東アジア論壇 第 18 号

目次
代表寄稿
日中国交正常化 50 周年に寄せて

段瑞聡

… 2

中日邦交正常化 50 年回眸与前瞻 （中国語）

熊達雲

… 4

岑智偉 青木芳将 土居潤子

… 14

幹部「四化」方針下の学歴腐敗

厳善平

… 40

中国公的医療保険の改革とその評価

馬欣欣

… 57

今後の中国社会保障の展望～多層次社会保障」を巡って～

沈 潔

… 84

劉曙麗・李春霞

… 111

戴二彪

… 144

張 兵

… 169

練春蘭

… 182

Xiaoqing Wen

… 186

李 鹏

… 190

事務局

… 194

『東アジア論壇』編集部

… 196

研究論文
中国家計調査データによる「灰色収入」の推計

人的資本とイノベーション ─ 中国創業板上場企業からの検証 ─

日本の外国人創業促進政策の効果に関する考察

他山の石: 国際都市研究
東京最新中長期城市規劃趨勢探析 （中国語）

科学技術フロンティア
研究紹介：共生 -- 樹木、菌根菌、そしてキノコ
LSI Testing: A Core Technology to a Successful LSI Industry
人工智能安全 -- 在荆棘中前行（中国語）

日本華人教授会議活動

編集後記

１

東アジア論壇 第 18 号

代表寄稿
日中国交正常化 50 周年に寄せて段 瑞聡（慶應義塾大学教授、日本華人教授会議第十期代表）

2022 年は日中国交正常化 50 周年という節目の年である。孔子の「論語」には「五十而知天命（五十にして天命を知る）」という有名な一文がある。その意味は人間が 50 歳になったら、天から与えられた自分の使命を悟ることができるということである。日中関係に譬えていうならば、1972 年国交正常化から今日に至る 50 年を経て、両国の関係は成熟したものになっているはずである。しかし、今日の日中関係は決して成熟したとは言えない。その主な背景には、歴史認識問題と領土問題などによる相互誤解と相互不信がある。
そのような問題を如何に解決するかについては、日中両国政府だけでなく、両国の国民も真剣に考えるべき時期が来ていると私は認識している。
そのためには、両国が抱えている諸問題ばかりを強調するのではなく、両国が協力し合った側面にももっと目を向ける必要があるのではと思う。その最も典型的な例は、日本の対中 ODA（政府開発援助）であろう。周知の通り、1979 年に中国政府の要請を受け、日本政府が正式に中国に対して ODA を提供することになった。無償資金協力は 2006 年、円借款は 2007 年の時点でそれぞれ新規供与を終えた。そして、技術支援で継続していた事業も、2022 年 3 月末で完全に終了した。対中 ODA の総額は 3 兆 6600 億円にものぼっている。ODA は中国の経済発展に大きな役割を果たしたことは事実である。中国人としていつまでも感謝しなければいけないと思う。
一方、私は ODA と同様に重要なことがあると強調しておきたい。それは日本がわれわ
れ留学生を受け入れ、育ててくださったことである。周知のように、日清戦争後、清朝政府は日本に留学生を派遣し始めた。以来、日本は中国にとって見習うべき手本であった。
中国の改革開放も日本をモデルとしていた。そのため、改革開放後多くの中国人が日本に留学に来た。日本華人教授会議のメンバーもほとんどが 1980 年代以降日本に留学に来て、日本の大学で学位を取得し、そして日本の大学もしくは研究所で職を得ている者である。広い意味では、留学生の育成も ODA の一部だと言える。かつて魯迅が日本に留学し２

東アジア論壇 第 18 号

た時、藤野先生に大変お世話になった。われわれもそれぞれの「藤野先生」に出会い、大変お世話になってきた。民間の方々も惜しみなくわれわれを支援してくださった。それだ
けでなく、一部の者は日本人と結婚し、一部の者は日本の国籍を取得し、そして一部の者
は永住権を得ている。いうならば、我々にとっては「二つの国」がある。一つは生まれ育った祖国・中国である。もう一つは、仕事と生活の場・日本である。その意味では、日本はわれわれにとっては「第二の故郷」である。この「二つの国」はわれわれにとってはい
ずれも大切である。そのようなことを念頭に置いて日中関係を考えると、日本の対中ODA を日中友好の DNA にし、日中関係を再正常化させることは何よりも重要であることが分かる。それはわれわれが与えられた使命であると思う。

３

東アジア論壇 第 18 号

代表寄稿
中日邦交正常化 50 年回眸与前瞻 
熊達雲（山梨学院大学特任教授 日本華人教授会議第九期代表）

中日邦交实现正常化的 1972 年，正是笔者进入大学学习日语的年份，走出大学校门不
久旋即进入以研究日本为主要工作的研究机构，从事日本历史、政治的研究。机缘巧合，当中日两国翻过不幸的历史一页，进入和睦共处、合作发展，即将迎接“18岁成年”庆典的 1990
年自费公派来到日本留学，自此羁留日本至今，将自己的盛年贡献给了日本。因此，可以说，笔者有幸与中日邦交正常化的 50 年相伴始终，并在日本亲身感受到了中日关系的风和日丽，也经历过阴晴不定的时刻。

一、中日两国互谅互让，紧急时刻互帮互助中国放弃战争赔款与日本向中国提供经济开发援助（ODA)是疗治两国人民尤其是中国
人民所受战争创伤的新尝试。
众所周知，在抗日战争中，中国军民伤亡多达 3500 万人以上；按照 1937 年的比值折算，
中国直接经济损失 1000 多亿美元，间接经济损失 5000 多亿美元。1
战后，战胜国以及遭遇日本侵略的国家都有权对日本索要战争赔款。实际上，除占领了日本本土的美国和英国、实际占领了中国东北伪满洲国的苏联，以及基本没有遭受日本侵
略战争损失的印度等少数几个国家放弃了对日索赔外，其余遭受过日本侵略以及因日本侵略战争遭受损失的亚欧国家都获得了日本不同数额的战争赔款。新中国被排除在外的“旧金山和约”签订后，日本政府根据美国指令与台湾当局签订了所谓的“日台和平条约”，激起中国
人民的愤怒。
1972 年，田中角荣首相访华，与中国签署《中日联合声明》，中国政府宣布“为了中日两 本文转载自《东北亚学刊》2022 年 9 月第 5 期。
1李忠杰：《<抗战时期中国人口伤亡和财产损失调研丛书>总序》，《中共党史研究》2015 年第 1 期。

４東アジア論壇 第 18 号

国人民的友好，放弃对日本国的战争赔偿要求。”这一宣示，使得访华前对中国可能提出赔款问题而心怀忐忑的田中角荣、大平正芳等人终于一块石头落地。消息传回日本，绝大多数
日本民众对中国的这一决定也是心怀感激。由此，日本民众对中国怀有好感的人大幅增加。
此后，当时参与中日邦交正常化谈判的一批政治家，如大平正芳等先后担任首相等日
本政府要职。有感于中国政府的宽阔胸襟，以及日本进入中国市场的需求，他们先后多次提出希望中国能够利用日本的政府开发援助（ODA)。另一方面，中共十一届三中全会做出改
革开放的战略决策，确定把全党的工作重点转移到社会主义现代化建设上来后，中国开始专心于经济现代化建设，却面临建设资金匮乏的问题。当时，中国外汇储备极度不足，1978年
外汇储备仅 1.67 亿美元，2而 1977—1979 年签订的购买外国先进技术的成套设备金额就高达
180 多亿美元，3导致其中宝山钢铁厂从日本引进成套设备的合同都一时无法执行。
正是在这种情况下，1979 年 11 月，日本政府做出决定，向中国提供政府开发援助，同年即实施了第一批援助项目，对包括建设石臼所港口在内的 6 个大型基础建设项目，共计
3309 亿日元的对华日元贷款达成协议，4由此开始了日本对华长达近 40 年的开发援助。截至
2016 年，日本共向中国提供了 ODA 总额超过 3 万亿日元以上，其中有偿资金合作（日元贷款）约 3316.86 亿日元，无偿资金援助 1,575.67 亿日元、技术援助 1,8399.98 亿日元，援助金
额最高的2000年达到2143.99亿日元。期间，日本接收中方研修人员53，862人次赴日学习，
派遣日方专家 10，243 人次赴华提供技术指导。5
应该说，中国放弃对日战争赔偿展现了中国作为文明古国的风范，获得了日本朝野的
好感，增加了对中国的信任；日本在中国经济建设面临建设资金严重匮乏，技术支撑不足的情况下启动对华援助，则可以说是雪中送炭，支持了中国的改革开放，促进了中国的经济发展，当然也为日本企业打开并进入中国市场提供了有力支持，这是一个双赢之举。
此外，中日间遭遇特许困难时相互支持，携手以对的事例也是不胜枚举。如 2008 年中
国 5.12 汶川大地震中，日本派来的国际救援队在震灾现场向遇难民众致礼的画面感动了无数中国民众。同样，当日本 2011 年发生 3.11 地震，中国立即派出国际救援队奔赴重灾区参与“数据简报:1978 年以来中国国家外汇储备变动一览”《中国经济网》
http://intl.ce.cn/specials/zxxx/201402/27/t20140227_2385423.shtml
3“新中国第三次大规模引进成套技术设备和建设上海宝钢”《中国改革信息库》
2

http://www.reformdata.org/2005/0701/2078.shtml
4「国別援助実績(1990 年までの実績) 中国」、日本外務省ホームページ。
https://www.mofa.go.jp/mofaj/gaiko/oda/shiryo/jisseki/kuni/j_90sbefore/901-07.htm．
5『2016 年版開発協力白書 日本の国際協力』、日本外務省ホームページ、2017 年 3 月 1 日。
https://www.mofa.go.jp/mofaj/gaiko/oda/files/000238188.pdf.

５東アジア論壇 第 18 号

搜救活动，还向日本提供了受灾民众急需的帐篷 900 顶以及急需的燃料汽油柴油各 1 万吨。
6再以最新事例来说，2020 年新冠肺炎疫情暴发后，中日两国政府和人民守望相助，共同书

写了“山川异域，风月同天”的友好佳话。日本政府和人民第一时间向中方伸出援手，向中方
提供了宝贵的支持和帮助。中方铭记和珍惜这份友情，当疫情在日本肆虐时，与日方分享抗
疫信息和经验，并根据日方需要，向日方提供力所能及的支持和帮助。“中日两国互帮互助，
传递的是友谊，收获的是互信。这也是中国与整个国际社会共同应对全球性挑战的一个缩影。”7二、中日两国人员往来密切，人文交流深化

中日邦交正常化以来的 50 年，双方人员往来频繁且人数众多。尤其是中日两国留学生
的不断增加往来为促进双方的人文交流发挥了积极作用。
中日建交前，两国人员往来仅有 1000 人左右，而这个数字至 2006 年累计超过了 480 余万人。两国人员的往来前期主要是大量日本游客飞往中国，后期则是中国游客挤满了日本各
地的旅游景点。同时，两国各级政府之间结成友好省（都道府县）47 对，友好城市 289 对，
友好区（町村）43 对，总共多达 379 对。8民间往来既加深了中日两国人民的相互理解，又带动了旅游经济的蓬勃发展。民间交流中，两国青年学生大量赴对方国家留学应该是最有意义的人员往来。
表 1 系笔者根据独立法人日本学生支援机构网站公开的文部省自 1998—2021 年度公布的
统计资料，抽取其中日本接受中国留学生的数据制作而成。根据这份统计数据，23 年间，日本接受的外国留学生，来自中国的始终占据大多数，最高峰时的 2004 年达到 66.3%。中日
邦交正常化以后，中国学生赴日留学始于 1979 年，当时全部为国费公派，根据王雪萍的研
究得知，1979—1997 年，中国向日本派遣国费留学生和访问学者的实际人数为 4251 人。9另
一方面，中国自 1981 年开放自费留学后，留学人数逐年增加。由于日本使用汉字，学习日

6“東日本大震災に際しての諸外国等からの物資支援・寄附金一覧” 日本外务省官网，https://www.mofa.go.jp/mofaj/gaiko/bluebook/2012/html/data/data1_01.html
7《外交部谈中日就抗击疫情互帮互助：传递友谊，收获互信》，人民网日本频道，2020 年 2 月 22 日。
http://japan.people.com.cn/BIG5/n1/2020/0222/c35421-31599341.html
8「姉妹提携データ」 一般財団法人自治体国際化協会。
http://www.clair.or.jp/j/exchange/shimai/countries/.
9王雪萍：「改革･開放期の中国政府派遣留学生—日本への国費派遣学部留学生を中心に—」、

https://www.fujifilm.com/fb/company/social/next/foundation/pdf/467.pdf.

６東アジア論壇 第 18 号

语容易入门，距离中国近，打工赚取学费和生活费较方便等因素，日本深受中国青年学生的欢迎。选择自费出国留学的人当中，尤其是很多家庭经济条件不是很充裕的人选择了赴日留学，因此日本一直以来都是仅次于美国的留学目的国。据统计，1979-2007 年赴日留学的净
人数为 287，278 人。10鉴于表 1 的数字为当年的累计数，无法准确把握当年赴日留学的实际
人数，从 2000-2007 年日本入管协会发表的《在留外国人统计》各个年度中国留学生入境人
数看，每年获得留学或就学签证的中国人都在 2 万人以上，据此估算 2008 年至 2021 年的 13
年间，最低有 26 万中国学生赴日留学，因此，自 1978 年至 2021 年日本共接受了净人数约
50-60 万以上的中国留学生。

表 1 1998-2021 年度中国赴日留学生人数
年度

其 中
日本接收
总 人 数占 比占 比
短 期
留 学 生 总 备注（人） （%）
（%）
(人)
数（人）

年度

日本接收
总 人 数占比 其中短 占 比留 学 生 总 备注（人）（%） 期(人) （%）
数（人）

1998

22,810

44.5

698

18.7

51,298

2010

86,173

60.8

3,605

30.5

141,774

1999

25,907

46.5

778

19.6

55,755

2011

87,533

63.4

3,434

37.7

138,075

2000

32,297

50.5

1,435

28.2

64,011

2012

86,324

62.7

3,478

31.2

137,756

2001

44,014

55.8

1,830

31.4

78,812

2013

81,884

60.4

3,719

31.7

135,519

2002

58,533

61.3

1,801

29.2

95,5502014

94,39951.3

184,155

2003

70,814

64.7

2,003

29.7

109,508

首次超过
2015
10万人

94,111

45.2

208,379

2004

77,713

66.3

1,858

26.9

117,3022016

98,48341.2

239,287

2005

80,592

66.2

1,672

24.9

121,8122017

107,260

40.2

267,042

2006

74,292

63.0

1,740

23.4

117,927

2018

114,950

38.4

298,9802007

71,277

60.2

2,070

24.7

118,498

2019

124,43639.9

312,2142008

72,766

58.8

2,636

27.0

123,8292020

121,84543.6

279,5972009

79,082

59.6

3,577

31.0

132,7202021

114,255

47.1

242,444

停止统计短期
留学生人数

注：表中“占比（%）”，分别为占日本接收外国留学生总人数以及短期留学生人数的比率。
资料来源：「外国人留学生在籍状況調査」、（独）日本学生支援機構が運営する政府公認の日本留学情報サイト。https://www.studyinjapan.go.jp/ja/statistics/zaiseki/index.html.

日本青年来华留学人数，也是呈逐年上升趋势，仅举数年为例，如 2000年为 13，805 人，
2002 年 16，084 人，2006 年为 18，363 人，2007 年增加为 18，640 人。11统计数字虽然不全，
但可窥见日本来华留学的学生也是十分踊跃。

10李昱：“1978 年以来的自费留学政策及其影响”，廖赤阳主编《改革开放与留学日本》社会科学文献出版
社，2010 年 8 月，第 51 页。
11刘金钊：“中日留学生交流的历史与现状”，同廖赤阳主编前引书，第 204 页。

７東アジア論壇 第 18 号

中国赴日留学生，尤其是前期的留学生，大多是成绩优异的学生，尤以学习理工科专
业者居多。他们在日本学到了当时中国大学里还没有的先进知识，其中有不少人掌握了尖端
技术回国后，在各自领域取得了不菲的业绩，有的成为学术带头人，有的利用所学技术创办企业而成为大型上市公司的领军人物，为中国的改革开放事业贡献了聪明才智。12也有些人
学成后暂留日本，在日本的高等教育机构或研究机构，从事教书育人或技术研发工作，把所学知识反馈日本，并在中日两国之间牵线搭桥，为加深中日两国人民的相互理解、相互合作
默默地尽其绵薄之力，受到中日两国社会的好评和肯定。
中国留学生的桥梁作用还促进了日本大学与中国大学之间的学术交流。随着留学生学
成归国者的增加，这种交流更加频繁和密切。现在，凡是设有国际交流业务机构的大学，可以说几乎都与中国相应的大学建立了学术合作关系。例如笔者服务的山梨学院大学从 1993年开始即与中国十几所大学签订了学术交流合作协议，其中既有北京大学、西安交通大学、
复旦大学、南开大学等中国的 985 高校，也有像北京语言大学、南昌大学等 211 大学以及北京体育大学、辽宁体育学院这样的专业性大学，同时还与中国人事科学院、天津社会科学院
等政府所属研究机关开展学术交流，定期或不定期地联合举办国际学术研讨会，就当时两国共同关心的问题展开对话与交流，有力地促进了中日间的相互理解和借鉴。与中国大学之间
的交流又反过来促进了留学生的增加，例如山梨学院大学的中国留学生从上世纪 90 年代每
年招收寥寥的几个人，发展到现在每年几百人。
随着中日两国人员往来的不断增多以及国际文化多样化趋势的演进，日本影视剧，特别是动漫文化也随之大量传入中国，深受中国青少年群体的喜爱。另一方面，随着中国综合实力的增强，外国希望进一步了解中国的民众越来越多，日本也不例外，因此两国间的交流
机制也出现了新的方式，中日两国大学合作设立孔子学院就是其中的一例。应该说日本设立
孔子学院的数量不是很多，但向日本民众介绍中国传统文化，促进两国文化的交流和增强互信，尤其在为日本民众提供学习汉语的便利条件等方面发挥了一定的积极作用。笔者就职的
山梨学院大学，就于 2019 年 5 月与西安交通大学合作成立了山梨学院大学孔子学院，成为
中国在日本的第 15 所孔子学院。笔者有幸亲自参加了它的筹备工作，见证了西安交通大学
与山梨学院大学的合作签字仪式，在其中发挥了部分搭桥作用。
山梨学院大学孔子学院成立虽然只有 3 年，在合作双方大学有力的支持下，成功地开展

12

关于这一点，俞新天：“留日学生与中国发展”，中国社会科学研究会《东瀛求索》（第 8 期，1996 年 8月）第 35-41 页有详细介绍，请参阅。

８東アジア論壇 第 18 号

了昆剧演出、剪纸、书法、牡丹绘画展览、扬琴演奏、太极拳以及中国古典文学讲座等文化
活动，并为当地民众开设了汉语讲座，以满足民众学习汉语的需要。这些活动都深受学校师
生和本地民众的欢迎和喜爱。尤其值得一提的是，在大学理事长的有力支持下，不仅在本科
生中开展了汉语教育，还在附属高中开设了汉语必修课，在小学开设了汉语趣味班，履修的
学生达到 700 多人。
为进一步扩大双向人员往来，为两国关系长远发展打造强劲的人文纽带和稳固的民意基础，中日两国还于 2019 年建立了高级别人文交流磋商机制。13从此，两国人文交流在更加
完善的制度化基础上，推进文明交流互鉴，为不断加深两国民众的相互理解和友好感情，发挥了并将继续发挥出积极的作用。

三、中日经贸合作共赢

中日邦交正常化以后，随着中国改革开放的深入发展，两国的经贸联系日益紧密，有力地促进了两国经济的发展。日本对华直接投资不断增加和两国贸易快速增长，都有力地说
明了这一点。
笔者根据日本贸易振兴机构发布的日本对华直接投资统计表，从中抽取有关中国的数
字制作了以下两份统计资料（见表 2 和表 3）。

表 2 1979-2004 年日本对华直接投资金额统计
单位：百万美元
年度

1979

1980

1981

1982

1983

1984

1985

1986

1987

1988

金额

14

12

26

18

3

114

100

226

1,226

296

年度

1989

1990

1991

1992

1993

1994

1995

1996

1997

1998

金额

438

349

579

1,070

1,691

2,565

4,478

2,510

1,987

1,076

年度

1999

2000

2001

2002

2003

2004

1979—2004 年累计

金额
770
1,008
1,453
1,766
3,143
4,567
31,487
注 1：金额为企业报备数字，撤出的投资未计入。
注 2：此表系笔者依据以下统计数据制作：〔資料〕「対外及び対内直接投資状況」(財務省)、
「財政金融
統計月報」
（財務総合政策研究所）、「外国為替相場」（日本銀行）。
资料来源：独立行政法人日本貿易振興機構。https://www.jetro.go.jp/world/japan/stats/fdi.html.

