に強19

いプラス効果をもたららしていることが示唆された。第 3 に,理論に相反して,借入制約を受けている家計は株式保有に強いプラス影響を与えていることから,中国の家計の資産選択行
動には,危険資産への一攫千金という強いギャンブル性が示唆された。
また,家計の理財商品の決定要因について,次のような点が明らかになった。第 1 に,株式保有とは異なり,いずれの職業も理財商品の保有にプラス影響を与えており,借入制約ダミーも有意で理論通りのマイナスとなっている。第 2 に,理財商品に対する主観的なダミー変数
において,銀行金利の低さ,選択できる金融商品の少なさ,銀行窓口での販売などの説明変数
はいずれも有意である。これは我々が想定していた金融市場の問題点が浮き彫りになった結果である。さらに,多項ロジットモデルを用いた分析結果もプロビットモデルの推計結果とほぼ変わらないことが確認された。
理財商品の預かり金利のほうが高いため,銀行預金から資金が流出し,理財商品に集まる要因になっている。また,預金保険制度の準備も進められているが,実質上銀行の倒産がありえないことから,理財商品が銀行の窓口で販売されていることは,個人投資家がリスクのある商品で損失が生じる可能性があるという十分な認識を持たないまま購入したと考えられるかもしれない１２。したがって,シャドーバンキングの規模が急膨張してきた背景には,資金提供側の側面から,金融自由化の立ち遅れにより,投資家に多様な金融商品の提供をしてこなかったことが本論の実証分析を通じて,初めて明らかになった。本論の実証研究結果により,今後の金融市場の自由化やシャドーバンキング膨張問題の解決のためにも,家計サイドからの視点がきわめて重要であることも示唆された。
しかしながら,このような先行研究と異なる新たな知見を得た一方,まだまだ課題も残されている。格差の大きい中国において,本論は独自のアンケート調査地域を中国平均的なGDP 水準の中部地域で実施されたとは言え,地域的には依然として限定的である。その分析から得られた結果がある程度の制約を受けざるを得ない。また,すでに述べたように,家計の資産選択行動において,時折様々なマクロ経済環境,政府の政策関与や経済構造の変化を受けて移り変わっていくものであるから,アンケート調査時期はちょうど株式市場の高値から崩れていく過程にあったことも考慮する必要がある。家計の資産選択にはまだまだ分からないことがあり,解明には多面的な家計行動の分析とより広範囲で詳細なデータの蓄積が必要とされる。

中央決算公司（2016）によれば、2015 年末国有大型 5 大商業銀行と全国性株式制銀行
11 行の残高市場シェアはそれぞれ 36.89％と 42.17％を占めており、16 行だけで全体の理財商品の 79.06％を占めている。
１２

20

参考文献
祝迫得夫（2012）『家計・企業の金融行動と日本経済』日本経済新聞出版社。
北村行伸・内野泰助（2011）「家計の資産選択行動における学歴効果―逐次ク
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