13《中日高级别人文交流磋商机制首次会议在日本举行》，《人民日报》2019 年 11 月 26 日。

９東アジア論壇 第 18 号

表 3 1996-2020 年日本对华直接投资金额年末余额统计
单位：百万美元
年份

1996 年末

1997 年末1998 年末1999 年末2000 年末2001 年末

2002 年末

金额

8,098

21,24817,912

7,340

8,699

10,043

12,408年份

2003 年末2004 年末2005 年末2006 年末2007 年末2008 年末2009 年末金额

15,296

20,20824,65530,316

37,79749,00255,045年份

2010 年末2011 年末2012 年末2013 年末2014 年末2015 年末2016 年末金额

66,47883,37993,215

98,132

104,408

108,902108,734年份

2017 年末2018 年末2019 年末2020 年末金额
119,029
123,401130,094
143,450
注：此表系笔者依据以下统计数据制作：〔資料〕「本邦対外資産負債残高統計」（財務省、日本銀行）、「外国為替相場」（日本銀行）。
资料来源：独立行政法人日本貿易振興機構。https://www.jetro.go.jp/world/japan/stats/fdi.html.

表 2 是根据日本企业每年向财务省报告或备案的投资金额做出的统计，表 3 是根据财务省每年年末日本对外投资余额做出的统计。两份数据虽然统计口径不一，但不影响我们分析日本对华投资的实际状况和演变。根据表 2 的数据可知，日本对华直接投资与中国经济社会
发展存在互动关系。日本对华投资始于 1979 年，当年投资额只有区区 1400 万美元。但上世纪 90 年代初，在邓小平南巡讲话的推动下，中国改革开放的步伐加快，中国特色社会主义市场经济发展迅猛。此时，日本对华直接投资也加大了力度，1992 年首次突破 10 亿美元大关后，直至 2004 年，除个别年份外，年投资额均超过 10 亿美元，2004 年更达到 45.67 亿美
元，1979—2004 年累计达到 314.87 亿美元。表 3 的数字虽然不能准确判断每年日本对华直接投资的数字，但可以看到每年的余额都在增长，至 2020 年末达到了 1，434.45 亿美元。
日本对华直接投资的持续增长，意味着大量日本企业来华创业。截至 2020 年 1 月，日
本在华设立的企业约有 13，646 家，与中国有商业往来的企业超过 3 万家。14日本在华设立的企业中，制造业企业约占 4 成（有 5，559 家）15，日本骨干产业之一的汽车行业，丰田、
日产、本田、马自达、三菱五大公司无一例外都进入了中国市场，为中国汽车产业的发展起到了极大的促进作用，同时助力日本汽车在世界占据着战略高地。
日本对华直接投资的不断增加促进了两国贸易的飞速发展。从“表 4 1950-2021 年中日贸易统计”的数字看，两国贸易额从中日邦交正常化以前 1971 年的 9 亿美元，发展到 2021 年的

14「日本企業の中国進出動向（2020 年）」、帝国データバンク、2020 年 2 月 27 日。
https://www.tdb.co.jp/report/watching/press/p200208.html.
15「日本企業の中国進出動向（2020 年）」、帝国データバンク、2020 年 2 月 27 日。

https://www.tdb.co.jp/report/watching/press/p200208.html.

１０東アジア論壇 第 18 号

3，914.4 亿美元，增加了约 435 倍。中国现在已经成为日本最大的贸易伙伴。尤其是 2017 年
以后，日本在两国贸易中一直维持黑字，2021 年从中国获得的黑字高达 208 亿美元，给日本经济的发展带来了实实在在的好处。

表 4 1950-2021 年中日两国进出口贸易统计金额单位：千美元 增减比：%日本对华出口
年度

日本对华进口

进出口总额

金额

比上年
增减

金额

比上年
增减

金额

比上年
增减

△为日本入超1950

19,633-39,328-58,961-△19,695

1955

28,54749.7

80,77898.1

109,325

82.6△52,131

1960

2,726

-25.3

20,7299.6

23,4553.9△18,033

1965

245,03660.4

224,705

42.4

469,741

51.3

20,331

1971

578,1881.6

323,17227.3

901,360

9.5

255,0161975

2,258,577

13.8

1,531,076

17.3

3,789,653

15.2

727,501

1980

5,078,335

37.3

4,323,374

46.3

9,401,709

41.3

754,9611985

12,477,446

72.9

6,482,686

8.8

18,960,132

43.9

5,994,760

1990

6,129,532-28

12,053,517

8.1

18,183,049-7.5△5,923,985

1995

21,930,842

17.4

35,922,309

30.3

57,853,151

25.1△13,991,467

2000

30,427,518

30.4

55,303,372

29

85,730,890

29.5△24,875,854

2005

80,340,099

8.8

109,104,815

15.8

189,444,914

12.7△28,764,716

2010

176,225,091

34.8

153,424,723

25.2

329,649,814

30.2

22,800,368

2011

194,296,265

10.3

184,128,640

20.0

378,424,904

14.8

10,167,625

2012

177,649,842△8.6

188,450,182

2.3

366,100,024△ 3.3△10,800,340

2013

162,114,236△8.7

180,840,622△ 4.0

342,954,858△ 6.3△18,726,386

2014

162,512,019

0.2

181,038,865

0.1

343,550,884

0.2△18,526,846

2015

142,689,642△12.2

160,624,606△11.3

303,314,248△11.7△17,934,964

2016

144,996,448

1.6

156,631,816△2.5

301,628,264△0.6△11,635,368

2017

164,865,658

13.7

164,542,081

5.1

329,407,739

9.2

323,5772018

180,234,250

9.3

173,598,618

5.5

353,832,868

7.4

6,635,632

2019

171,514,651△4.8

169,302,509△2.5

340,817,160△3.7

2,212,142

2020

176,088,877

2.7

164,105,906△3.1

340,194,783△0.2

11,982,971

2021

206,153,124

17.1

185,287,363

12.9

391,440,487

15.1

20,865,761

资料来源：本表系笔者根据以下资料制作：1950—2005 年数据见「日中貿易額の推移（通関実績）＜米
ドルベース＞」、外務省ホームページ。https://www.mofa.go.jp/mofaj/area/china/boeki.html；2010—2011年
数 据 见 日 本 貿 易 振 興 機 構 編 ： 「2016 年 の 日 中 貿 易 」 、 第 3 页 。
https://www.jetro.go.jp/ext_images/_Reports/01/aae9c90e6aaf01db/20160133.pdf；2012—2021 年数据见「2021 年の日中貿易、2011 年以来 10 年ぶりに過去最高を更新」、2022 年 3 月 25 日、独立行政法人日本貿易振興機構ホームページ。https://www.jetro.go.jp/biz/areareports/2022/ef313e747ccd01d8.html.

１１

東アジア論壇 第 18 号

四、中日关系的发展伴随着波折，今后的走向面临考验

另一方面，中日邦交正常化 50 年以来，两国之间也不时出现过起伏和波折。例如上世
纪 80 年代发生了历史教科书事件，日本将对华侵略轻描淡写为“进出”，受到了中国朝野的激烈批判。又比如中曾根康弘、小泉纯一郎、安倍晋三等担任首相期间，毫不顾及中国以及亚洲邻国人民曾经遭受日本军国主义荼毒的感情，执意参拜靖国神社，遭到各国政府的强烈反对。更严重的是日本政府罔顾中日两国政府业已达成的关于钓鱼岛问题搁置争论的共识，
不顾中国政府的严厉警告，2012 年做出所谓“购岛”的决定，引起了中国民众的极大愤慨，导
致中日两国民众感情的恶化，相互不抱好感的比例从此居高不下。16
尽管如此，中日邦交正常化后的 50 年间，两国经贸关系越来越密切，人员往来逐年增
多，形成了你中有我，我中有你相互交融的局面。值此 50 周年之际，两国本应共同庆祝、纪念并擘画未来，但令人遗憾的是，中日关系特别是政治关系在近几年国际形势日益复杂严
峻的冲击下，尤其是受中美关系矛盾日益加深的影响，中日两国政治互信、人文交流等方面
都面临着严峻的考验。近几年来，日本政府不顾中日之间已经签订了几十年的和平友好条约，
追随美国渲染“中国威胁论”，挑拨中国与亚洲各国之间的关系。今年，原首相安倍晋三甚至公开叫嚣“台湾有事就是日本有事”，企图干涉中国内政，插手台海事务。今年 1 月日本国会
还随美国起舞，通过了涉华的所谓“人权决议”，对中国的内政指手画脚。近来更是积极配合美国，推动建立目标指向中国的“四国机制”和“印太经济框架”，并修订日本安全保障战略，鼓噪将“建设攻击敌人基地的能力”写入法律。乌克兰危机后，日本部分政客更是唯恐天下不乱，借此煽动民情扩军备战，要求将日本军费由现在占 GDP 的 1%增加至 2%，安倍晋三甚
至提出要与美国共享核武器。诸如此类，不一而足。这些动向和行为都严重违背了中日双方
确定的四个政治文件，深刻损害了两国之间的政治互信。
两国政治关系缺乏互信，对地方政府和人文交流合作也带来了极其消极的影响。例如，
作为中日地方交流最稳定、最深入的国际友好城市关系，其交流的密切程度就受到明显冲击。
以 2002 年纪念中日邦交正常化 30 周年为契机而成立的“中日地方交流促进研讨会”17为例，原16

据日本“言论 NPO”2005 年开始进行的舆论调查，日本接受调查的民众对华持有负面感情的比例由最初的

37.9%逐步升高，高峰的 2014 年达到 93%。此后略有好转，但也维持在 80%以上。中国民众对日本持有负面感
情的比例也很高，相比日本，中国民众显得相对理智。详情请参阅 https://www.genron-npo.net/。
17
为推动中日两国地方交流的进一步发展，日本自治体国际化协会北京事务所与中国外交部等相关部门、中国各级地方人民政府、日本驻华大使馆、日本各地方政府驻华办事处密切合作，每年定期在中国各大城市召开中日地方交流促进研讨会。2002 年为纪念中日邦交正常化 30 周年举行了第一届研讨会，此后每年举办一次，至 2019 年已召开了 18 届。

１２東アジア論壇 第 18 号

本每年举办一次的研讨会，2020年、2021年两年连续停办，其中固然有新冠肺炎疫情暴发和
蔓延的影响，恐怕受中日关系出现的不协调现状关系更大。
对此，笔者深感痛心。同时，更加觉得两国来之不易的和平友好局面应该倍加珍惜，两国民众携手合作取得的辉煌成果应该得到维持和发展，更深切的感到两国应该坚定地继续
走和平、友好、合作、共赢之路。实际上，笔者在日本也亲身体会到日本民间有一股强烈要求日中友好，和平发展的力量在各方面默默做出自己的贡献。例如，当日本国会要通过所谓涉华人权法案之际，成立于1993年的“广泛的国民联合”举行线上线下会议，公开表示反对。
日中友好协会以及各个都道府县的日中友好协会对于维护中日友好可以说更是不遗余力。他们经常举办学习会、研讨会，向日本民众介绍中国的建设成就，刨析日本右翼政客和媒体抹黑中国的拙劣手法。例如 5 月 25 日，由十几家都道府县日中友好协会共同发起举办的题为“现实的中国与日本媒体里的中国—歪曲是怎样炮制的，它发生了什么？”的“日中邦交正常
化 50 周年纪念研讨会”，就请来了最近活跃在中国各地，拍摄真实反映中国现实的纪录片导
演竹内亮，以其自己深入深圳工厂采访农民工的经历，介绍亲眼所见中国农民工的变化和现
状，呼吁日本媒体应该正视中国的发展和变化，不要枉顾事实抹黑中国。会议在云端举行，
吸引了 300 多听众参加。会后很多人留言，表示要为加深中日两国的相互理，推动和平友好关系的持续发展而努力。
总而言之，今年是中日邦交正常化 50 周年，是两国关系发展史上的里程碑。目前出现
的非正常局面，使中日关系未来走向何方面临着严峻的考验。为了扭转这种局面，继往开来，
2022 年 5 月 18 日国务委员兼外长王毅同日本外相林芳正举行视频会晤时提出，当务之急要
重点做好三件事情：一要切实把握两国关系正确方向、二要充沛两国关系前进动力、三要及时排除干扰因素。林芳正也表示，今年是日中邦交正常化 50 周年，双方要根据两国领导人达成的重要共识，致力发展建设性、稳定的双边关系。18笔者真诚地希望中日两国朝野应该进一步凝聚共识，认真总结过去 50 年的经验教训，互学互鉴，携手进步，为中日两国友好关系的持续发展做出各自的贡献，同时，两国同为亚洲的一员，应该为亚洲乃至世界的和平、
发展，为建设人类命运共同体携手合作，创造新的辉煌！

18《王毅同日本外相林芳正举行视频会晤》，中华人民共和国外交部网站，2022 年 5 月 18 日。

https://www.mfa.gov.cn/web/wjbzhd/202205/t20220518_10688173.shtml.

１３東アジア論壇 第 18 号

研究論文
中国家計調査データによる「灰色収入」の推計†
岑 智偉（京都産業大学教授）††
青木芳将（立命館大学 教授)
土居潤子（関西大学教授）

要旨
本稿は、中国における灰色収入の大きさを推計するものである。本稿では、第 1 に、王（2010）が示していないエンゲル係数法の理論的根拠について検討を行い、王（2010）のエンゲル係数法により灰色収入の推計が可能であるためには、エンゲル係数法の条件（調査データによる推計エンゲル係数と公表データによる公表エンゲル係数が等しいという条件）が満たされなければならないことを示した。第 2 に、CHIP2007データを用いてエンゲル係数法による灰色収入の推計を行い、上記の条件を満たすためには、一部のデータを重複して利用しなければならないことを示した。これにより、王（2010）の示した、異なるサンプルで上記の条件を満たすことは極めて難しいと思われる。第 3 に、王（2010）のエンゲル係数法の条件を仮定せず、統計的な分位法（十分位と五分位を併用した分類）により階層を分類し、各階層における灰色収入を推計した。CHIP2007 データを用いた推計の結果、王（2010）と同様に、高い所得階層ほど灰色収入が総収入に占める割合が高くなることが示された。分位法（Quantile Method）により所得階層を分類した場合、最高所得階層である第 10 十分位の人は、灰色収入全体の 38.45%（王の所得分類に従うと51.88%）を手にしているということになる。第 4 に、本稿における灰色収入の推計結果として、2007 年における都市部の推計灰色総収入（UTGI）の規模は、GDP の 40.6%～48.3%に相当する 11 兆元（約 167.9 兆円）であることがわかった。これは本稿のモデル構造上、公表エンゲル係数と推計エンゲル係数の違いにより灰色収入がより大きく推計されてしまう可能性がある。実際の灰色収入は、推計された数値より低い値である可能性があると考えられる。
〔キーワード〕灰色収入、エンゲル係数法、分位法†

本研究は JSPS 科研費 25380379 の研究助成を受けたものである。本稿は Asia-Pacific Economic Association、Seoul、Korea、September 18-19、2014 での報告において、ワシントン大学の Kar-yiuWong 教授、アジア開発銀行研究所所長吉野直行教授
から有益なコメントを頂き、ここに記して感謝の意を申し上げる。また、有うべき誤りに対する責任は全て筆者にある。
††
Correspondingauthor:cen25@cc.kyoto-su.ac.jp.

１４東アジア論壇 第 18 号

はじめに2007 年と 2008 年の CHIP データ 1 を用いた試算によれば、中国の都市部のジニ係数はそれぞれ 0.369 と 0.398 である。一般的に所得格差を五分位階層でみた場合、ジニ係数が 0.4を超えることは、最上位の第 5 五分位グループの 20%の人が社会全体の富（所得）の 50%以上を所有し、所得格差が深刻であることを意味する。これは、この2年のジニ係数は0.4に極めて近く、中国の都市部における所得格差が深刻であることを示している。
中国の所得格差の要因については様々な議論が展開されており、クズネッツ仮説、あるいはクズネッツ転換点の有無についての検証はその 1 つである（李、2009；李・趙・張、
1998；王・樊、2005）。しかし、王小魯は中国の所得格差の要因が経済発展の段階的なものではなく、「灰色収入（合法か非合法かを判断しにくい収入）」の存在といった制度的、構造的なものによると主張し、2007年と 2012年において 2つの注目すべき論文、王（2007）「わが国の灰色収入と居民の所得格差」と王（2010）「灰色収入と国民所得分配」で、中国では公表される統計に表れない灰色収入が存在していることを示した。王（2007）ではこのような収入の源泉は「金融の腐敗」等、制度的理由であるとし、王（2010）では 2008
年の中国の灰色収入は GDP の 29.5%を占めていると推計した。中国の灰色収入について
は、第 11 期全国人民代表大会（全人代）第 3 回会議で行なわれた温家宝前首相による政府活動報告ではじめて言及され、同首相はそれを是正していくことを強調している。したがって、灰色収入を数量的に把握することは、今後の中国の税制改革と所得再分配政策に、
大きな意味をもつと考えられる。
しかしながら、王によって行われた灰色収入の推計は、推計方法の説明が曖昧であることやデータの収集方法などで多くの批判を受け、とりわけ中国の統計局からは激しく反論されている。羅・岳・李（2011）は、王（2007、2010）の推計方法に問題があると指摘しているが、灰色収入の存在について否定はしていない。王に対する第 1 の批判は、灰色収入の推計方法であるエンゲル係数法について十分な理論的説明がなされていないことにある。第 2 の批判は、王（2007、2010、2012）は独自の調査データを用いて灰色収入の存在を統計的に明らかにしたが、王（2010）の調査データはインタビュー式で収集されたもの
で、調査対象に恣意性があるという点である。第３の批判は、王の推計による灰色収入が、
1

CHIP データについては、2 節で詳しく説明する。

１５

東アジア論壇 第 18 号

規模として大きすぎるという点である。このため、中国の所得格差が灰色収入により説明されるのであれば、王（2007、2010、2012）による灰色収入の推計方法を改善し、より正確な方法を開発することが必要となる。したがって本稿では、第 1 に、王により提唱された推計方法であるエンゲル係数法の妥当性について検討し、第 2 に、エンゲル係数法を改善した分位法を用いて灰色収入を推計する。
本稿が用いる CHIP データは全国規模で行った無作為の家計調査データであり、恣意性の問題点を克服できると考えられる。また簡単な理論モデルを用いた検討から、エンゲル係数法により灰色収入を推計するためには、異なる家計の効用関数が一致するという条件が必要になることを明らかにした。この仮定は現実的には成立しにくいものであり、王（2010）以外のデータに対して、エンゲル係数法を適用することは難しい。この点を改善するため、本稿ではより一般的な方法である統計的分位法により、灰色収入の測定を試みる。
本稿の構成は以下の通りである。第 1 節では、王（2010）のエンゲル係数法を用いた灰色収入の推計方法を、所得とエンゲル係数の簡単な関係式から検討し、その妥当性について議論する。第 2 節では、本稿が用いる中国の家計調査データ（CHIP データ）について説明し、分位法による灰色収入の推計結果と解釈をまとめる。第 3 節では、王によるエンゲル係数法と分位法による推計値を比較し、なぜ灰色収入が大きく推計されるのかについて理論的な説明を試みる。第 4 節では、結論と今後の課題について言及する。

1 灰色収入の推計Ⅰ
1.1 エンゲル係数法の理論的説明王（2007、2010、2012）は、高級車の購入や異常な不動産投資など、当時の中国で行われている実際の収入と釣り合わないような消費活動、及び資産蓄積活動を問題として提起
し、これは統計局の公表データに反映されていない灰色収入の存在によるものであると指摘している。王（2007）は、このような収入の源泉として、必要以上に手数料を徴収するなどの「金融の腐敗」、「行政権乱用と賄賂」、「独占企業や土地売買に関わるレント・シー
キング活動」などをあげている。しかしながら、これらの収入は中国統計局に把握されていないため、灰色収入がどの程度の水準であるかはデータから推計するしかない。
．．．．．．．
灰色収入を推計する方法として、王により提唱された方法がエンゲル係数法である。エ１６東アジア論壇 第 18 号

ンゲル係数は、収入に占める飲食費の割合で示される。飲食費は収入の変動に影響されにくいため、収入が高いほどエンゲル係数が低くなるというエンゲル法則が成立する。
「エ
ンゲル係数法」とは、この性質を利用し、エンゲル係数から収入を推計する方法である。
王（2010）はエンゲル法則が普遍的に成立していると仮定し、独自のインタビュー方式により集計した調査データから、平均収入（以下の分析で、すべての変数は所得階層内の平均値である）を推計した。王は、「エンゲル係数法」で推計された各所得階層の平均収入を、（公表データよりも）より現実に近い収入、即ち、実際の収入であるとしている。そ．
して、「エンゲル係数法」により推計された各所得階層における実際の収入（以下では推
．．．
．．．．
．．．．
計収入と呼ぶ）と統計局が公表した家計収入（以下では公表収入と呼ぶ）の差を灰色収入として定義している。しかしながら、王（2010）において、この「エンゲル係数法」に対する理論的根拠は、十分に説明されていない。したがって、以下では、「エンゲル係数法」の理論的根拠について、簡単なモデルを用いて検討してみる。
本稿では、王（2010）と同様に中国統計局の分類 2 にしたがって、CHIP2007 3 の所得階層を７階層に分類する 4。灰色収入を含めた変数とそうでない変数を区別するために、灰色収入を含めた変数は、チルダ（ ̃ ）を付けて区別する。例えば、実際の収入である推計
収入𝑌̃𝑖 は所得階層𝑖の灰色収入を含めた収入（推計収入）の平均値であるのに対し、𝑌𝑖 は灰
色収入を含まない、統計局により公表された所得階層𝑖の平均収入（公表収入）を示す。
ここで、ある所得階層𝑖の平均所得を持つ家計（平均家計）を考えよう。𝐶𝑎 を飲食に対する消費、𝐶𝑏 を飲食以外の消費、𝐶𝑖 （= 𝐶𝑎,𝑖 + 𝐶𝑏,𝑖 ）と𝑆𝑖 を総消費と貯蓄とすると、ある所
得階層𝑖に属する平均家計の予算制約は次のようになる。

𝑌̃𝑖 = 𝑌𝑖 + 𝐺𝑖 = 𝐶𝑖 + 𝑆𝑖 + 𝐺 ≡ 𝐶̃𝑖 + 𝑆̃𝑖（1）

式（1）において、𝐺𝑖 は灰色収入を表しており、この家計が灰色収入を受け取っている
場合には正であり、灰色収入を他の家計に支払っている場合には負の値を取る。𝐶̃𝑖 （=王（2010）も中国統計局と同様の分類で分析を行っている。
CHIP2007については 2.1.1節を参照。
4
中国統計局では、所得水準を以下の 7 階層に分類している。最下位の第 1 階層は第 1 十分位＝最低位所得階層（10%）
であり、第 2 階層は第 2 十分位＝低所得階層（10%）である。第 3 階層は第 2 五分位＝中低位所得階層（20%）
、第 4 階層は第 3 五分位＝中位所得階層（20%）
、第 5 階層は第 4 五分位＝中高位所得階層（20%）である。上位の第 6 階層は第 9
十分位＝高所得階層（10%）であり、最上位の第 7 階層は第 10 十分位＝最高所得階層（10%）である。
23１７東アジア論壇 第 18 号

𝐶̃𝑎,𝑖 + 𝐶̃𝑏,𝑖 ）と𝑆̃𝑖 はそれぞれ灰色収入を含めた実際の収入にもとづいた総消費と貯蓄を表す。以下の分析では、議論を単純化するため、𝐶̃𝑎,𝑖 および𝐶̃𝑏,𝑖 の価格を共に 1 に基準化する．．．．．．．．
5。この場合、統計局により公表されたエンゲル係数（以下では公表エンゲル係数と呼ぶ）．．．．．．．．
𝛽𝑖 、および灰色収入が存在する下でのエンゲル係数（以下では推計エンゲル係数と呼ぶ）
𝛽̃𝑖 は次のように求められる。

𝛽𝑖 =

𝐶𝑎,𝑖
,
𝐶𝑖

𝛽̃𝑖 =

𝐶̃𝑎,𝑖
𝐶̃𝑖

（2）

一般的に、所得階層𝑖に属する家計は、灰色収入の一定率𝑧𝑖 を現在の消費に使うと想定できる。同様に、𝑧𝑖 𝐺𝑖 のうちの一定割合𝜉𝑖 を飲食費に、(1 − 𝜉𝑖 )をその他消費に使うと仮定する。この時、式（1）は次のようになる。

𝑌̃𝑖 = 𝑌𝑖 + 𝐺𝑖
= 𝐶𝑎,𝑖 + 𝐶𝑏,𝑖 + 𝑆𝑖 + 𝑧𝑖 𝐺𝑖 + (1 − 𝑧𝑖 )𝐺𝑖= (𝐶𝑎,𝑖 + 𝜉𝑖 𝑧𝑖 𝐺𝑖 ) + (𝐶𝑏,𝑖 + (1 − 𝜉𝑖 )𝑧𝑖 𝐺𝑖 ) + (𝑆𝑖 + (1 − 𝜉𝑖 )𝐺𝑖 )≡ 𝐶̃𝑎,𝑖 + 𝐶̃𝑏,𝑖 + (𝑆𝑖 + (1 − 𝜉𝑖 )𝐺𝑖 )（3）

次に、式（1）と式（2）を用いて、𝑌̃𝑖 − 𝑌𝑖 との𝛽̃𝑖 関係を導出しよう。式（3）に式（2）を代入し整理すると、次の式が得られる。

𝑌̃𝑖 = 𝐶̃𝑖 + 𝑆̃𝑖̃𝐶𝑎,𝑖=+ (𝑆𝑖 + (1 − 𝜉𝑖 )𝐺𝑖 )𝛽̃𝑖𝐶𝑎,𝑖𝜉𝑖 𝑧𝑖 + (1 − 𝑧𝑖 )𝛽̃=(+ 𝑆𝑖 ) + (
) 𝐺𝑖
𝛽̃𝑖
𝛽̃
𝐶𝑎,𝑖
≡(
+ 𝑆𝑖 ) + 𝜔𝑖 𝐺𝑖
𝛽̃𝑖

（4）

同様に、公表収入𝑌𝑖 について、以下の式が得られる。

𝑌𝑖 =

𝐶𝑎,𝑖
+ 𝑆𝑖
𝛽𝑖

（5）

この仮定により、物価水準が１となる。飲食やその他消費の相対価格を明示的に取り扱う場合、議論が複雑になるが、本稿は静学分析を行うため、定性的な特徴は変化しない。数学付録 Aを参照。
5１８

東アジア論壇 第 18 号

式（4）と式（5）より、灰色収入は以下の式で定義される。

𝐶𝑎,𝑖
𝐶𝑎,𝑖
𝑌̃𝑖 − 𝑌𝑖 = (+ 𝑆𝑖 ) + 𝜔𝑖 𝐺𝑖 − (+ 𝑆𝑖 )𝛽𝑖
𝛽̃𝑖
𝐶𝑎,𝑖 𝐶𝑎,𝑖=(−) + 𝜔𝑖 𝐺𝑖𝛽𝑖𝛽̃𝑖𝛽𝑖 − 𝛽̃𝑖=() 𝐶𝑎,𝑖 + 𝜔𝑖 𝐺𝑖𝛽̃𝑖 𝛽𝑖（6）王（2010）では、エンゲル法則により、同一の所得階層であればエンゲル係数が一致すると想定し、推計収入𝑌̃𝑖 と公表収入𝑌𝑖 の差（𝑌̃ − 𝑌𝑖 ）を灰色収入と定義している。この想定を本稿のモデルで表すと、𝛽𝑖 = 𝛽̃𝑖 を仮定していることになる。また𝛽𝑖 = 𝛽̃𝑖 が成立する
場合、𝜔𝑖 = 1となるため 6、王の定義により灰色収入𝐺𝑖 が推計される。

1.2 王（2010）の推計結果

王による灰色収入の推計結果は、表 1 のようにまとめられる 7。

表 1 王（2010）の推計結果
エンゲル係数

（𝒂）

（𝒃）

（𝒄）

（𝒅）

（𝒆）

推計収入_1

推計収入_2

公表収入

𝒂−𝒄

𝒃−𝒄

𝒅
(%)
∑ 𝒅𝒊

𝒆𝒊
(%)
∑ 𝒆𝒊

第 1十分位（10%）

0.481

5,685

5,350

4,754

931

596

0.56

0.43

第 2十分位（10%）

0.459

8,646

7,430

7,363

1,283

67

0.78

0.05

第 2五分位（20%）

0.429

13,392

11,97010,196

3,196

1,774

1.94

1.28

第 3五分位（20%）

0.404

20,941

17,90013,984

6,957

3,916

4.22

2.82

第 4五分位（20%）

0.379

29,91027,56019,254

10,656

8,306

6.46

5.99

第 9十分位（10%）

0.340

47,772

54,90026,25021,52228,650

13.05

20.66

第 10十分位（10%）

0.292

164,034

139,000

43,614120,420

95,386

73

68.77

平均

0.379

35,46232,154

16,885

18,577

15,269

–

–

合計

–

–

–

–

164,965

138,695

100

100

出所：王（2010）の表 5、表 8 により筆者作成。

詳しい導出は数学付録 B を参照。
2 つのデータから得られるエンゲル係数を一致させるため、王（2010）は以下の手順で階層別の推計収入と推計エンゲル係数を求めていると思われる。まず、Setp1では統計局公表の 7 階層の「城鎮居民家庭平均毎人全年消費性支出（PerCapita Annual Living Expenditure of Urban Households）」のデータより、7 階層ごとのエンゲル係数（𝛽1 , ⋯ , 𝛽𝜏 ）を計算する。そして、Setp2 では王の調査データから、公表エンゲル係数と一致するエンゲル係数（𝛽̃1 ≡ 𝛽1 , ⋯ , 𝛽̃𝜏 ≡ 𝛽𝜏 ）を持つように、データを 7 階層に分類する。Setp3 では 7 階層の推計収入（𝑦̃1 (𝛽̃1 ≡ 𝛽1 ), ⋯ , 𝑦̃𝜏 (𝛽̃𝜏 ≡ 𝛽𝜏 )）を計算する。最後の Setp4
では同じエンゲル係数を持つ、公表収入𝑦𝑖 と推計収入𝑦̃𝑖 との差を灰色収入として計算する。
67１９東アジア論壇 第 18 号

（1）2008 年の都市部の一人当たり推計収入は、35,462 元（エンゲル係数以外の変数を含めた重回帰分析を用いた場合は 32,154 元 8、公表収入（一人当たり可処分所得）
は 16,885元であるため、一人当たり灰色収入は 18,577元（重回帰分析を用いた場
合は 15,269 元）であると計算される。

（2）

一人当たり灰色収入は公表収入の 110.02%（重回帰分析を用いた場合は 90.43%）となっている。

（3）

最高所得階層である第 10 十分位の家計が受け取る灰色収入は、灰色収入全体の7 割を占め、所得階層の高い人ほど灰色収入をより多く手にしている。

この結果は、灰色収入が、実際の所得に対して大きな影響を持ち、また所得階層の高い人ほど灰色収入を多く手にすることから、所得格差の要因になっているといえよう。したがって、実際の所得格差を把握し、適切な所得再分配政策を実行するには、灰色収入の正確な把握が必要である。しかしながら、王の推計方法に対する第 2 の批判として、王のデータの恣意性があげられる。これは、王の結果はインタビュー方式によって集計された王独自のデータから導出されているため、王が主張する灰色収入が存在するという結論が出やすいように、インタビューの調査対象を恣意的に選択しているという批判である。この批判を回避するため、本稿では、CHIP2007 データを用いて、エンゲル係数法により灰色
収入の推計が可能かどうか検討する。

2 灰色収入の推計Ⅱ
2.1 CHIP2007 による推計
本稿で用いるデータは CHIP（Chinese Household Income Project＝中国家計所得調査）と呼ばれる個票データであり、1988 年から中国社会科学院と海外の研究者が共同で行った 9、中国の農村と都市における家計調査である。王の調査データは、王の研究グループによりインタビュー方式で収集されたものであるのに対し、CHIP データは、無作為に抽出され

脚注 7 の Step1〜Step4 の方法で求められた推計結果は表 1の推計収入_1としてまとめている。一方、この方法は、エンゲル係数と一人当たり収入の関係だけに注目して推計エンゲル係数及び推計収入を求める方法であり、現実にはエンゲ
ル係数は他の要因（例えば、都市間の格差）にも影響を受けると思われる。従って、王（2010）では推計収入を求める改善策として、エンゲル係数を被説明変数とし、一人当たり収入（対数）やエンゲル係数に影響を与えると思われる諸変数（都市ダミーや世帯人口規模など）を説明変数とする重回帰を行い、それらの推定値を用いて、𝛽̃𝑖 = 𝛽𝑖 とした場合の推計収入を求めている。その推計結果は表 1 の推計収入_2 としてまとめている。しかし、表 1 の推計収入_1 と推計収
入_2 のいずれも𝛽̃𝑖 = 𝛽𝑖 としを仮定している。本稿で示した理論的説明と式（6）より、2 つの推計結果とも理論上同じものであると言える。
9
中国収入分配研究院・CHIP Dataset Homepage（http://www.ciidbnu.org/chip/）を参照。
8２０東アジア論壇 第 18 号

た家計に対してアンケート方式で収集されたものである。このため、より客観的なデータが得られていると考えられる。
本稿では、2007 年の CHIP データ（以下では、CHIP2007 と呼ぶ）を用いる 10。2007 年のCHIPデータには urban（都市）、rural（農村）の 2種類があるが、本稿は urban（都市）のデータを使用する 11。本稿の分析で用いるデータは、都市住民の年間一人当たり収入（以下では、一人当たり収入と呼ぶ）、世帯消費支出、消費支出における飲食費の 3 種類であり、それらの基本統計量は以下の表 2a にまとめ（有効サンプル数＝4995）、表 2a の世帯消費支出と飲食費からエンゲル係数が求められ、表 2b でまとめている。

表 2a 基本統計量（CHIP2007）
変数

観測値

平均

標準偏差

最小値

最大値

都市住民一人当たり収入

4995

27404.1022053.09

1095.24390476.20

消費支出

4995

34351.80

27914.88

2850.00

745000.00

食事費

4995

14398.67

10494.33

1000.00

180000.00

エンゲル係数

4995

0.462

0.166

0.005

0.975

表 2b 都市住民のエンゲル係数と一人当たり収入（CHIP2007）

エンゲル係数

都市住民一人当たり収入
（人民元）

階層

平均

観測値

割合

最小値

最大値

1

0.276

1597

31.98

0.050

0.382

2

0.331

1514

30.32

0.231

0.410

3

0.366

1832

36.68

0.260

0.453

4

0.389

1985

39.75

0.280

0.480

5

0.413

1881

37.67

0.320

0.500

6

0.435

2232

44.69

0.331

0.536

7

0.472

2606

52.18

0.350

0.600

1

34506.79

1597

31.98

2095.24

291428.60

231385.24

1514

30.32

1857.14278571.40

330331.23

1832

36.68

1857.14278571.40

428742.66

1985

39.75

1857.14278571.40

527709.02

1881

37.67

1857.14278571.40

626911.13

2232

44.69

1857.14278571.40

725695.81

2606

52.18

1857.14278571.40王（2010）による 2008 年の灰色収入の推計方法と本稿の推計方法を比較するには、本稿でも 2008 年の CHIP データを用いることが望ましい。しかし、2008 年の CHIP データでは、消費データと所得データが同一サンプルから得られたものではないため、エンゲル係数を基準とする灰色収入の推計には好ましくない。このため本稿では、消費データと所得データを同一サンプルから得た 2007年の CHIP データを用いる。
11
推計収入及び灰色収入を測定するに当たり、比較できる統計局の（7 階層の）農村部分の公表データがないため、本稿も王（2010、2012）と同様に、都市部のデータのみを利用する。
10２１

東アジア論壇 第 18 号

「エンゲル係数法」を用いて、CHIP2007から灰色収入を推計した結果は、以下の表 3でまとめられている 12。

表 3 エンゲル係数法による「灰色収入」推計（CHIP2007；重複計算がある場合）（𝒂）推計収入(𝒃) 公表収入

（𝒄）偏差

偏差比

エンゲル係数

都市住民一人当たり年収（人民元）

観測値

エンゲル係数

都市住民一人当たり年収（人民元）

𝒂−𝒃𝒄𝒊
× 100%𝒃𝒊𝒄𝒊
× 100%
∑ 𝒄𝒊

階層 1

0.472

25695.81

2606

0.472

4604.0921091.72

458.11

23.61

階層 2

0.435

26911.13

2232

0.435

6992.55

19918.58

284.85

22.3

階層 3

0.413

27709.02

1881

0.413

9568.02

18141

189.6

20.31

階層 4

0.389

28742.66

1985

0.389

12978.61

15764.05

121.46

17.65

階層 5

0.366

30331.23

1832

0.366

17684.55

12646.68

71.51

14.16

階層 6

0.331

31385.24

1514

0.331

24106.62

7278.62

30.19

8.15

階層 7

0.276

34506.79

1597

0.276

40019.22-5512.43-13.77

-6.17

平均

0.383

29325.98–

0.383

16564.81

–

–

–

合計

–

–

13647

–

–

89328.22–

100

CHIP2007 から得られた結果と王の結果を比べると、以下のことがわかる。各所得階層の公表エンゲル係数に一致するように CHIP2007 から各所得階層の推計エンゲル係数を算出しようとすると、CHIP2007 で使用する全データ 4995 のうち、一部しか利用されない。
また、各階層の推計エンゲル係数を算出する際に、同じデータを何度も使用しなければ、公表エンゲル係数に一致する推計エンゲル係数を算出できない。これについてより詳しく見てみよう。表 2a によれば、CHIP データ全体から導かれるエンゲル係数の範囲は、0.05～0.975 であることがわかる。しかし、表 2b のエンゲル係数からわかるように、公表エンゲル係数と推計エンゲル係数を一致させるために利用されたデータ範囲は、エンゲル係数
が 0.05～0.6 の範囲に限られている。したがって、CHIP2007 にエンゲル係数法を用いて灰色収入を推計する場合、一部のデータしか用いることができない。また、表 2b における使用データ数を表す観測値の列のデータ数を単純に足し合わせると 13647 となり、CHIP2007 のデータ総数 4995 を超える。これは、同一家計のデータを何度も重複使用しなければ、公表データと同一のエンゲル係数を算出できないことを示している。これらのデ推計は、以下の手順で行った。まず、Step1 では 2007 年に統計局が公表した 7 階層の「城鎮居民家庭平均毎人全年消費性支出（Per Capita Annual Living Expenditure of Urban Households）」（十分位と五分位を合わせた 7 分類）より、7階層の公表エンゲル係数を計算する。そして、Step2 では Step1 で計算された 7 階層の公表エンゲル係数と一致する推計エンゲル係数を計算できるように、CHIP2007 を 7階層に分類する。Step3では、7 階層に分類した CHIP2007 から階層別収入を推計し、最後の Step4 では Step3 で得られた階層別の推計収入𝑦̃𝑖 と、中国統計局公表の同階層の公表収入𝑦𝑖 の差を灰色収入として
算出する。
12

２２

東アジア論壇 第 18 号

ータに対する操作の結果として、CHIP2007 において、一人当たり収入の所得階層の範囲
は 1095.24元～390476.2元であるが、公表エンゲル係数に一致するように分類された階層の収入範囲は 1857.14元～291428.6元に限定されている。特に、所得格差を見る上で非常に重要な指標である第 1 十分位（最下位）と第 10 十分位階層（最上位）の一人当たり収入について、データの一部しか結果に反映されていない。例えば、CHIP2007 における最低所
得は 1095.24 元、最高所得は 390476.20 元であるが、「エンゲル係数法」を用いる場合の最低所得は 1857.14 元、最高所得は 291428.60 元となっている。また、図 1 は、王の「エンゲル係数法」で CHIP2007 を用いた場合の計算結果（表 3）を図示したものである。この図と王の結論（表 1）を比較してみよう。

図 1 公表収入とエンゲル係数法による推計収入（表 3）50,000

推計収入

公表収入

偏差

階層4

階層5

40,00030,00020,00010,000

0
階層1

階層2

階層3

階層6

階層7

-10,000

図 1 を見ると、所得階層が上位に位置するほど、推計収入が大きくなることがわかる。
一方で、王の結論（3）とは異なり、推計収入が上がると、算出される灰色収入は低下し、王の分析では最も多くの灰色収入を受け取るとされる第 7 階層では、灰色収入が負の値をとる。このように、「エンゲル係数法」を CHIP2007 に適用するためには、統計上不適切と思われる処理をする必要がある。このような不適切な処理、すなわち、データの重複使用を回避した場合の推計結果、表 4 のようになる。

２３東アジア論壇 第 18 号

表 4 エンゲル係数法による「灰色収入」推計（CHIP2007；重複計算がない場合）(𝒃) 公表収入（𝒂）推計収入
エンゲル係数

都市住民一人
当たり年収
（人民元）

割合
（観測値）

エンゲル係数（𝒄）偏差都市住民一人
当たり年収
（人民元）

𝒂−𝒃

偏差比
𝒄𝒊
𝒃𝒊
× 100%𝒄𝒊∑ 𝒄𝒊
× 100%

その他

0.585

22699.11

39.54

–

–

–

–

–

階層 1

0.472

24793.94

15.72

0.472

4604.0920189.85

438.52

29.32

階層 2

0.435

27963.39

1.50

0.435

6992.55

20970.84

299.9

30.46

階層 3

0.413

26766.30

8.21

0.413

9568.02

17198.28

179.75

24.98

階層 4

0.389

29082.77

2.60

0.389

12978.61

16104.16

124.08

23.39

階層 5

–

–

–

0.366

17684.55

–

–

–

階層 6

–

–

–

0.331

24106.62

–

–

–

階層 7

0.276

34405.73

32.43

0.276

40019.22-5613.49-14.03

-8.15

平均

0.428

27618.54–

0.383

16564.81

––

––

––

合計

–

–

100

–

–

68849.64–

100

表 4 で示された結果を図示したものが図 2 である。

図 2 公表収入とエンゲル係数法による推計収入（表 4）

50,000

推計収入

公表収入

偏差

階層4

階層5

40,00030,00020,00010,000

0
その他

階層1

階層2

階層3

階層6

階層7

-10,000

表 4 と図 2 が示すように、データの重複使用を行わない場合、一部の階層（第 5 階層と第 6 階層）で公表エンゲル係数と一致する推計エンゲル係数を得ることができない。このため、公表収入と比較可能な推計収入も得ることができず、灰色収入を推計することがで
２４東アジア論壇 第 18 号

きない。また表 4 で示されているように、データの 39.54%（サンプル数＝1975）は利用されない。
これらの結論から、王により提唱された「エンゲル係数法」を CHIP2007 に用いた場合、灰色収入の正確な推計を得ることができないと考えられる。
なぜ、エンゲル係数は CHIP2007 に適用できないのであろうか？王（2010）では理論モデルに基づいた説明はないため、本稿では、コブ＝ダグラス型効用関数を仮定し、家計の効用最大化問題からその理由について検討してみる。ある所得階層𝑖で平均所得を持つ家
計の効用関数を、以下の式で定義する。
𝜇𝜇

𝑈𝑖 = 𝐶𝑎,𝑖𝑎,𝑖 ∙ 𝐶𝑏,𝑖𝑏,𝑖
この家計の予算制約は式（1）で与えられているものとする。家計の効用最大化より、
エンゲル係数は以下のように求められる 13。

𝛽̃𝑖 =

𝐶̃𝑎,𝑖
𝜇𝑎,𝑖
=
𝜇𝑎,𝑖 + 𝜇𝑏,𝑖𝐶̃𝑖

ここで注意が必要なのは、コブ＝ダグラス型効用関数を仮定した場合、エンゲル係数が灰色収入に依存せずに決定される点である。コブ＝ダグラス型効用関数では、各消費財に対する支出割合が選好パラメーター（𝜇𝑎,𝑖 、𝜇𝑏,𝑖 ）で決定されるため、総支出に対する飲食費支出の割合であるエンゲル係数は、所得水準に依存せずに決定されることになる 14。
したがって、コブ＝ダグラス型効用関数を仮定した場合、任意の家計にとって、灰色収入を考慮していない公表エンゲル係数と、灰色収入を考慮した推計エンゲル係数は一致することになる。このことより、𝛽1 = 𝛽̃1 を仮定している王の分析では、コブ＝ダグラス型効用関数を想定していると考えられる。
しかしながら、同じ所得階層であっても、異なる家計、例えば、家計𝑘（統計局の調査対象）と家計𝑙（王の調査対象）において𝛽𝑖,𝑘 = 𝛽𝑖,𝑙 を成立させるためには、4 種類の選好
パラメータ（𝜇𝑎,𝑖𝑘 、𝜇𝑏,𝑖𝑘 、𝜇𝑎,𝑖𝑙 、𝜇𝑏,𝑖𝑙 ）が同値であること、すなわち、両データで比較さ

13
14

数学付録 Aを参照。
詳しい導出は数学付録 Aを参照。

２５

東アジア論壇 第 18 号

れる家計の効用関数が同一であることが必要となる 15。公表データと王のデータ、およびCHIP2007 は全て異なる調査対象を含んでいるため、同一階層であっても平均所得を持つ家計が一致するとは考えにくく、異なる家計であると想定すべきであろう。異なる家計であるとすれば、選好パラメーターが全て一致し効用関数が同一になる可能性は、ほとんど考えられない。
CHIP2007 と公表データは調査対象が全く異なる家計であるため、違った効用関数をもつと想定される。したがって、同じ所得階層分類であったとしても、2 つのデータ間でエンゲル係数が一致する（𝛽𝑖,𝑘 = 𝛽𝑖,𝑙 ）とは考えにくい。このことから、𝛽𝑖,𝑘 = 𝛽𝑖,𝑙 を前提に推計収入を計算し灰色収入を求める方法（エンゲル係数法）は、他の調査データへの適応性が十分ではなく修正の余地があると考えられる。
以下では、王（2010）の推計方法の改善策として、𝛽𝑖 = 𝛽̃𝑖 を仮定せず、CHIP2007 デー
タに統計的な分位法（十分位と五分位）を用いて所得階層を分類し灰色収入を推計する。
．．．
この所得の分類方法（以下では分位法と呼ぶ）で得られた結果と王の結論を比較する事で、「分位法」を用いても王と同様の結論を得られることができることから、「分位法」により灰色収入を推計できることを示す。また、王（2010）が用いた 7 つの所得階層分類で、
𝛽𝑖 = 𝛽̃𝑖 を想定しない場合の実際の収入と灰色収入を推計し、王の結果と比較する。
以上の試みは、王の「エンゲル係数法」を改善するだけではなく、より一般的なデータでも、本稿で示した理論モデルに基づき灰色収入を推計できるという点で重要な意味をもつ。

2.2 分位法（十分位と五分位）による推計

本節では、
「分位法」
（十分位と五分位を併用した 7 分類）による推計を行う。ある所得
階層𝑖の推計収入を𝑌̃𝑖 とする。異なるデータでエンゲル係数が一致しないこと（𝛽𝑖 ≠ 𝛽̃𝑖 ）を前提とすれば 𝜔𝑖 ≠ 1となるため、式（6）より以下の式を得る。
𝛽𝑖 − 𝛽̃𝑖𝑌̃𝑖 = () 𝐶𝑎,𝑖 + 𝑌𝑖 + 𝜔𝑖 𝐺𝑖 ;𝛽̃𝑖 𝛽𝑖𝑄̃𝑖 ≡ 𝑌̃𝑖 − Θ𝑖 = 𝑌𝑖 + 𝜔𝑖 𝐺𝑖

15

数学付録 Aを参照。

２６

（7）

東アジア論壇 第 18 号

ここで、Θ𝑖 ≡ [(𝛽𝑖 − 𝛽̃𝑖 )⁄𝛽̃𝑖 𝛽𝑖 ]𝐶𝑎,𝑖 は𝛽𝑖 ≠ 𝛽̃𝑖 を前提とした場合の推計エンゲル係数𝛽̃𝑖 と．．．．．．．．．．
公表エンゲル係数𝛽𝑖 の違いによる支出ギャップ、即ち、エンゲル係数ギャップを表す。また、𝑄̃𝑖 は「エンゲル係数ギャップ」（Θ𝑖 ）を、CHIP2007 から得られる一人当たり収入𝑌̃𝑖 か．．．．．．．
ら差し引いた、調整後推計収入である。この「エンゲル係数ギャップ」は、公表エンゲル係数𝛽𝑖 と推計エンゲル係数𝛽̃𝑖 の大小関係により、正・負両方の値をとる可能性がある事に注意されたい。
「エンゲル係数ギャップ」Θ𝑖 の存在により、灰色収入は𝑄̃𝑖 − 𝑌𝑖 = 𝜔𝑖 𝐺𝑖 で計られる。𝑄̃を求めるには、CHIP2007 から求めた平均一人当たり推計収入からこの「エンゲル係数ギャップ」による影響を取り除く必要がある。このため、式（7）において、分位法によって求められる所得階層𝑖の推計収入𝑌̃ を、「エンゲル係数ギャップ」Θ𝑖 で調整する 16。式（7）より、「調整後推計収入」𝑄̃𝑖 と公表収入𝑌𝑖 の差（𝑖 = 1 … 7）が、各階層における灰色収入となる 17。
「調整後推計収入」𝑄̃ および灰色収入は、以下の手順で推計される。

Step 1 CHIP2007 を、統計局の分類方法（7 つの分位）に従って 7 つの所得階層に分類
し、各階層の平均一人当たり推計収入（𝑌̃𝑖 ）を求める。
Step 2 Step 1で分類した所得階層ごとに推計エンゲル係数（𝛽̃𝑖 , 𝑖 = 1 … 7）を計算し、推計エンゲル係数（𝛽̃𝑖 ）、公表エンゲル係数（𝛽𝑖 ）と公表された消費データ（「城鎮居民家庭平均毎人全年消費性支出」）を用いてΘ𝑖 の値を求める。
Step 3 Step 1 で求めた各階層の推計平均収入（𝑌̃𝑖 ）からΘ𝑖 を引くことで、「調整後推計収入」𝑄̃𝑖 を求める。
Step 4 各階層の「調整後推計収入」𝑄̃𝑖 と公表収入𝑌𝑖 の差を、各所得階層（分位）の灰
色収入を計算する。

「分位法」による推計結果（調整前）は、表 5a でまとめている。

公表エンゲル係数が推計エンゲル係数より大きい場合（𝛽𝑖 > 𝛽̃𝑖 ）には、エンゲル係数ギャップ分Θ𝑖 を𝑦̃𝑖 から差し引くことになる。一方、公表エンゲル係数が推計エンゲル係数より小さい場合（𝛽𝑖 < 𝛽̃𝑖 ）には、Θ𝑖 を𝑦̃𝑖 に加えることになる。
17
Θ𝑖 は正・負両方の可能性がある。Θ𝑖 > 0（⟺ 𝛽𝑖 > 𝛽̃𝑖 ）であれば、𝑄̃𝑖 < 𝑦̃𝑖 となり、Θ𝑖 < 0（⟺ 𝛽𝑖 < 𝛽̃𝑖 ）であれば、
𝑄̃𝑖 > 𝑦̃𝑖 となる。
16

２７東アジア論壇 第 18 号

表 5a 分位法による「灰色収入」推計（CHIP2007；調整がない場合）(𝒃) 公表収入（𝒂）推計収入

（𝒄）偏差

偏差比

エンゲル
係数

都市住民一人当たり
年収（人民元）

割合
（観測値）

エンゲル
係数

都市住民一人当たり
年収（人民元）𝒂−𝒃𝒄𝒊𝒃𝒊
× 100%𝒄𝒊∑ 𝒄𝒊
× 100%

第 1十分位（10%）

0.5317020.42

10.79

0.472

4604.092416.33

52.48

2.67

第 2十分位（10%）

0.50411219.46

9.31

0.435

6992.554226.91

60.45

4.66

第 2五分位（20%）

0.488

15425.60

19.9

0.413

9568.025857.58

61.22

6.46

第 3五分位（20%）

0.468

21626.00

20.04

0.389

12978.61

8647.39

66.63

9.54

第 4五分位（20%）

0.439

31110.34

20.16

0.366

17684.55

13425.79

75.92

14.81

第 9十分位（10%）

0.41843901.73

9.81

0.331

24106.62

19795.11

82.11

21.84

第 10十分位（10%）

0.378

76276.11

9.99

0.276

40019.2236256.89

90.6

40.01

平均

0.461

29511.38–

0.383

16564.81

12946.57

–

–

合計

–

206579.66

100–115953.66

90626

–

100

第 1十分位/全体（%）

–

3.4

–

–

3.97

–

–

–

第 10十分位/全体（%）

–

36.92

–

–

34.51

–

–

–

表 5a は、Step1 で求められた推計収入𝑌̃𝑖 と公表収入𝑌𝑖 の差をとることで、灰色収入を推計したものとなっている。したがって表 5a では、エンゲル係数ギャップから発生する所得の違いは調整されていない。表 5aの結果と公表データを図示したものが、以下の図 3である。

図 3 公表収入と分位による推計収入（表 5a）90,000

推計収入

公表収入

公表エンゲル係数（右目盛）推計エンゲル係数（右目盛）

0.680,0000.5

70,00060,0000.4

50,0000.3

40,00030,0000.2

20,0000.1

10,000
0

0

第2十分位

第2五分位

第3五分位

２８

第4五分位

第9十分位

第10十分位東アジア論壇 第 18 号

図 3 からわかるように、全ての所得階層で CHIP2007 のデータから得られる推計収入およびエンゲル係数が、公表収入と公表エンゲル係数よりも大きくなることが示されている。
したがって、「エンゲル係数ギャップ」Θ𝑖 は負の値をとるため、「調整後推計収入」𝑄̃𝑖 を求めることは、推計収入𝑌̃𝑖 にΘ𝑖 を加えることになる。表 5b は、「エンゲル係数ギャップ」
から発生する所得の違いを調整し、𝑌̃𝑖 にΘ𝑖 を加えて求められた「調整後推計収入」𝑄̃𝑖 と公
表収入𝑌𝑖 の差をとることで、灰色収入を推計している。

表 5b 分位法による「灰色収入」推計（CHIP2007；調整がある場合）(𝒃) 公表収入（𝒂）推計収入

（𝒄）

（𝒅）

（𝒆）

（𝒇）偏差

偏差比
𝒇𝒊
∑ 𝒇𝒊
× 100%

食事費

Θ𝑖

𝑄̃𝑖

𝒆−𝒃

𝒇𝒊
𝒃𝒊
× 100%

4604.093584.86-843.897864.313260.22

70.81

2.85

6992.555107.45-1607.44

12826.90

5834.35

83.44

5.11

0.413

9568.027085.97-2636.88

18062.48

8494.46

88.78

7.44

0.389

12978.61

7909.76-3432.38

25058.38

12079.77

93.07

10.58

20.16

0.366

17684.55

7061.46-3208.28

34318.62

16634.07

94.06

14.57

9.81

0.331

24106.62

6659.04-4187.23

48088.9623982.34

99.48

21.00

エンゲ

都市住民一人当たり割合

エンゲ

都市住民一人当たり

ル係数

年収（人民元）

（観測値）

ル係数

年収（人民元）第 1十分位（10%）

0.5317020.42

10.79

0.472

第 2十分位（10%）

0.50411219.46

9.31

0.435

第 2五分位（20%）

0.488

15425.6

19.90

第 3五分位（20%）

0.468

21626

20.04

第 4五分位（20%）

0.439

31110.34

第 9十分位（10%）

0.41843901.73

第 10十分位（10%）

0.378

76276.11

9.99

0.276

40019.22

7826.94-7652.29

83928.40

43909.18

109.72

38.45

平均

0.461

29511.38–

0.383

16564.81

6462.21-3366.91

32878.29

16313.48

–

–

合計

–

206579.66

100.00–115953.66––

230148.04

114194.38–

100.00

第 1十分位/全体（%）

–

3.40

–

–

3.97

–

–

3.42

2.85

–

–

第 10十分位/全体（%）

–

36.92

–

–

34.51

–

–

36.47

38.45

–

–

表 5b の結果は、図 4 で示されている。

図 4 公表収入と分位による推計収入（表 5b）60,000

公表収入

調整後推計収入

偏差50,00040,00030,00020,00010,000

0
第1十分位

第2十分位

第2五分位

第3五分位

２９

第4五分位

第9十分位

第10十分位東アジア論壇 第 18 号

図 4 および表 5b の灰色収入の推計結果では、王（2010）の結論（3）と整合的な傾向がみられる。これは、分位法による灰色収入の推計でも、王の主張が確認できることを示している。表 5a、表 5b の結果をまとめると、以下の通りである。
（1）

CHIP2007 による都市部全体の平均一人当たり推計収入は、推計収入𝑌̃𝑖 を用いた場合は 29511.38 元（表 5a）である。一方、「調整後推計収入」𝑄̃𝑖 を用いた場合、都市部全体の平均一人当たり推計収入は 32878.29 元（表 5b）となる。公表された都市部全体の平均一人当たり可処分所得が 16564.81 元であるため、推計収入𝑌̃𝑖より推計される平均した一人当たり灰色収入は 12946.57 元となり、「調整後推計収入」𝑄̃𝑖 より推計される平均した一人当たり灰色収入は 16313.48 元となる。

（2）

平均した一人当たり灰色収入と平均公表収入の比率は、「調整後推計収入」𝑄̃𝑖 を用いた場合では 98.48%となる。

（3）

所得が高い階層ほど灰色収入を多く手に入れており、「調整後推計収入」𝑄̃𝑖 を用いた場合、最高所得階層である第 10 十分位の家計は、灰色収入全体の 38.45%を獲得している。

表 6a、表 6b は王（2010）の所得階層と同様の分類で、𝛽𝑖 = 𝛽̃𝑖 を想定しない場合の推計結果である。これらの結果を王の結果（表 1）と比較すると、𝑌̃𝑖 の推計値は王（2010）の推計結果と殆ど同じであるが、𝑄̃𝑖 の推計値は王（2010）の結果より高くなっている 18。

表 6a 王と同分類方法の分位法による「灰色収入」推計（CHIP2007；調整がない場合）(𝒃) 公表収入（𝒂）推計収入

（𝒄）偏差

エンゲル

都市住民一人当た割合

エンゲル

都市住民一人当た割合

係数

り年収（人民元）

（観測値）

係数

り年収（人民元）

（観測値）

偏差比

𝒂−𝒃

𝒄𝒊
𝒃𝒊
× 100%𝒄𝒊∑ 𝒄𝒊
× 100%𝑦 ≤ 7000

0.548

5183.83

4.62

0.472

4604.0910

579.74

12.59

0.51

7001 ≤ 𝑦 ≤ 10000

0.523

8628.66

7.39

0.435

6992.5510

1636.11

23.40

1.43

10001 ≤ 𝑦 ≤ 17000

0.493

13625.23

23.28

0.413

9568.02204057.21

42.40

3.53

17001 ≤ 𝑦 ≤ 26500

0.471

21251.47

26.97

0.389

12978.61

208272.86

63.74

7.21

26501 ≤ 𝑦 ≤ 34000

0.437

29902.18

12.69

0.366

17684.55

2012217.63

69.09

10.64

34001 ≤ 𝑦 ≤ 75000

0.410

47362.93

21.62

0.331

24106.621023256.31

96.47

20.26

75001 ≤ 𝑦 ≤ 400000

0.363

104796.60

3.42

0.276

40019.22

1064777.38

161.87

56.43

平均

0.464

32964.41–

0.383

16564.81–

16399.61–

合計–230750.90

100.00–115953.66

100114797.24

𝑦 ≤ 7000/全体（%）

–

2.25

–

–

3.97

–

–

–

–

75001 ≤ 𝑦400000/全
体（%）

–

45.42

–

–

34.51

–

–

–

–

18

その理由については 3 節で議論されている。

３０–
100.00東アジア論壇 第 18 号

表 6b 王と同分類方法の分位法による「灰色収入」推計（CHIP2007；調整がある場合）(𝒃) 公表収入（𝒂）推計収入
エンゲル
係数

都市住民一人
当たり年収
（人民元）

割合

エンゲル

（観測値）

係数

（𝒄）

（𝒅）

（𝒆）

（𝒇）偏差

食事費

Θ𝑖

𝑄̃𝑖

𝒆−𝒃

𝒇𝒊
𝒃𝒊
× 100%𝒇𝒊∑ 𝒇𝒊
× 100%

都市住民一人
当たり年収
（人民元）

偏差比

𝑦 ≤ 7000

0.548

5183.83

4.62

0.472

4604.093584.86-1053.33

6237.161633.07

35.47

1.18

7001 ≤ 𝑦 ≤ 10000

0.523

8628.66

7.39

0.435

6992.555107.45-1975.59

10604.25

3611.70

51.65

2.62
4.96
8.56

10001 ≤ 𝑦 ≤ 17000

0.493

13625.23

23.28

0.413

9568.027085.97-2784.15

16409.38

6841.3671.50

17001 ≤ 𝑦 ≤ 26500

0.471

21251.47

26.97

0.389

12978.61

7909.76-3540.03

24791.50

11812.89

91.02

11.13

26501 ≤ 𝑦 ≤ 34000

0.437

29902.18

12.69

0.366

17684.55

7061.46-3134.66

33036.84

15352.29

86.81

34001 ≤ 𝑦 ≤ 75000

0.410

47362.93

21.62

0.331

24106.62

6659.04-3876.38

51239.31

27132.69

112.5519.67

75001 ≤ 𝑦 ≤ 400000

0.363

104796.60

3.42

0.276

40019.22

7826.94-6796.66

111593.26

71574.04

178.85

51.88

平均

0.464

32964.41–

0.383

16564.81

6462.21-3308.68

36273.10

–

–

合計

–

230750.90

100.00–115953.66––

253911.69

137958.03–

100.00𝑦 ≤ 7000/全体（%）

–

2.25

–

–

3.97

–

–

2.46

1.18

–

–

75001 ≤ 𝑦400000/全体（%）

–

45.42

–

–

34.51

–

–

43.95

51.88

–

–

では、中国全体での灰色収入の大きさはどうなっているのであろうか？前述のように、王（2010）は 2008 年における灰色収入規模は、その年の GDP の約 17.5%または 29.5%を占めていると指摘している。王（2010）は灰色収入規模を示すため、中国統計局が公表している 3 種類の公表収入に注目し、それぞれの公表収入に合わせて、「都市部階層別 1 人当たり灰色収入」と「灰色総収入」を定義している。3 種類の公表収入とは、（1）中国統計
局分類の 7 階層の都市部住民「一人当たり年平均収入（Per Capita Disposable Income）
」 19、
（2）
「都市部可処分総収入（Total Disposable Income of Urban Households）
」と（3）
「可処分総
収入（Total Disposable Income）」である 20。王（2010）は以下のように、2 種類の国全体の灰色収入を定義している。すなわち、「都市部灰色総収入（Urban Total Gray Income：UTGI）」と「総灰色収入（Aggregate Gray Income：AGI）である。

UTGI = 都市部推計総収入 − 都市部可処分総収入
AGI = 推計総収入 − 可処分総収入（8）

本稿の分析では、（1）を公表収入と呼んでいる。
（1）は中国統計年鑑（各年）「城鎮住民家庭基本状況（Basic Conditions of Urban Households）」における 7 階層別の「平均毎人可支配収入（Per Capita Annual Income）」という公表データであり、（3）は中国統計年鑑（各年）「資金循環：実物取引（Flow of Funds Accounts：Physical Transaction）」における「可支配総収入（Total Disposable Income）」という公表データである。
（2）は中国統計年鑑（各年）「人民基本生活（Basic Statistics on People’s Living Conditions）」における「城鎮居民人均可支配収入（Annual Per Capita Disposable Income of Urban Households）」×都市部総人口より計算される。
19
20

３１

東アジア論壇 第 18 号

ここで、「都市部推計総収入（Total Estimation Income of Urban Households）」は表 5 と表 6 で求めた推計収入（𝑌̃𝑖 または𝑄̃𝑖 ）に都市部人口を乗ずることで求められる。一方、「推計総収入（Total Estimation Income of Households）」は「都市部推計総収入」と「農村総純収入（Total Net Income of Rural Households）」の合計である。しかし、農村部においては、7 階層ごとの公表収入データがないため、農村部の推計収入を得ることができない。
「農村総純収入」は公表の農村部平均収入である「農村一人当たり純収入（Annual Per Capita Net
Income of Rural Households）」に農村部人口を乗ずることで求められる。よって、AGI において、推計総収入に含まれる農村部総収入は推計値ではなく公表データであるため、灰色収入を算出する上で適切とは言えない。本稿では、中国全体の灰色収入を考えるうえで、
UTGI と比較するという意味で、AGI の計算結果も示している。表 7a と表 7b は、それぞれ推計収入𝑌̃𝑖 と𝑄̃𝑖 を用いた場合の一人当たり灰色収入、灰色収入規模（UTGI 及び AGI）及び灰色収入対 GDP 比を示している。

表 7a 「灰色収入」推計規模（CHIP2007；調整がない場合）
本稿推計_1a

本稿推計_2a王の推計_1

王の推計_2（表 5a）（表 6a）

（表 1）

（表 1）

29810.929810.936197.036197.04140.44140.45171.05171.0

7.2

7.2

7.0

7.0

（2） 都市住民所得総額（億元、統計局） （c×d）

90942.5

90942.5

104687.0

104687.0（3） 都市住民所得総額（億元、推計値） （e×d）

180019.4

201082.9

199354.8

219864.4

14908.6

14908.6

16885.016885.0（1） 農村住民所得総額（億元） （a×b）
a. 農村住民平均収入（元）b. 農村住民総人口（億人）

c. 都市住民平均可処分所得（元）d. 都市部人口（億人）

6.1

6.1

6.2

6.2

29511.38

32964.41

32154

35462

（4） 住民所得総額（億元、統計局） （1+2）

120753.3

120753.3

140884.0

140884.0（5） 住民所得総額（億元、推計値） （1+3）

209830.3230893.8235551.8256061.4（6） 可処分所得総額（億元、資金循環表）

158558.6

158558.6

185926.3

185926.3（7） 都市部灰色総収入（UTGI、億元) （3-2）

89077.0110140.4

94667.8

115177.4

e. 一人当たりの推計所得（元）（8） 総灰色収入（AGI、億限) （5-6）

51271.7

72335.2

49625.570135.1（9） GDP（億元）270092.3

270092.3

319244.6

319244.6（10） 都市部灰色総収入対 GDP比（%） （7÷9）

33.0

40.8

29.7

36.1

（11） 総灰色収入対 GDP比（%） （8÷9）

19.0

26.8

15.5

22.0

３２

東アジア論壇 第 18 号

表 7b 「灰色収入」推計規模（CHIP2007；調整がある場合）
本稿推計_1b

本稿推計_2b

王の推計_1

王の推計_2（表 5b）（表 6b）

（表 1）

（表 1）

（1） 農村住民所得総額（億元） （a×b）
a. 農村住民平均収入（元）b. 農村住民総人口（億人）

29810.929810.936197.036197.04140.44140.45171.05171.0

7.2

7.2

7.0

7.0

（2） 都市住民所得総額（億元、統計局） （c×d）

90942.5

90942.5

104687.0

104687.0（3） 都市住民所得総額（億元、推計値） （e×d）

200557.6221265.9

199354.8

219864.4

14908.6

14908.6

16885.016885.0

6.1

6.1

6.2

6.2

32878.29

36273.1

32154

35462

（4） 住民所得総額（億元、統計局） （1+2）

120753.3

120753.3

140884.0

140884.0（5） 住民所得総額（億元、推計値） （1+3）

230368.4251076.8235551.8256061.4（6） 可処分所得総額（億元、資金循環表）

158558.6

158558.6

185926.3

185926.3（7） 都市部灰色総収入（UTGI、億元) （3-2）

109615.1

130323.5

94667.8

115177.4（8） 総灰色収入（AGI、億限) （5-6）

71809.8

92518.2

49625.570135.1（9） GDP（億元）270092.3

270092.3

319244.6

319244.6（10） 都市部灰色総収入対 GDP比（%） （7÷9）

40.6

48.3

29.7

36.1

（11） 総灰色収入対 GDP比（%） （8÷9）

26.6

34.3

15.5

22.0

c. 都市住民平均可処分所得（元）d. 都市部人口（億人）
e. 一人当たりの推計所得（元）表 7a、表 7b の結果をまとめると、CHIP2007 による 2007 年における中国灰色収入の推計
規模は、以下の通りである。

（1）

都市部の推計灰色総収入（UTGI）の規模は、推計収入𝑌̃𝑖 を用いた場合（表 7a）は GDP の 33.0%～40.8%に相当する 8.9 兆元（約 135.8 兆円）～11 兆元（約 167.9
兆円）、「調整後推計収入」𝑄̃𝑖 を用いた場合（表 7b）は GDP の 40.6%～48.3%に相当する 11 兆元（約 167.9 兆円）～13.0 兆元（約 198.4 兆円）である 21。

（2）

農村部を含めた意味での全体の推計灰色総収入（AGI）の規模は、推計収入𝑌̃𝑖 を用いた場合（表 7a）は GDP の 19.0%～26.8%に相当する 5.1 兆元（約 77.8 兆円）～7.2 兆元（約 109.9 兆円）、「調整後推計収入」𝑄̃𝑖 を用いた場合（表 7b）は GDPの 26.6%～34.3%に相当する 7.2 兆元（109.9 兆円）～9.3 兆元（141.9 兆円）である。

（3）

AGI の推計値よりも UTGI の推計値の方が大きくなっている。要因は 2 つが考えられる。第 1 に、AGI と UTGI の計算に用いられる公表収入は大きく異なっている。
「（2）都市部可処分総収入（Total Disposable Income of Urban Households）」は 9.1

ここでの全ての円/元の計算値は、2007 年 12月の為替レートである 1 元＝15.26 円を参照している。なお、本稿の推計（2007 年）と王の推計（2008 年）に使用する当該年の人口と GDP データは中国統計局の『中国統計年鑑 2019』に基づ
いている。
21

３３

東アジア論壇 第 18 号

兆元であるのに対し、「（6）可処分総収入（Total Disposable Income）」はその 1.8 倍の 15.9 兆元である（表 7）。第 2 に、AGI を計算するのに用いられる「推計総収入」における農村部総収入は推計値ではなく公表データであるため、「推計総収入」は厳密な推計収入とは言えない。この意味では、UTGI がより正確な推計値であると考えられる。

3 考察王の分析に対する批判の第 3 点目として挙げられるのは、王の推計した灰色収入が大きすぎるのではないかという点である。この点について、「分位法」の推計結果を基に考えてみよう。表 5bからわかるように、CHIP2007ではすべての所得階層において、「エンゲル
係数ギャップ」Θ𝑖 （𝑖 = 1, ⋯ ,7）が負の値をとる。式（7）より、「エンゲル係数ギャップ」を調整すると、「調整後推計収入」𝑄̃𝑖 はより大きくなるため、「エンゲル係数ギャップ」
を調整しない場合の推計収入𝑌̃𝑖 （表 5a）に比べても、「調整後推計収入」𝑄̃𝑖 の値はより大きくなる。この結果、推計される灰色収入の値も全ての所得階層で大きくなっている。これは、式（7）で示している灰色収入𝐺𝑖 の係数である𝜔𝑖 の値に関係していると思われる。
コブ＝ダグラス型効用関数を仮定する場合、公表エンゲル係数𝛽𝑖 と推計エンゲル係数𝛽̃𝑖 の大小関係により、𝜔𝑖 は1よりも大きくなることがある。特に、CHIP2007 の場合、全ての所
得階層で𝛽̃𝑖 > 𝛽𝑖 となっているが、この場合には𝜔𝑖 > 1となることがわかる 22。したがって、エンゲル係数を基に、公表データとの比較で灰色収入を含む所得を推計する場合、エンゲル係数の違いから灰色収入がより大きく推計されてしまう。この点を考慮すると、実際の灰色収入は、推計された数値より低い値となる可能性がある。
𝜔𝑖 > 1の現実的な意味を考えてみよう。CHIP2007 を用いた分位法による推計は、所得の高い階層ほど公表エンゲル係数と推計エンゲル係数の差が大きくなることを示している。
式（7）より、𝜔𝑖 > 1となるのは𝛽̃𝑖 > 𝛽𝑖 の場合であるから、灰色収入により、多くの金額を飲食費に使う可能性があれば、エンゲル係数ギャップが大きくなる。例えば、灰色収入
により、高価な食事や高級酒などを消費することで消費支出額が大きくなる場合 には、灰色収入が存在し所得が大きくなる場合でもエンゲル法則は成立せず、エンゲル係数が大きくなる。この傾向は全ての所得階層で確認できるが、注意すべきは、高所得階層ほどエ
22

数学付録 B を参照。

３４

東アジア論壇 第 18 号

ンゲル係数ギャップが大きくなる点である 23。高所得層ほどより多くの支出を飲食費に回すことができるということは、それだけ低所得層との格差が大きいことを意味している。
この例は王の主張する高級車の購入増加や異常な不動産投資とは異なるが、灰色収入が中国の格差を拡大させる影響を持つことを示唆している。

4 結論

本稿は、王の一連の研究によって主張された中国における灰色収入（中国統計局が把握していない所得）について、王（2010）では十分に示されなかったエンゲル係数法による灰色収入の推計方法の理論的根拠を説明し、また 2007 年の CHIP データを用いて灰色収入の推計を行った。本稿では、以下の 4 つの結論を得た。
第 1 に、コブダグラス型効用関数を仮定すれば、調査データによる推計エンゲル係数と公表データによる公表エンゲル係数が等しいという条件が満たされれば、王（2010）の「エンゲル係数法」により灰色収入の推計が可能であることを示した。
第 2 に、王の分析ではデータが恣意的であるという批判に対して、外国人研究者を含む
第 3 者が集計した CHIP2007 データを用いて「エンゲル係数法」による灰色収入の推計を行った。しかし、データを重複して用いるという推計を行わなければ、CHIP2007 データ
でエンゲル係数法の条件を満たすことはできない。
第 3 に、上述のエンゲル係数法の条件を仮定せず、統計的な分位法（十分位と五分位を併用した 7 分類）で灰色収入を推計した。その結果、高い所得階層ほど灰色収入を手に入れる割合が高くなるという王の主張が、「分位法」を用いた推計でも確認できることを示した。
「エンゲル係数法」の条件を仮定しない場合、データ間におけるエンゲル係数の差（「エンゲル係数ギャップ」）から発生する推計収入と公表収入の差を調整する必要がある。
この「エンゲル係数ギャップ」を取り除いた「調整後推計収入」を用いて灰色収入を推計した場合、最高所得階層である第 10 十分位の家計が受け取る灰色収入は、灰色収入全体の 38.45%と非常に大きな割合を獲得することがわかる。これは、灰色収入が中国の格差拡大の一因になっていることを示している。また、エンゲル係数ギャップ が所得と共に拡大するという結果は、灰色収入を高級な食事に用いるなど人々の行動が変化しており、

第 5 階層を除く、すべての分位で所得とエンゲル係数ギャップ間に正の関係がみられる。また第 5 階層の差も低所得層（第 1 階層や第 2 階層）に比べて大きい。
23３５東アジア論壇 第 18 号

エンゲ ル法則が必ずしも成立しているとは言えない可能性を示唆している。
第 4 に、本稿における灰色収入の推計結果として、2007 年都市部の推計灰色総収入（UTGI）の規模は、GDP の 40.6%に相当する 11 兆元（約 167.9 兆円）である。これらの数
値は王の結果、あるいは王の分析で用いられた所得範囲を使った推計に比べてやや高い数値となっている。これは本稿のモデル構造上、公表エンゲル係数と推計エンゲル係数の違いにより灰色収入がより大きく推計されてしまう可能性を示唆している。実際の灰色収入
は、推計された数値より低い値である可能性があると考えられる 24。
以上より、本稿は分位法を恣意性の少ない CHIP2007 データに適用する可能性を示した
上、より一般的なデータでも本稿で示した理論モデルに基づき灰色収入を推計できるという点で王（2010）の推計方法を改善していると言える。灰色収入を数量的に把握していく
ことは、今後の中国の税制改革と所得再分配政策を行う際に、大きな政治的な意味をもつものと思われる。王によるエンゲル係数法を用いた一連の研究はその先駆けではあるが、データの恣意性や非常に強い仮定を満たす必要があり、灰色収入の測定方法として批判されていた。本稿では、CHIP2007 データや分位法など、王の分析に対する批判を拡幅する
方法を用い灰色収入の推計を行ったが、王と同様の結論を得ており、中国における灰色収入の存在を示唆している。
しかしその一方、分位法を用いても、正確に灰色収入の推計するためには改善すべき点がいくつか残っている。第 1 に、分位法ではエンゲル係数ギャップを調整しても、推計される灰色収入は𝐺𝑖 そのものではなく𝜔𝑖 𝐺𝑖 の大きさになっている。𝜔𝑖 は様々なパラメーターが関係しており、その値を直接推計することは難しい。このため、現在の分位法によって推計される灰色収入は、実際の値よりも過大、あるいは過少になっていると考えられる。
したがって、今後は𝜔𝑖 の値を推計する方法の確立が必要となる。第 2 に、分位法が CHIP
データだけではなく、他のデータに対して十分適応できるかについて検証する必要がある。
このためには、中国における省ごとのデータや他の国が公表しているデータにも適用し、検証していく必要がある。またこの検証を行うことで、より正確に灰色収入を推計し、所得再分配政策に関してより多くの提言ができるであろう。

この点を考慮すると、エンゲル係数を考慮せずに他の理論モデルと推計方法を考える必要がある。これを今後の課題
としたい。
24

３６

東アジア論壇 第 18 号

参考文献

〔1〕

李実・趙人偉・張平（1998）「中国経済改革中的収入分配変動」『管理世界』
N0.1,43-56.（中国語）〔2〕

李実・趙人偉・張平（1998）「中国経済転型与収入分配変動」『経済研究』N0.4,
42-51.（中国語）〔3〕

李実（2009）「経済成長と所得分配―中国の経験」『フィナンシャル・レビュー』
No.96，49-70.

〔4〕

羅楚亮・岳希明・李実（2011）「対王小魯的灰色収入估算的質疑」『比較』No.52.
（中国語）

〔5〕

王小魯・樊綱（2005）「中国収入差距的走勢和影響因素分析」『経済研究』
N0.10,24-36.（中国語）〔6〕

王小魯（2007）「灰色収入与居民収入差距」中国経済改革研究基金会国民経済研究所（http://www.neri.org.cn/gzlw.asp）2008 年 10 月閲覧（中国語）〔7〕

王小魯（2010）「灰色収入与国民収入分配」『比較』No.3,1-29.（中国語）〔8〕

王小魯（2011）「灰色収入被誇大了嗎」『比較』No.54.（中国語）〔9〕

王小魯（2012）『灰色収入与発展陷阱』中信出版社.（中国語）

数学付録

A. コブ＝ダグラス型効用関数における需要関数とエンゲル係数
家計の効用関数がコブ＝ダグラス型をしていると仮定する。灰色収入𝐺が存在する場合、家計の効用最大化問題は以下のようになる。
𝜇

𝜇

Max 𝑈 = 𝐶̃𝑎 𝑎 ∙ 𝐶𝑏 𝑏 ,𝑠. 𝑡. 𝑦 + 𝐺 − 𝑆 = 𝐶̃𝑎 + 𝐶̃𝑏

ここで、𝐶̃𝑎 は飲食関係の消費、𝐶̃𝑏 は飲食費以外の消費を表す。また、分析を簡単にするため、両財の価格を 1 とし、貯蓄は総収入（𝑦 + 𝐺 ）の一定割合、すなわち𝑆 =３７東アジア論壇 第 18 号

𝑠(𝑦 + 𝐺)（𝑠は一定の貯蓄性向）とする 25。𝑦は収入全体のうち統計局が把握している収入（公表収入）であり、𝐺は統計局に把握されていない灰色収入を表している。最大化問題の解として、灰色収入がある場合の飲食に対する需要関数（𝐶̃𝑎 と𝐶̃𝑏 ）は、以下のように得られる。
𝜇𝑎) (1 − 𝑠)(𝑦 + 𝐺)
𝜇𝑎 + 𝜇𝑏𝜇𝑏𝐶̃𝑏 = () (1 − 𝑠)(𝑦 + 𝐺)
𝜇𝑎 + 𝜇𝑏𝐶̃𝑎 = (

この式から、灰色収入がある場合の総消費支出𝐶̃ = 𝐶̃𝑎 + 𝐶̃𝑏 を用いると、エンゲル係数は以下のように計算される。

𝛽̃ = ((1 − 𝑠)(𝑦 + 𝐺)
𝐶̃𝑎
𝜇𝑎
)=(
)
𝜇𝑎 + 𝜇𝑏 (1 − 𝑠)(𝑦 + 𝐺)
𝐶̃𝑎 + 𝐶̃𝑏
𝜇𝑏=
𝜇𝑎 + 𝜇𝑏（A1）

式（A1）で求められたエンゲル係数は所得に依存しないため、灰色収入𝐺を考慮しない
場合のエンゲル係数（公表エンゲル係数）と同値となる。また選好パラメータ（𝜇𝑎 、𝜇𝑏 ）のみに依存するため、同一のエンゲル係数を持つ家計は、同一の選好パラメータを持つことがわかる。

B. 推計エンゲル係数と公表エンゲル係数の関係
本文中の式（2）、式（3）と式（4）より、家計𝑖における推計エンゲル係数𝛽̃𝑖 と公表エンゲル係数𝛽𝑖 との差を求めると、以下の関係式が得られる。
𝐶̃𝑎,𝑖 𝐶𝑎,𝑖
𝐶̃𝑎,𝑖
𝐶𝑎,𝑖
𝐶̃𝑎,𝑖
𝐶𝑎,𝑖
𝛽̃𝑖 − 𝛽𝑖 =
−
=
−
=
−
𝐶𝑖
𝐶̃𝑖
𝑌̃𝑖 − 𝑆̃𝑖 𝑌𝑖 − 𝑆𝑖 𝑌𝑖 + 𝐺𝑖 − (𝑆𝑖 + (1 − 𝑧𝑖 )𝐺𝑖 ) 𝑌𝑖 − 𝑆𝑖
(𝐶𝑎,𝑖 + 𝜉𝑖 𝑧𝑖 𝐺𝑖 )(𝑌𝑖 − 𝑆𝑖 ) − (𝑌𝑖 + 𝑧𝑖 𝐺𝑖 − 𝑆𝑖 )𝐶𝑎,𝑖=(𝑌𝑖 + 𝑧𝑖 𝐺𝑖 − 𝑆𝑖 )(𝑌𝑖 − 𝑆𝑖 )𝜉𝑖 𝑧𝑖 (𝑌𝑖 − 𝑆𝑖 ) − 𝑧𝑖 𝐺𝑖 𝐶𝑎,𝑖=(𝑌𝑖 + 𝑧𝑖 𝐺𝑖 − 𝑆𝑖 )(𝑌𝑖 − 𝑆𝑖 )(𝜉𝑖 −𝛽𝑖 )(𝑌𝑖 − 𝑆𝑖 )𝑧𝑖 𝐺𝑖(𝜉𝑖 −𝛽𝑖 )𝑧𝑖 𝐺𝑖(𝜉𝑖 (𝑌𝑖 − 𝑆𝑖 ) − 𝐶𝑎,𝑖 )𝑧𝑖 𝐺𝑖===(𝑌𝑖 + 𝑧𝑖 𝐺𝑖 − 𝑆𝑖 )(𝑌𝑖 − 𝑆𝑖 ) (𝑌𝑖 + 𝑧𝑖 𝐺𝑖 − 𝑆𝑖 )(𝑌𝑖 − 𝑆𝑖 ) (𝑌𝑖 + 𝑧𝑖 𝐺𝑖 − 𝑆𝑖 )財価格を明示的に取り入れた場合、モデルでは、物価水準と消費支出、その他支出の相対価格が明示的に出てくる。
しかしながら、本稿の分析は静学分析であるため、灰色収入の推計に際して定性的な特徴は変化しない。
25

３８

（A2）

東アジア論壇 第 18 号

式（A2）より、推計エンゲル係数𝛽̃𝑖 と公表エンゲル係数𝛽𝑖 、および𝜉𝑖 について、以下の関係を得る。

𝛽̃𝑖 ⋛ 𝛽𝑖 ⟺ 𝜉𝑖 ⋛ 𝛽𝑖

（A3）

𝜉𝑖 は、灰色収入から現在消費に使われる支出のうち、飲食費として使われる割合を表している。公表収入𝑌𝑖 のうち飲食費に支出される割合である公表エンゲル係数𝛽𝑖 の値に比べて𝜉𝑖 の値が大きい（𝜉𝑖 > 𝛽𝑖 ）場合、推計エンゲル係数は公表エンゲル係数よりも大きくなる（𝛽̃𝑖 > 𝛽𝑖 ）。エンゲル法則によれば、灰色収入の存在により所得が大きくなることで、エンゲル係数は小さくなっていくと予想される。しかし、たとえ公表収入から飲食費に使われる割合が等しいとしても、灰色収入から飲食費に支出される割合𝜉𝑖 が十分に大きい場合、例えば、灰色収入を得ることで高価な食事や高級酒などを消費し飲食費への支出額が大きくなる場合には、エンゲル係数が大きくなる可能性がある。また、𝛽̃𝑖 = 𝛽𝑖 が成立する場合、式（A3）より𝜉𝑖 = 𝛽̃𝑖 = 𝛽𝑖 が成立する。この時、式（4）における𝜔𝑖 について、

𝜔𝑖 =𝜉𝑖 𝑧𝑖 + (1 − 𝑧𝑖 )𝛽̃𝑖=1
𝛽̃𝑖が成立する。

３９東アジア論壇 第 18 号

研究論文
幹部「四化」方針下の学歴腐敗*
厳 善平（同志社大学教授）

はじめに

鄧小平は 1980 年 8 月の中央政治局拡大会議で、幹部選抜の際、革命化、若年化、知識化、専門化という、いわゆる「四化」方針について自らの考えを体系的に述べ、しかも、それを制度化させねばならないと強調した1。それを受け、第 12 回党大会（1982 年）で採択した新たな党規約の第 34 条として、「幹部の革命化、若年化、知識化、専門化の実現に努める」ことが記され、また、この箇条は第 19 回党大会(2017 年)の党規約でもそのまま残
っている。
「知識化」
「専門化」とは幹部の選抜や昇任の際大卒等の高学歴を必須とすることを指す（楊 1983；程・劉 1986；卓 2001；王 2015）。
中共中央弁公庁は 1995 年に「党政領導幹部選抜任用工作暫行条例」を発布し、大学専科(大専)卒以上の学歴を持つことを明確に求め、中でも省・部級の指導者(領導幹部)が大卒以上の最終学歴を持たねばならないとした。そして、2002年施行の「同条例」では地・局長級以上の高級幹部も大専卒以上の学歴を持つべきだと高学歴の要求が下位組織に広がった。2006年の「中華人民共和国公務員法」の施行に伴い、修士号、博士号を持つ者を招聘 す る 傾 向 も 顕 著 と な っ た （ 余 ・ 朱2018； 林2021） 。

幹部「四化」方針の下、高学歴者はそうでない者に比べ、出世しやすく昇任も速い。計
画経済期に形成した人事制度の中に、「工人(ブルカラー)」と「幹部＝ホワイトカラー」という 2 つの身分があり、両者間に給与等の待遇がまるで異なるが、身分を決定づけるのも基本的に大専卒以上の最終学歴を持っているか否かである（孫ほか 1989）。

*本稿は、科研費・基盤研究(A)「現代中国における腐敗パラドックスに関するシステム／制度論的アプローチ」(2017 年-2021 年、代表・菱田雅晴教授)の研究成果の一部である。
1

鄧小平「党和国家領導制度的改革」『鄧小平文選・第 2 巻』人民出版社、1994 年(第 2版)。
４０東アジア論壇 第 18 号

学歴社会の中、勉強して大学等に進み、高い学歴を取得しようとする人々の心理があって当然であり、学歴をもって出世していくことはまた、公正性を重んじる現代的市民社会の姿である。ところが、この間の中国では高学歴を得た者の中に、金権を働かせて高学歴を手にした党政府機関の役人も数多く含まれる。一時、いわゆる「学歴腐敗」は全国的に蔓延した。
ここでいう「学歴腐敗」は、不公正な手口で高学歴を取得することの中国語である。腐敗は役人が自らの権力や権限を私利のために利用する行為だと理解するなら、学歴腐敗は、役人が様々な手段を使って普通の人に比べ容易に高学歴を取得することだと定義できよう。
この場合の学歴腐敗は主として既存制度の枠内で行われるものであり、規定違反の犯罪行
為は分析の対象外とする。具体的には、共産党学校(党校)が行う通信教育や全日制大学の開設する役人向けの「研究生班＝大学院クラス」が挙げられる。この 2 つのどちらも公に認められた高学歴教育制度ではあるものの、入学試験、カリキュラム、授業・宿題・論文などにおいてずさんな運用が日常化し、そこから取得した学歴の中身は多くの問題を含む(李 2007)。
「文革」後の深刻な人材不足を和らげる狙いで全日制大学の正規教育と併行して、様々な教育資源を動員し成人教育を拡張しようとすることと、知識化・専門化と幹部任用や昇任を結びつける幹部「四化」方針を確立し人々に勉強するインセンティブを与えようとしたことは、優れた考えだと評価できる一方、行き過ぎた学歴への拘りにより、学歴腐敗が広範囲に誘発されたことも紛れのない事実である2。
学歴腐敗に関わった主体は主として党政府機関の指導者や幹部職員であり、党校や大学等の高等教育機関である。そのため、この問題を真正面から解剖することが難しい。
「中
国知網」を使って関連情報を探してみたところ、学術雑誌(期刊)のタイトルに「学歴腐敗」が含まれるものは、2002 年に初めて 1 件が現れ、そして、2021 年までの合計もわずか 5 件
しかないことが分かった3。

2

高等教育学歴証書電子登録システムが本格稼働となった 2001 年頃までは、偽造の学卒・学位証書の売買も横行したが、明らかな犯罪行為であるため、本稿ではそれを分析対象外とする。
3「学術腐敗」「教育腐敗」がタイトルに含まれる条件で「期刊」を検索したところ、それぞれが 412 件(2001-2011 年の 10 年間が 86％を占める)、91 件(同期間が 73%を占める)ヒットした(2022 年 1 月 31 日、最終確認)。
４１

東アジア論壇 第 18 号

不公正な手口で取得した高学歴を資本に昇任を果たした者が多いということは、真面目に勉強して正規の高学歴を取得した者の多くが出世、昇任するコースから排除されていることを意味する。社会的正義からみて学歴腐敗は大きな問題を内包しているといわねばならない。
本稿の目的は、筆者が中国側の各種公式報道から拾い集めた二次情報を整理、分析し、学歴腐敗の実態を描き出し、その時代背景や発生メカニズムを検討することである。具体的には、まず、幹部「四化」方針を受けての成人教育の急速な発展、および党政府機関、事業単位における高学歴化の状況を明らかにする(第 1 節)。次に、中央党校を頂点とする
党校システムの学歴教育に焦点を絞り、学歴腐敗の制度化を、事例分析を交えながら分析する(第 2 節)。続いて、大学院教育で横行した「権学交易」「銭学交易」の実態を考察しその発生要因を分析する(第 3 節)。最後に、幹部「四化」方針下における学歴教育の功罪およびその社会的影響を考える。

第 1 節 高学歴社会の形成と役人の高学歴化

1．人口センサスにみる高等教育の虚実
表 1 は改革開放時代における高等教育の発展状況を表すものである。1982-2020 年の 38
年間において、3 年制の大専、4 年制の本科および大学院生を含む「大専以上人口数」は620 万人から 2 億 1836 万人へと 35.2 倍に増大し、15 以上人口に占める割合もわずか 0.9%から 18.9%に上昇した。
表1 高等学歴教育に対する普通教育と成人教育等の寄与率

単位：万人、％

人口センサス実施年

1982年

1990年

2000年

2010年

2020年 1982-2020年

大専以上人口数(a)

620

1612

4571

11964

21836

大専以上人口の対15歳以上人口比

0.9

2.0

4.7

10.7

18.9

992

2959

7393

9872

21216

大専以上人口の対前回調査増加数(b)両調査期間中の大専・大学新卒者数(c)

361

753

3415

6961

11489

成人教育等によ る 高等学歴獲得者数(b - c)

631

2206

3978

2911

9727

増加分への普通教育の寄与率(c/b)

36.3

25.4

46.2

70.5

54.2

増加分への成人教育等の寄与率([ b - c] / b )6 3 .7

7 4 .65 3 .82 9 .54 5 .8

出所：国家統計局編『中国統計年鑑 2021 年』より作成。

高等教育が急速に拡張した背景に全日制大学の正規教育と成人教育がある(厳・薛2018)。
「文革」が終焉した翌年の 1977 年に、全国統一大学入試制度が復活し、全日制の４２

東アジア論壇 第 18 号

高等教育が正常化した。学生の募集定員はその後増え続け、普通高校を卒業して大学等に進学する若者の割合は 2010 年代後半に 50％超に達している。国家統計局によれば、1982
年から 2020 年にかけて大専と大学を卒業した者の累計は 1 億 1489 万人に上り、同期間における大専以上人口の増加分(2 億 1216 万人)の 54.2%を占める(寄与率)。
他方、成人教育等で大専以上の最終学歴を取得した者は全期間中 9727 万人であり、大専以上人口の増加分の 45.8%を占めると推計される。また、年代により成人教育等の寄与率が大きく異なる。表 1 に示されるように、2010-20 年におけるそれは 29.5%だが、198290 年が 63.7%、1990-2000 年が 74.6%、2000-10 年が 53.8%、と改革開放時代の前半に成人教
育等は全社会の高学歴化に重要な役割を果たしたと分かる。
成人教育等の拡張を年次別に見たのが図 1 である。同図は 1977 年以降の進学率と、2020 年人口センサスで捕捉した年齢別高学歴者数(大専・大学・大学院)と 18 歳人口数を基にした「大専以上人口割合」を比較したものである。明らかなように、全期間を通して
成人教育等で高学歴を取得した者が相当数に上る。大学教育の産業化が始まった 1999 年までの間、大専以上人口割合と各年の進学率とのギャップは、拡大の一途を辿った(1984
年の 5.0%から 1999 年の 18.3%)が、それ以降は段階的に縮小し、2017 年には 3.9%に低下した。
筆者が大学に入った 1980 年に、大専・大学への入学者数は 28.1 万人であり、それを同年の 18 歳人口数で割って得た進学率はわずか 1.8% にすぎない。ところが、40 年が経過した 2020 年には、筆者と同じ 1963 年生まれの 7.2%(188.6 万人)もが大専以上の最終学歴を持
つようになった。6.7 倍に増えたこうした高学歴者の圧倒的多数は、実に様々な形の成人教育や党校教育を通して学歴を高めたのである。

４３

東アジア論壇 第 18 号(%)

図1 大学等進学率と高等学歴保有者割合の推移

60
50
40

ギャップ
大学等進学者の18歳人口比(進学率)
生年コーホートにみる大専以上人口割合(2020年)

30
20
10

0

出所：国家統計局編『中国統計年鑑』(各年)より作成。
注：進学者は当年の大学等の募集人数(招生数)、大専以上人口は 2020 年人口センサスにおける年齢別最終学歴別人口、18 歳人口は 1990 年、2000 年および 2010 年人口センサスに基づいた推計値である。

人口センサスで捉えた最終学歴の人数は、回答者の自己申告によるものであり、実際の学歴より高いものを申告したりするケースが一定の割合を占めると考えられる。そのため、「成人教育等による高学歴取得者数」は多少過大評価となっている可能性がある4。ただ、それを差し引いて考えても、全日制大学ではなく、テレビやラジオによるリモート教育(通信やインターネットも含む)で高等学歴を取得した者が多かったという特徴が指摘できる。その中に役人を対象とする党校教育も含まれる。

2．役人の高学歴化と成人教育
中央および地方の党政府機関の役人、各レベルの人民代表や政治協商会議委員、企業経営者の中に大卒はもちろん、修士号、博士号を持つ者が非常に多い(李 2016；徐 2016)。習4

国家統計局によれば、1984-2004 年における大専・大学卒の最終学歴を取得した者(3920万人)のうち、全日制教育、成人教育・独学試験がそれぞれ 44％、56％を占めた。また、
2004-2015 年における大専・大学卒の最終学歴を取得した者(9774 万人)のうち、全日制教
育、成人教育・ネット教育の割合はそれぞれ 63％、37％を占める(厳・薛 2018)。
４４東アジア論壇 第 18 号

近平国家主席が清華大学の法学博士、李克強国務院総理が北京大学の経済学博士を持っていることは広く知られている事実であり、指導者や役人の高学歴化を象徴的に表している。
趙・呉(2016)によれば、1980 年代から 2010 年代までの 30 余年で、党中央委員における大卒以上の割合は 40％程度から 90％超に上昇した。
、第 18 回党大会選出(2012 年)の中央委員
205 名を詳しく分析した劉・張(2014)によれば、最終学歴が判明できる 188 人のうち、8 割
近くも大学院修了(博士 40 人、修士 101 人)となっており、大卒者の 38 人、大専卒以下の 9人よりはるかに多いという。また、省・自治区・直轄市レベルに関しては、2014 年 7 月末、党委員会・行政府・人民代表大会・政治協商会議のトップリーダー、中央省庁およびその直属機構など同レベル組織のトップリーダーを務める 204 人のうち、修士号、博士号を持つ者はそれぞれ 52％、16％を占め、大卒の 26％と学歴不明の 6％を大きく上回った、という報告もある(湯ほか 2015)。
上述したような職位に到達した者のほとんどが 50 歳代、60 歳代であり、彼らが大学や大学院教育を受けるべく時期は改革開放直後の 1980 年代、90 年代であった。前述の通り、その頃には大学進学率が数パーセントにすぎず、圧倒的多数の若者は中学校、高校を卒業して就職した。つまり、この世代の持つ高学歴は、彼らが社会人となった後に何らかのチ
ャンネルを通して獲得したものといえる。
党政府機関等における高学歴の全体的状況について、中国総合社会調査のミクロデータの集計結果に基づいて分析する。表 2 は大専、大学および大学院といった高学歴を持つ者
がどのような性質の部門に勤めているかを反映している。この調査が捕捉した高学歴の保有者は 5584 人を数え、全サンプルの 33.2%を占める。彼らの 49.8％は企業に勤めるが、党政府機関、大学や研究機関といった事業単位に勤める者もそれぞれ 9.4%、28.3％を占める。
表2 都市部における勤め先の性質と最終学歴の関係性(特化指数＝カテゴリー別構成比/全体構成比)
高学歴保 正規高等教 成人高等教 特化係数/大専
特化係
高学歴保有者
特化係数/大学
数/大学
人数
構成比 有者割合 育学歴保有 育学歴保有(%)
者割合(%) 者割合(%) 成人教育 正規教育 成人教育 正規教育 院修了
(人)
(%)
党政府機関
523
9.4
6 4 .53 5 .1
2 9 .4
1.0
0.8
1 .5
0.9
1 .2
勤 企業
2780
49.8
37.1
25.4
11.7
0.9
1.1
0.8
1.1
1.0
め 事業単位
1578
28.3
6 2 .43 5 .92 6 .5
1.0
0.8
1 .4
1.0
1 .1
先
社会団体
112
2.0
38.9
18.7
20.2
1 .6
0.9
1 .2
0.7
0.6
の
自営業等
542
9.7
10.1
6.7
3.4
1.3
1.4
0.6
0.8
0.3
性
質 軍隊
23
0.4
61.3
35.5
25.8
1.1
0.6
0.9
1.0
3.0
その他
全体

26

0.5

18.5

10.0

8.5

1.8

1.2

0.8

0.6

0.0

5584

100

33.2

21.0

12.2

1.0

1.0

1.0

1.0

1.0

出所：中国総合社会調査(2010-15)より筆者作成。

４５

東アジア論壇 第 18 号

ここで特に見てみたいのは、性質の異なる部門における高学歴保有者の分布状況、および高学歴の中身(成人教育か正規教育)に関する特徴である。第１に、党政府機関、事業単位における高学歴保有者の割合は共に 6 割超であり、全体平均の 3 割強を大きく上回る。
高学歴化が公的機関を中心に進んでいることが窺える。第２に、党政府機関の高学歴化に、
正規教育というよりも、成人教育の方が大きく寄与している。具体的には、党政府機関における両者の特化係数はそれぞれ 35.1/21.0＝1.67、29.4/12.2＝2.41、である。第３に、大専、大学と大学院を分けてみると、特化係数が比較的大きいのは、党政府機関、事業単位における成人教育(1.5、1.4)、および大学院教育(1.2、1.1)、となっている5。
要するに、党政府機関では高学歴化がほかに比べ著しく進んでおり、その高学歴、中でも大学や大学院というものは主として成人教育に由来した。成人教育によった高学歴者の中に、金権を利かせて学歴を得た者は何割を占めるかについて情報がないが、後述の党校教育および大学等の行う大学院通信教育に潜む構造的問題を鑑み、権力と学歴腐敗の間に強い関係性があるとみてよい。

3．
「假的真文凭」と学歴腐敗「文凭」とは卒業証書、学位記を言い表す中国語であり、全日制大学の正規教育を受けて取得する普通の「文凭」のほか、「真的假文凭」と「假的真文凭」という 2 つの表現もある。前者は偽造の証書を指し、違法性を帯びるため、今はその姿が市場からほとんど消えている。後者は、大学等の授与した正規のものだが、制度的に認められていない党校学歴や、不公正な手段で入学したり真面に勉強せずに取得した大卒等の証書を指し、今日も役人の昇任等の要件として有効性を持ち続けている。
中央組織部等は 2002 年に、党政府機関の課長級 (県級の党書記、県長および副職) 以上の幹部職員、特に成人教育で高等教育学歴を取得した者を対象に、彼らの档案6に記載さ

5

厳・薛(2018)では、高卒以上の最終学歴を持つ者を対象に、彼らの属性や勤め先の性質

が高学歴の取得形式にどのような影響を与えたかについて計量分析した。その結果、「共産党員という政治的身分を持つ者や、党政府機関や事業単位に勤める者はほかの者に比べ、成人教育を通して大専以上の最終学歴を取得した機会が多い」ことが分かった。
6

個人の学歴や履歴を記載する様々な証拠資料、勤務機関の上司等による当人の勤務実態や思想的状況の評定記録を総称するものであり、党組織部や人事部門はそれを管理する。
個人は自分の档案資料を目にすることができない。
４６東アジア論壇 第 18 号

れている最終学歴や学位を全面的に調査するキャンペンを展開し、不正を自ら申告しなかった者に対し厳しい処分を下すとした7。大学等の高等教育機構がいい加減に学位を役人に授与し、また、一部の役人が異常なほど高い学歴、学位を追い求め、時には手段を択ばないという社会問題を是正するためである。後に、中央組織部等は、党中央に「幹部の学歴、学位調査結果に関する報告」を提出し、幹部職員の学歴、学位に対する管理をさらに強化、規範化する意見をまとめた。全国各地の党政府機関、事業単位に勤める課長級以上の幹部職員、および中央が管轄する国有企業の経営陣など計 67 万人余を対象に、その学歴、学位の真偽を調査し、見つかった 1 万 5 千件余の誤記入や詐称を修正した。問題となったケースの中に、短期研修コースなどの経歴を正規の学歴教育と誤認したもの、働きながらの社会人教育を全日制教育と記入したもの、学位授与の資格を持たない機関が発行したもの、偽造の証書を悪用したもの、が含まれる8。
各地方で学歴詐称も多く報じられた9。例えば、浙江省温州市のある区に勤める 1297 名の幹部職員を対象とした調査では、通信教育やリモート教育、党校教育等で高学歴を得た者のうち、62 名の学歴が認められず、2 名の学歴は正真正銘の偽物であった。この調査の主な狙いは、学歴詐称(真的假文凭)の洗い出しと処分であり、党学校の通信教育や大学等の開設する役人向けの「研究生班」を通じて取得した「假的真文凭」が検査の対象から除外されている。

第 2 節 党校教育における学歴腐敗

1．党校教育の仕組み
学歴腐敗が蔓延する温床として党校による高等教育が挙げられる。1980年代初め、幹部

7「厳禁在学歴文凭上弄虚作仮」『人民日報』(2002 年 6 月 11 日付)による。

8「一万五干部学歴学位有仮、有関当事人已被処理」『北京青年報』(2004 年 7 月 5 日付)による。
9「浙江甌海重新審査干部学歴 62 人学歴不被承認」『中国新聞網』(2002 年 6 月 11 日付)、
「江蘇邳州清査干部学歴、査出 82 名“掺水”官員」『中国新聞網』(2002 年 7 月 2 日付)、「我国開始清査干部学歴、弄虚作仮者将被厳処」『北京晩報』(2002 年 9 月 4 日付)、
「干部学歴打仮、要厳査“仮的真文凭”」『 南方都市報』(2002 年 9 月 6 日付)、
「我省開始
清理干部学歴和学位」『新華日報』(2002 年 11 月 16 日付)を参照。
４７

東アジア論壇 第 18 号

「四化」方針が確立したのを受け、役人の研修を目的とする中央党校も、省・市・県級の党校からなる全国的教育システムを利用し、独自の通信教育を開始した。中央党校は1985年に通信教育学院を開設し、翌年に学生の募集を始めた。1993年に、中央党校通信教
育学院は、省・自治区・直轄市党校の要望を受け入れ、省級党校の中に中央党校の分校を設立した。1996年に中央党校学院―省級分校―市級学区―県級補習所というピラミッド型
教学システムが形作られた(図 2)。学費収入は、学院が 10％、分校が 15％、学区が 20-25％、補習所が 50-55％、という割合で分配される。党政府機関や事業単位の幹部職員を中心に多くの社会人学生は全国統一のカリキュラムで履修登録し、所定の単位を取得した者は大専卒または大卒の証書を取得する、と党校による高等教育が制度化した10。
各級党校を卒業し大専卒や大卒、あるいは大学院修了といった最終学歴を手にした者がどれぐらいいるかについて体系的な統計が見つからないが、各種報道を総合すれば概ね以下のような事実が判明できる。①1994 年以降、全国に張り巡らせた党校システムの下、年々20 万人余の学生が入学した、②大専または大学の通信教育を受けた者は 2008 年までの累計で 320 万人に上る、③各級党政府機関の指導者や幹部職員の多くもその中に含まれる11。1994 年から 2008 年までの 14 年間において全日制大学等を卒業した者が累計で 2882
万人(国家統計局)であることを考えると、党校による高等教育の役割は決して小さくはな
いといえる。
党校教育の性格や位置づけに関しては、中共中央が 1983 年 5 月に「党校教育正規化の実現に関する決定」を公布し、省・市級党政府機関の主要幹部が中央党校、県級党政府機関の主要幹部が省級党校、それ以下が市級または県級党校で必ず研修を受けなければならないとした。また、党校は党組織部と協力し幹部の選抜を行い、幹部の短期研修から正規の幹部育成へと党校の役割を徐々に移行させるとも規定した。この「決定」では、学生の入学前の学歴や入学後のカリキュラムおよび履修科目を参考に、所定の試験に合格した者
は、教育部が司る高等教育の学歴に相当する卒業証書を取得し同等の待遇を受けられると
明記した。

10

「中央党校叫停函授学歴」『南方週末』(2007 年 11 月 29 日付)による。

11

同上。
４８

東アジア論壇 第 18 号

図 2 党校の通信教育(1985-2008 年)
党政機関・事業単位・
社会団体・企業の等級

党校システム中央級組織幹部職員等

中央党校函授学院
全日制大学院

省級組織幹部職員等

中央党校函授学院〇〇分院〇〇省・区・市党校函授学院
全日制大学院(14省市)

地級組織幹部職員等〇〇市党校函授学院分校〇〇県党校函授学院分校

県級組織幹部職員等
郷鎮級組織幹部職員等

注：⇔は受験、授業、学費、学位等の関係性を表す。

出所：筆者作成。

それ以降、中共中央は数回にわたり党校の活動を強化すべく通達、意見、通知、決定を発出したが、そのすべてにおいて党校の授与する大専、大学、大院生の学歴は教育部所管の正規教育の学歴(国民教育学歴)と同等の効力を持ち、大専から大学への編集試験、司法等の国家資格試験、昇給、昇任に際し国民教育学歴と同じ待遇を受けられると一貫した認識を示した。いうまでもなく、この認識は幹部「四化」方針に対応するためのものであり、役人の昇任に道を開いたものである。
しかし、司法試験や会計士試験では党校学歴が認められず、それが原因で、党校学歴の取得者は党校の高等教育が詐欺だと裁判を起こしたことも各地で見られた12。そうした中、中共中央は 2008 年 9 月に「党校工作条例」を公布し、党校学歴が国民教育学歴と同じ待遇を受けられるという文言を削除し、2009年より大専、大学の通信教育を停止すると決定12「媒体称党校学历不再享受同等国民教育待遇」『南方日报』(2008 年 10 月 8 日付)による。
４９東アジア論壇 第 18 号

した13。
ちなみに、2009 年以降、中央党校および省級党校の持つ大学院通信教育(在職研究生)はそのまま存続し、大学院の修了証書・学位も旧来通り教育部により認められている。2016
年に中央党校は全国各地で 22 クラス 1000 人の募集定員を持つ。ほかに、中央党校と教育部が認定した 14 省級党校の修士課程、博士課程では全国統一試験で学生を選抜し、彼らの授与される修士号、博士号は全日制大学のものと同じ扱いを受けている14。

2．党校学歴の性質と問題
党校の高等教育は四半世紀にわたって 320 万人もの高学歴者を世に送り出し、改革開放直後の人材不足を緩和し、党政府機関における専門化・知識化の実現に一定の積極的な役割を果たしたと評価できる一方、入試の不公平さや党校教育の質的低さ、人事制度における党校学歴の優遇など学歴腐敗に絡む問題も深刻であった。
国家教育委員会は 1995 年 7 月に党校学歴の扱いに関する指針を示し、大学の編入試験
や大学院入学試験の出願要件としてそれを認めないと改めて強調した(ただし、1985 年、86 年に党校を卒業した者の学歴は当時の国家教育委員会の承認を得ていた)。背景に、党
校教育に対する世間の厳しい目がある。
党校の授与した「文凭」は往々に「五不文凭」と揶揄された。国家試験を受けず、授業に出席せず、宿題をやらず、論文を書かず、学費を自らが負担しない、というのがその中身である。党校の入学試験は全国共通ではなく、地方党校の主催するものも形式的なものが多く、試験内容は普通の大学入試に比べられないほど容易である。党政府機関の指導者
や幹部職員の場合、授業や宿題は秘書等による代行が日常化し、学費は公費で賄うことも常態化した(李 2007)。
それにもかかわらず、人事権を握る党組織部や人事担当は、党中央の決定を梃子に党政
府機関における幹部の選抜や昇任に際し、党校学歴が「四化」方針を満たす要件と認めるだけでなく、正規教育の学歴よりも重要視する傾向すらある(李 2007)15。

13「中国党校学歴 20 年的身分尴尬」『時代信報』(2005 年 7 月 13 日)による。

14

中共中央党校函授教育(https://ci.ccps.gov.cn/、2017 年 8 月 17 日、最終確認)による。

15

実際、都市部で働く者を対象とした実証研究の結果によれば、ほかの条件が同じである

場合、成人教育で大専卒・大卒の学歴を取得した共産党員と普通教育の高学歴党員との間で年収格差が有意に存在せず、また、党政府機関で働く成人教育の大専卒・大卒者は普通５０東アジア論壇 第 18 号

3．海南省党校学歴不正事件
党校の持つ政治的特殊性が故に、党校教育の不公平さが長年正されることなく、特殊な腐敗形態に発展するに至った。全国各地で設立された党校は規定を違反し金儲けに走るものも珍しくない。一方、役人は党校入学を昇任の階段と見立て、低俗なコネづくりに力を注ぐ悪習も盛んであった。一部の党校が腐敗の現場と化したことも広く知られている16。
党校の抱える諸問題は 2004 年 7 月に表面化した海南省党校学歴不正事件に端的に表れている。海南省党校は元々大学院生を募集し大学院教育および学位授与の資格も能力も持っていないにもかかわらず、金儲けの目的で 1999 年 5 月に海南省党委員会に通信教育大学院の設置を申請した。許認可権を持たない海南省党委員会はまた、複雑な利権関係が絡む中、翌 6 月に設置申請を認めた。それ以降の数年間、党校は各級党政府機関の役人を中心に大学院通信教育を行い、1人当たり 2万元以上(公費で賄うのが一般的だ)の費用で大学院修了の証書・学位を授与した。十分な教育資源も体系的なカリキュラムもない中で粗末な教育サービスを提供し、実質的な学位売買が数年にわたって横行した。同党校の教師による内部告発でこの問題が発覚し大きな社会問題となった17。
氷山の一角に過ぎない海南省党校事件を契機に、党校による高等教育への風当たりが強くなった。全日制大学の急速な拡張もあって、党校は 2009 年に高等教育からの退場を余儀なくされた。そうした中、より高い学歴・学位を獲得しようとするため、党政府機関の指導者や幹部職員は、大学等の行う大学院教育に関心を移すようになった。

第 3 節 高等教育における学歴腐敗

1．高等教育おける学歴腐敗の主要形態と特徴
2000 年に、河南省社会科学連合会の機関誌『領導科学』第 8 期に「幹部の虚偽学歴の糾しに待ったなし」という論稿が掲載され、大学等が金儲けのために分校を開設し通信教育を拡大するものの、きちんとした教育が出来ていない一方、そうした教育を通じて高学歴

教育の高学歴者よりも高い年収を得ている(厳・薛 2018)。これは党政府機関で、党校や成人教育の学歴が普通教育に勝るとも劣らない効力を持つことを示唆する。
「党校学歴淡出、向教育公平進一歩」『南方都市報』(2008 年 10 月 8 日付)による。

16「省党校违规发文凭数千张、海南查处文凭“批发”案」『中国青年報』(2004 年 6 月 16

17

日付)、
「海南省党校违规办学案调查」『21 世纪经济报道』(2004 年 11 月 21 日付)による。
５１

東アジア論壇 第 18 号を手にした役人が非常に多いと批判した。
大学等が学歴腐敗に関与する報道が 2000 年代以降多く見られ、役人が権力を悪用し「在職研究生」つまり社会人院生として入学し、質的保証のない学位を取得することがその典型である。大学は、学費収入を目当てに役人らを多く募集し、また、権力とのコネク
ションを作るために入試や授業で便宜を供与したりもする18。例えば、名門の南開大学では、2001 年以降 MBA 課程に入学した 1320 人のうち、17％に当たる 225 人も元々受験資格を持っていなかったことが後の外部調査で判明した19。以下、各種報道を総合し、高等教育における学歴腐敗の主な特徴を整理する20。
第 1 に、学歴腐敗が制度化している。役人の取得した修士や博士は普通の大学院ではな
く、彼らのための特設クラス(研究生班)」のものが多い。中身は疑わしいが、制度上とくに問題もない。当該分野の基礎知識すら持っていなくても、この「仮的真学歴」さえ持てば、昇任に必要な学歴要件が満たされる。
第 2 に、学位の中身に問題があるというのも研究指導ができなかったためである。本職に追われ授業すら出席しない役人が多く、秘書が代わりに授業に出て宿題をやり、ほかの人が論文を代筆することも珍しくない(李 2007)。中央から地方までの各級党政府機関や人代代表大会、政治協商会議の主要幹部の学歴、経歴を調べて分かるように、彼らの大学院に在籍する期間と重責を務める本職の期間が重なるケースが多く、多忙な本務をこなしつつ研究活動をもきちんと行えるはずもない。

18

劉富勝「堅持零容忍、打撃官員学歴腐敗」(『検察日報』2014 年 4 月 8 日付)による。

「高校搞文凭腐敗被査処、発出去的不合格文凭怎幺弁？」(新華社『半月談』2018年5月19号)による。
「江蘇副書記痛斥“学術腐敗”、要求杜絶権学交易」『楊子晩報』(2002 年 1 月 16 日付)、

20

「政協委員：官員攻読学位存在“権学交易”歪風」『中国新聞網』(2002 年 2 月 23 日付)、
「走様的干部知識化：“干部文凭”成為另類風景」『新華網』(2002 年 3 月 7 日付)、
「用職権
換取文凭：媒体指“権学交易”的根子即腐敗」『中国新聞網』(2002 年 3 月 18 日付)、
「権力
和金銭換文凭？“官員文凭腐敗”必須遏制」『人民網』(2002 年 4 月 18 日付)、
「評論：警惕
新的腐敗現象：“権学交易”」『 法制日報』(2002 年 4 月 28 日付)を参照。
５２

東アジア論壇 第 18 号

図 3 学歴腐敗の構図

有名大学
校長等の有
力者や教授
科研・
予算配分

寄付金

学歴

党政府機関
の指導者や
幹部職員等

学歴

コネづくり

企業経営者
等財界人

出所：筆者作成。

第 3 に、学歴腐敗の背景に「銭学交易」「権学交易」がある(図 3)。大学は大型予算や研究費を獲得するために、関係部門の役員とコネを作っておく必要があり、また、役人をお弟子に持つことを自慢する大学関係者もいる (馬 2019)。
第 4 に、「位子＝昇任」、「票子＝カネ」ばかりでなく、「面子＝虚栄心」に拘る社会的心
理は、高等教育における学歴腐敗の蔓延を促している。中身や必要性はともかく、高学歴を持つことが格好いいという歪な意識を持つ人が多い。

2．学歴と腐敗の関係
学歴腐敗が役人のイメージを悪化し、党政府の公信力を失わせてしまうという指摘21は正しくその通りであり、一部の幹部が高学歴・学位に熱中することが彼らの幹部「四化」
方針に対する歪んだ理解に起因したという中共中央組織部研究室の分析(『領導科学』
2002 年 12 月号)も頷ける。一方、幹部の選抜や昇任に際し、学歴要件が欠かせず、給料も学歴と連動する以上、高学歴への追求自体は理に適っている。また、中国の大学は教育研究機関であると同時に、党政府に依存し、権力に従わざるを得ない場合も多い。
近年の反腐敗キャンペンの中で、収賄や横領の経済犯罪、党の規律違反が原因で逮捕、起訴された高官は数えきれないが、学歴腐敗で職を失った者がほとんどない。しかし、学「官員読博、仮多真少」『中国青年報』(2010 年 3 月 8 日付)参照。

21

５３東アジア論壇 第 18 号

歴と腐敗は無関係ではない。李・陳(2018)によれば、第 18 回党大会(2012 年)後の数年間に摘発された省・部級高官 142 人の学歴は全体として高い(博士 48 名、修士 66 名)だけでな
く、大学と修士と博士の専門分野が全く異なるケースも全体の半部以上を占める。例えば、
天津市政治協商会議の元副主席 W は 40 年余公安畑の仕事を離れたことがなかったのに、有名大学の授与した本物の経営学修士、工学博士および高級技師(教授相当)の肩書を持つ。
金は、全国検察機関が公開した 2016 年の汚職・賄賂罪 8133 件の起訴書類を分析し、学歴(中学校以下、高校、大専、大学、大学院)と容疑内容との関係性を計量分析した。その結果、学歴の高い役人ほど、収賄を働く傾向が強い、単独犯が多い、罪名が多い、収賄の金額が多い、初犯時の年齢が若い、初犯から摘発までの期間が長い、犯罪行為を継続する
期間が長い、といった統計的事実が判明した(金 2019)。
2009 年から 2015 年にかけて摘発された局長級以上の高官 50 人を研究した鄧・李(2017)でも、腐敗役員と学歴の関係性が指摘されている。50 人の最終学歴別構成は大学 32％、修士 54％、博士 14％であるが、大学院学歴を持つ者の多くはいわゆる「在職研究生」、党
校等の通信教育を通じて得られたものである。
以上の分析結果は、起訴された役人を対象とした限定的なものであり、世間一般には通用しない可能性もあるが、腐敗分子の中に高学歴で昇任を果たし、権力や権限を私利の獲得に悪用するという構図が見え隠れする。すなわち、高学歴を持つことで早く出世し高い官職に就くことの可能性が高く、また、その権力を悪用する場合、学歴の低い者に比べ、より大きい腐敗が発生する、ということである。

おわりに「文革」後、経済発展を中心とする改革開放に合わせ、党政府機関における指導者や幹部職員の選抜、昇任の要件も変わった。
「四化」方針の下、大卒等の高学歴が重要視された一方、大学の教育資源が限られたため、高度人材の十分な供給が出来ていなかった。こ
うした需給ギャップを埋めるべく全日制教育と併行して、党校教育、様々な形の成人教育も推奨された。一時の人材不足がそれにより緩和されたことは、幹部「四化」方針下の党
校教育および成人教育の大きな成果だといってよい。
ところが、人事政策における学歴への過度な重視を背景に、権力やカネと学歴の癒着に起因した制度的な学歴腐敗も深刻な問題である。党政府機関で「仮的真文凭」を資本に昇５４東アジア論壇 第 18 号

任した役人が多く、そうした原罪が消えない限り、現行行政の正当性も疑われざるをえない。
学歴腐敗は、大学という学問の府を汚し、学位に対する信用危機をもたらしただけでな
く、普通の院生に比べ、役人の学位取得は公正性を著しく欠いたものである。
にもかかわらず、社会の学歴腐敗を見る目は必ずしも厳しいとは言えない。中国では、
学位論文は原則一般公開となっており、誰でも中国知網から修論や博論をダウンロードすることができる。党政府機関の指導者や幹部職員の学位論文はアクセスのできないものが多いが、あまり問題視されてはいない。庶民の世界でも中高卒を大専卒、大専卒を大卒、大卒を大学院修了にしようとする風潮があった。学費さえ払えば通信教育等を受けて高学歴の卒業証書を取得でき、また、それを就活や就職の中で利用することは誰でも知っている事実である。学歴腐敗の大衆化によって役人の学歴腐敗が矮小化された一面も否めない。
時間が経つにつれ、学歴腐敗に手を染めた役人も徐々に表舞台から退場するが、その期間はまだ相当の年月に上ると予想される。その日の到来を待たねばならないというのは今日の中国の実態であろうか。

参考文献
程争鳴・劉海涛 1986.「浅談按“四化”標准選抜領導干部的新趨勢」『求実』第 5 期。
鄧崧・李目文 2017.「中国省部級官員腐敗問題研究——以 2009-2015 年 50 箇案件為例」『北京航空航天大学学報(社会科学版)』第 1 期。
金鴻浩 2019.「高学暦領導干部腐敗的十大特征与廉潔教育建議」『領導科学』第 19 期。
李松 2007.「慎防官員学歴造仮反弾」『瞭望新聞周刊』第 45 期。
李亜楠・陳暁波 2018.「不是博士就是教授、貪官拏文凭咋就這幺容易?」『雲南教育』2 月号。
林蓉蓉 2021.「中国干部選任制度化進程――基于首次干部代際更替的歴史考察」『理論与改
革』第 4 期。
劉俊生・張鵬 2014.「中共十八届中央委員従政路径及影響因素分析」『領導科学』6 月号。
馬振清 2019.「貪官学歴速成背后的“権学同謀”利益鏈」『人民論壇(人民日報社)』 第 4 期。
孫世路・方敬・易濱 1989.「成人教育的回顧与思考」『華東師範大学学報(教育科学版)』第 3期。
湯俊・邢晨・崔雯燕・楊娅妮 2015.「我国正部級領導幹部学歴、専業与晋升関系研究」『領導科学』3 月号。
５５東アジア論壇 第 18 号

王蕾 2015.「新時期干部隊伍“四化”方針的形成」『当代中国史研究』第 2 期。
徐豪 2016.「上半年 230 名省部級官員履新、6 省份調整“一把手”」『中国経済周刊』2 月 8 日。
楊小岩 1983.「保証四化建設的一項重大戦略方針――学習鄧小平同志関于実現干部革命化、
年軽化、知識化、専業化的論述」『武漢大学学報(人文科学版)』第 5 期。
余緒鵬・朱林 2018.「改革開放以来党政干部学歴特征変化分析――以近六届中央委員為観
察視角」『中共天津市委党校学報』第 4 期。
趙書松・呉世博 2016.「中国文化背景下政治精英代際衍化研究」『中南大学学報(社会科学版) 』第 22 巻第 2 期。
卓漢容 2001.「新時期干部隊伍建設的戦略方針――学習鄧小平関于干部“四化”標准的論述」『社会主義研究』第 3 期。
厳善平・薛進軍 2018.「中国における成人高等教育の拡張および就業者収入増への効果――普通高等教育との比較分析を中心に」『アジア経済』 第 60 巻第 1 期。
李慧敏 2016.「現代中国における非全日制教育のシステムと評価――「成人高等教育」を中心に」(同志社大学修士論文)

５６東アジア論壇 第 18 号

研究論文
中国公的医療保険の改革とその評価
馬 欣欣（法政大学経済学部 教授）

抄録
中国政府は、1990年以降、公的医療保険制度を改革・実施しているが、さまざまな問題が存在している。本稿では、現行制度の仕組みを紹介したうえで、政府統計資料を活用し、医療保険格差の実態を明らかにした。また、中国健康と退職パネル調査のミクロデータを用い、個人間の異質性および逆因果関係による内生性の問題に対処し、新型農村合作医療
保険が農村住民の主観的厚生に与える影響を分析した。主な結論は、以下の通りである。
第 1 に、中国は、制度上で「国民皆保険」の目標を達成したが、医療保険内容や医療提供などの格差問題が存在している。第 2 に、新型農村合作医療保険が農村住民の生活満足度に有意な影響を与えていない。第 3 に、グループによって政策効果が異なる。新型農村合
作医療保険が主観的厚生を改善する効果は、70－79歳の高齢者グループ、中部地域住民、および高所得層では大きい。分析結果より、今後、医療格差を是正するため、低所得層や後進地域住民を重視し、公的医療保険の「一体化」改革が必要であることが示唆された。

キーワード：公的医療保険、新型農村合作医療保険、医療格差、主観的厚生転載：馬 欣欣（2022）「中国公的医療保険制度の改革とその評価」、『社会保障研究』、第 6 卷第 4 号、421－438

頁、2022 年 4 月。
本稿の作成にあたり、JSPS 科学研究費補助金基盤研究Ｂ「中国社会保障政策の経済分析：ミクロデータに基づく実証研究」(研究代表者：馬欣欣、課題番号：20H01512)より研究助成を受けた。一橋大学経済研究所小塩隆士教授、
日本女子大学人間社会学部瀋潔教授、国立社会保障・人口問題研究所情報調査分析部小島克久部長、国立社会保障・人口問題研究所社会保障応用分析研究部蓋若琰室長より、ご助言を頂いた。ここに記して謝意を表したい。

５７

東アジア論壇 第 18 号

I はじめに

中国では、1979年に一人っ子政策を実施されたことにより、少子化・高齢化が進んでいる1。1990 年以降、政府は高齢化対策の一環として、国民皆保険を目指す公的医療保険制
度の改革を行っている。1998年都市従業員基本医療保険、2003年新型農村合作医療保険、
2007年都市住民基本医療保険が実施されている。現在、制度上で、中国は国民皆保険の目標を達成した (馬 2015；Ma 2022)。
リスクシェリング仮説の視点から、公的医療保険は、リスクをプールすることにより、老後（あるいは病気に罹るとき）の高額な医療費が発生する不確実性を回避することができ、国民の主観的厚生（subjective well-being、例えば、生活満足度、幸福度）を向上させる
ことが期待される。ただし、現行の中国公的医療保険制度を考えると、制度の仕組みや運営面で、様々な問題が存在し、特に、都市部と農村部間の格差、経済発展の先進地域と後進地域間の格差が大きい。農村地域で、公的医療保険の償還率が低く、個人の医療費負担が高い。そのため、公的医療保険の実施が必ずしも国民の主観的厚生を改善できるとはいえない。公的医療保険制度に関する評価を行う際に、公的医療保険の加入がどの程度人々の主観的厚生に影響を与えるかに関する実証研究は、重要な課題となっている。
本稿では、まず、中国における公的医療保険制度の改革と現行制度の仕組みを紹介する。
次に、政府統計データを活用し、医療保険と医療提供の格差の実態を把握する。さらに、
中国健康と退職パネル調査（CHARLS：China Health and Retirement Longitudinal Survey）のミ
クロデータを用い、実証分析を通じて新型農村合作医療保険が中国農村住民の主観的厚生に与える影響を明らかにし、政策効果を評価する。最後に本稿から得られた結論および政策示唆をまとめる。

II 中国における公的医療保険の改革と現行制度の仕組み

１．

中国都市部における公的医療制度の変遷

中国では、計画経済期に、都市部で、企業労働者を対象とした「労働保険条例」と公務員を対象とした公費医療制度が公的医療制度として実施されていた（徐 1997;韓 2014；1

中国国家統計局の人口センサスによると、65 歳以上の者が全人口に占める割合は 1982 年の 4.9％から、1990 年の 5.6％、2000 年の 7.0％、2010 年の 8.9％、2020 年の 13.5％へと上昇した。

５８東アジア論壇 第 18 号

馬 2015；廖 2019；郭・張 2019, 2021；Ma 2022）。
1951年に、政府は『中華人民共和国労働保険条例』を公布し、1953年に若干修正を行った。その中には、病気、怪我、出産・育児、高齢など、一時的または恒久的に何らかの形で就業ができなくなった場合の保障がほとんど含まれていた。即ち、年金、医療保険、労災保険、出産保険の諸制度が実施されていた。制度発足当初、そのカバー範囲は、大規模な国有企業の労働者のみであったが、その後、徐々に拡大され、都市戸籍労働者はほとん
どカバーされるようになった。保険料率は、従業員賃金総額の 3％とされ、従業員の医療、年金、労災、出産・育児等に関する企業の福祉費用として賄っていた。個人医療費負担に関しては、労働保険制度によると、労働者は、ほとんど医療費用を負担せずに、疾病治療を受けることができるようになった。また医療保険の適用対象は都市戸籍労働者のみならず、その扶養家族も含められていた。
1952 年 6 月に政務院（国務院の前身）が『全国各級人民政府・党派・団体およびその所
属事業機関の政府職員に対する公費医療予防の実施に関する指示』を公布した。これは公費医療制度に関する最初の法規である。適用対象は各級政府部門および事業部門（文化・教育・医療・研究などの政府部門に関連する機関）の職員、離職・退職者、在宅休養の二等乙級以上の革命障害軍人および在学中の大学生であった。公費医療制度の被保険者数は、
1952 年には 400 万人しかいなかったが、1957 年には 740 万人、さらに 1980 年には 1,425 万人へと増加した。公費医療制度の経費はすべて国家財政予算により負担するものであり、
つまり公費医療制度は「国家保険」であった。計画経済期に、都市部で労働能力を持つ者
は、ほとんど企業労働者あるいは公務員として雇用されていたため、都市部で実施された
公的医療制度は、都市戸籍を有する労働者およびその扶養家族を対象とした国民皆保険といえる。
1990 年以降、政府は公的医療保険の改革を推進した。1994 年 4 月から、江西省九江市、江蘇省鎮江市をはじめ、いくつかの地域でさまざまな医療保険制度の改革に関する模索を行い、「両江モデル」（江西省九江市および江蘇省鎮江市）、「北京モデル」、「海南モデル」、「深センモデル」などが誕生した。そのうち、「両江モデル」は公的医療保険改革の基本
モデルとなった。1998 年 12 月 14 日に国務院が『都市従業員基本医療保険制度の構築に関する国務院決定』を公布し、それまでの労働保険および公費医療を統一する公的医療保険制度の改革がスタートした。
都市従業員基本医療保険制度の適用対象は都市におけるすべての企業部門（国有企業、
５９東アジア論壇 第 18 号

集団企業、外資系企業、民営企業など）、および非企業部門（政府機関、事業部門、社会団体、民間非企業部門など）の雇用労働者である。基本医療保険基金は、社会プール基金と個人口座の２種類から構成される。労働者を雇う部門（企業部門および非企業部門）は
賃金総額の６％、労働者個人が賃金総額の 2％をそれぞれ納付する。労働者個人が納付する部分（2％）のすべてが個人口座に積み立てられる。また、都市従業員基本医療保険制
度では、指定医療機関と指定薬局という管理体制を実施すると規定された。
都市雇用労働者は 1998 に実施された都市従業員基本医療保険制度によってカバーされているが、非就業者は公的医療保険にカバーされないため、医療保険加入における就業
者・非就業者間の格差が問題視された。この問題に対処するため、2007 年 7 月 10 日に国務院が『都市住民基本医療保険の試行地試行の展開に関する国務院の指導意見』（以下では、『指導意見』と略称）を公布した。制度の適用対象は、都市戸籍を有する、都市従業員基本医療保険制度の加入範囲に属しない非就業者（たとえば、小・中・高校の学生（専門学校を含む）、児童とその他の非就業者など）である。その財源調達については、『指導意見』では、「各地域は該当地域の経済発展水準、未成年者および成年者の基本的な医療ニーズに応じ、また該当地域の住民および政府の財政の負担能力を考慮し、財源調達水準を定める」と記している。

２．

中国農村部における医療保険制度の変遷

農村部で、計画経済期に互助共済医療制度としての農村合作医療制度が実施されていた。
１956 年の全国人民代表大会で、農村で農業生産合作社の設立が認められ、さらに農村合作社（人民公社の前身）が農村住民の労働災害、疾病の治療に対応することが義務づけられた（徐 1997;韓 2014；馬 2015；廖 2019；郭・張 2019, 2021；Ma 2022）。1956 年以降、全国範囲で農村合作社が医療保健所を設置することになった。その結果、1956年に農村で診療所および郷医療保健所は 1950 年の 803 カ所から 51000 カ所と大幅増加し、合作社が設立した互助共済の医療保健所が 10000 カ所となった（徐 1997；馬 2015）。
農村合作医療の財源は、農民や人民公社の両方が負担することになった。給付の仕組み
としては、人民公社の社員が年間共済金（１人あたり 0.5～１元程度）を拠出することにより、外来受診料、診察費、手術などの治療費の全額または一部を免除されることであった。農村合作医療制度の普及と同時に、「赤脚医生」（はだしの医者）という半農半医の医療従事者が養成され、彼らは農村で軽度疾病の治療を行った。
「赤脚医生」を含む医療従６０東アジア論壇 第 18 号

事者の給与は人民公社から支給された。
１980 年初期に政府は農家生産請負制度を実施し、経済改革を始めた。農家が農業生産の基本経営単位となった結果、計画経済期に農村の末端管理組織として設立された人民公社が弱体化し、最後に解体した。それによって、農村合作医療制度が崩壊した。1990年代に、農村部で農業合作医療制度の機能がなくなるとともに、医療費が高騰した結果、「看
病難、看病貴」（医療サービスを受けるのは難しく、医療費が高い）と言われたように、病気に罹った農民が貧困状態に陥った者が多くなり、農村で医療問題が一層深刻化していた（馬 2015；廖 2019；Ma 2022）。2003年に中国衛生部が公表した『第三回国家医療サービ
ス調査報告』によれば、2003 年に中国で、医療保険にカバーされない農村戸籍者が 7.2 億人（中国総人口に占める割合が 79.1％）であった。所得水準における農村と都市間の格差が拡大すると同時に、医療保険における両者間の格差も大きくなった。農村と都市間の格差が拡大することは、社会の不安定化につながる恐れがある。したがって、農村で公的医療保険を整備することは、政府にとって喫緊の課題となった。
そして 2003 年 1 月 10 日に、衛生部、財政部、農業部が『新型農村合作医療制度の確立に関する意見』を公布した。新型農村合作医療制度は、任意加入であり、多様なルート（個人の医療保険納付金、集団の支援金、政府の補助金）で資金を調達する。農村戸籍住
民の年間保険料の納付基準は 10 元を下回らず、また経済発展レベルが高い地域は適切に保険料納付基準を引き上げることは可能である。地方政府が毎年新型農村合作医療制度加
入者に対する補助金の総額は 1 人あたり 10 元を下回ってはならず、具体的な補助基準と各レベルの政府の財政分担の割合は省レベルの地方政府が定めると規定されている。また、「経済発展の水準が相対的に高い地域（たとえば東部地域）では、各レベルの地方政府の財政補助金を増やすのは望ましい」と書かれている。その結果、医療保険の財源や医療費の給付に関しては、地域間の格差問題が生じた。
医療費の給付方式に関しては、（１）入院に対する給付方式は、免除方式と償還払い方
式の２つに分けられるが、後者は主な方式となっている。加入者が指定される病院に入院する際に、新型農村合作医療保険証を持って受診し、医療費の全額を支払うと同時に、病院から新型農村合作医療費補助申請表をもらう。その後、新型農村合作医療の管理機関に補助申請表を提出し、医療費償還を申請し、政府の審査を受ける後、医療費償還を受給することになる。
（２）外来受診に対する給付方式は、地域によって異なる。中部地域、西部地域で、都市従業員基本医療保険に類似する個人口座方式が多く実施されている。東部
６１

東アジア論壇 第 18 号の一部地域で一定の比率で医療費が減額される減免方式が実施されている。
2017 年以降、中国政府は、新型農村合作医療保険と都市住民基本医療保険を統一する「都市農村住民基本医療保険」を推進している。現在、実施されている主な公的医療保険
制度は、表１にまとめている。制度の仕組み、財源、給付水準、管理部門や医療サービス
提供の管理は、都市と農村によって異なることは、明らかである。
さらに、2016 年 6 月 27 日に中国人力資源・社会保障部は「介護保険制度の試行地域の展開に関する指導意見」を正式に発表した。選定した地域で、公的医療保険制度に基づく
長期的介護保険制度の構築を模索している（Yang et al. 2016; Chen et al. 2020; 戴・余 2021；Ma2022）。

表１ 中国現行の公的医療保険制度

実施時期
適用者
加入者
保険金財
源

医療費
支給

新型農村合作医療制度

1998年
2007年
都市部における就業者（主に都市
都市戸籍住民における学生、児童、戸籍の雇用者）、国有部門の定年退
非就業者
職者
個人
世帯

2003年

地方政府によって決定する。地域によって異なり、また同一地域において、対象者（学生、児童、高齢者、障害者、貧困層など）によって異なる

農村戸籍住民世帯

個人

個人賃金2％（保険金）

企業
政府
スタート基
準
償還率

賃金総額6％（保険金）
なし
なし
なし
補助金
補助金
該当地域正規雇用者年平均賃金の 統一管理行政地域の政府によって決 統一管理行政地域の政府に
10％
定
よって決定
70%
60%
60%
該当地域正規雇用者年平均賃金の 該当地域の都市部における税引き後 該当地域の都市部における世６倍
世帯一人あたり所得の６倍帯一人あたり純収入の６倍①重篤な疾病の入院医療費を支給、②重篤な疾病の入院医
現在、重篤な疾病の外来医療費お 現在、重篤な疾病の外来医療費およ療費の支給＋外来医療費一よび入院医療費を支給、今後すべ び入院医療費を支給、今後すべての部の支給（医療保険金通帳制ての外来医療費を支給する方向
外来医療費を支給する方向度）、③入院医療費および外来医療費を支給

支給上限

適用疾病

管理部門

都市部医療保険制度
都市従業員基本医療保険
都市住民基本医療保険

管理者

毎年一人あたり30元

各地方レベルの労働保障行政部門 各地方レベルの労働保障行政部門お 各レベルの衛生行政部門およおよびその運営機構
よびその運営機構
びその行政機関

統一管理の地域レベ 市・県レベル
市・県レベル
ル
医療サービ「三定」：指定医薬品リスト、指定診 「三定」：指定医薬品リスト、指定診療
ス管理
療項目、指定医療機関
項目、指定医療機関
衛生部2009年8月の『国家基本医薬 衛生部2009年8月の『国家基本医薬品目録（基本レベル医療衛生機構 品目録（基本レベル医療衛生機構配配備使用部分』、人力資源与社会 備使用部分』、人力資源与社会保障保障部2009年11月の『国家基本医 部2009年11月の『国家基本医療保療保険、労災保険与出産保険医薬 険、労災保険与出産保険医薬費目
費目録』
録』

出所：馬（2015）95 頁表 2－5 に基づき作成。

６２

原則として、県（市）レベルで統一管理する
指定内容が少ない

衛生部2009年8月の『国家基本医薬品目録（基本レベル医療衛生機構配備使用部分』

東アジア論壇 第 18 号

III 現行の中国公的医療保険における主な問題点

現行の中国公的医療保険制度を考えると、制度の仕組みや運営面で、様々な問題が存在している。特に、都市部と農村部間の格差、先進地域と後進地域間の格差が大きく、医療保険の格差問題が深刻化している。また、医療提供体制における都市部と農村部間の格差も大きい （馬 2015、2019；廖 2019）。以下では、政府統計の公表データおよび調査資料に基づいて、医療格差の実態を把握する。
第 1 に、図１によると、2010 年に、医療保険基金総額（徴収した個人の保険料金と政府補助金の合計）は都市部が 3955.4 億元であり、農村部（1308.3 億元）の約 3 倍であった。
また医療費給付総額は都市部が 3271.6 億元であった一方で、農村部が 1187.8 億元で都市部の 36.6％であった。2010 年、都市人口が農村人口より少ないにもかかわらず、医療保険基金総額および給付総額は都市部が農村部よりはるかに多かったことにより、医療保険の財源には都市部と農村部間の格差が大きいことが示された。
第 2 に、図 2 で 2018 年の省別住民基本医療保険の財源状況を示す。一人あたりの医療保険基金は、上海（2339.6 元）、北京（2870.0 元）が高く、海南（653.9 元）、貴州（566.9 元）が低い。また、一人あたりの医療費給付額は上海（2470.8 元）、北京（3646.5 元）が高く、海南（514.7元）、貴州（565.3元）が低い。医療保険基金と医療費給付額は経済発展レベルが高い地域（たとえば、上海、北京）で多い一方で、経済発展レベルが低い地域（たとえば、貴州）で少ないことがうかがえる。
また、2018 年の 31 省・自治区・直辖市のデータを用い、住民医療保険における一人あたりの医療保険基金の金額と一人あたりの GDP の相関関係を計算した（図 3）。回帰分析の結果によると、一人あたりの GDP が 1000 元上昇すると、一人あたりの医療保険基金の金額が 13.0 元上昇する。経済発展レベルが高いほど医療保険基金額は高いことが示された。

６３

東アジア論壇 第 18 号

億元
4500
4000
3500
3000
2500
2000
1500
1000
500
0
2005

2007

UEBMI基金

2008

URBMI給付2009

NRCMS基金

2010

NRCMS給付

図１医療保険財源における都市部と農村部間の格差
注：UEBMI：都市従業員基本医療保険；NRCMS:新型農村医療保険。
出所：『2012 年中国衛生統計年鑑』、『中国統計年鑑 2012』に基づき計算。

元
3500.03000.01800.0
累積バランス

保険収入

医療費給付

1600.01400.02500.01200.02000.01000.01500.0

800.0
600.0

1000.0

400.0
500.0

200.0
0.0
全国平均
北京
天津
河北
山西
内モゴル
遼寧
吉林
黒龍江
上海
江蘇
浙江
安徽
福建
江西
山東
河南
湖北
湖南
広東
広西
海南
重慶
四川
貴州
雲南
チベット
陜西
甘粛
青海
寧夏
新彊ウイグル0.0

図２ 住民基本医療保険における省別間の格差：2018 年
出所：『中国統計年鑑 2019』に基づき計算。

６４

東アジア論壇 第 18 号

元
3500.03000.0

医療保険基金＝58.88＋0.013GDP

2500.0Adj R-squared ：0.573

2000.01500.01000.0
500.0
0.0
0

20000

40000

60000

80000

100000120000140000160000

図３ 経済発展レベルと医療保険基金：2018 年
注：横軸は住民基本医療保険における一人あたりの医療保険基金額（元）、縦軸は一人あたり GDP（元）を示す。
出所：『中国統計年鑑 2019』に基づき計算。

第 3 に、医療提供における都市部と農村部間の差異が大きい。たとえば、医療従事者数については、図 4 によると、（１）千人あたり医師数は 1980 年に都市部が 3.22 人、農村部
が 0.76 人、両者間の格差が 2.46 人、2019 年に都市部が 4.10 人、農村部が 1.96 人、両者間の格差が 2.14 人となっている。1980 年から 2002 年にかけて、千人あたり医師数における都市部と農村部間の格差が徐々に縮小したが、2003 年以降、その格差が拡大している。
（２）千人あたり看護師数は 1980 年に都市部が 1.83 人、農村部が 0.20 人、両者間の格差が 1.63 人、2019 年に都市部が 5.22 人、農村部が 1.99 人、両者間の格差が 3.23 人と大きくなっている。１980 年から 2002 年にかけて、その格差が縮小したが、2003 年以降、その格差が拡大している。とくに近年その格差がさらに大きくなっている。医療従事者（医師、看護師）における都市部と農村部間の格差は大きいことがわかる。

６５

東アジア論壇 第 18 号

単位：人/千人あたり
6.00

6.00

5.00

都市医師

都市看護師

農村医師

農村看護師

5.00

4.00

4.00

3.00

3.00

2.00

2.00

1.00

1.00
0.00

0.00

1980 1990 1998 2000 2003 2005 2007 2009 2011 2013 2015 2017 20191980 1990 1998 2000 2003 2005 2007 2009 2011 2013 2015 2017 2019

図 4 医療従事者における都市部と農村部間の格差（1980～2019 年）
注：計算するとき、分母は以下の通りである。2005 年以前：戸籍人口（都市戸籍人口＋農村戸
籍人口）。2005 年およびその以降：居住地に６カ月以上に居住する人口。
出所：『中国統計年鑑 2012』第 2１-3 表、『中国統計年鑑 2020』第 22-3 表に基づき作成。

また、千人あたり病床数（図 5）は 1990 年に都市部 4.18、農村部 1.55、その格差は 2.63
床となっており、2019 年に都市部 8.78、農村部 4.87、その格差は 3.91 床と大きくなっている。1990 年から 2012 年にかけて、医療機関の千人あたり病床数における都市部と農村部間の格差が拡大していることを読み取れる。

病床数・千人あたり
10.00
都市

8.00

農村

6.00
4.00
2.00

2019

2018

2017

2016

2015

2014

2013

2012

2011

2010

2009

2008

2007

2006

2005

2003

2002

2001

2000

1995

1990

0.00

図 5 医療機関の病床数における都市部と農村部間の格差（1990～2020 年）
注：人口：居住地に 6 カ月以上に居住する人口
出所：『中国統計年鑑 2012』第 21-7 表、『中国統計年鑑 2020』第 22-7 表に基づき作成。

６６東アジア論壇 第 18 号

以上より、中国公的医療保険が、制度上で国民皆保険が実現されたが、制度の仕組みや運営上で様々な格差問題が存在し、また医療提供（医療従事者数、病床数など）における都市と農村間の格差も大きいことがわかった。したがって、公的医療保険の改革がすべての国民の主観的厚生を改善できるとはいえない。以下では、新型農村合作医療保険が農村
住民の主観的厚生に関する実証研究を行い、政策効果を評価する。

IV 実証研究：新型農村合作医療保険と中国農村住民の主観的厚生１．

先行文献のサーベイ（1）主観的厚生の決定要因に関する先行研究
主観的厚生の決定要因については、（a）個人属性要因、（b）所得要因としての絶対所得仮説（Leibenstein 1950; Easterlin 2001; Ma and Piao 2019a, 2019b）および相対所得仮説（Easterlin
1974; Boskin and Sheshinski 1978; 馬 2016; Ma and Piao 2019a, 2019b）、および（c）社会資本（Haller and Hanler 2006; Leung et al.2011; Han 2015; Hommerich and Tiefenbach 2018; Neria et al.2018）の影響が検証された。本研究は新型農村合作医療保険に焦点を当てているため、以下では、
主に公的医療保険が主観的厚生に影響を与えるメカニズム、および実証研究の結果をまとめる。

（２）公的医療保険が主観的厚生に与える影響のメカニズム（３つの効果）
公的医療保険が主観的厚生に与える影響に関しては、以下の３つの効果が考えられる。
第１に、公的医療保険は、医療費の自己負担を減らすことを通じて、主観的厚生を改善する（所得上昇効果）。
たとえば、新型農村医療保険の規定によると、患者はまず医療費を全額で自己負担を行い、そのあと当地政府に申請し、一定比率で医療費償還を受ける。したがって、公的医療保険は間接的に収入を増やす効果を持つと考えられる。絶対所得仮説で指摘されているよ
うに、所得水準が上昇すると、主観的厚生が高くなる。したがって、公的医療保険に加入しなかったグループに比べ、公的医療保険に加入したグループでは、主観的厚生が高いと考えられる。
第 2 に、公的医療保険は、病気に罹るとき、高額な医療費の自己負担による貧困のリス
クを軽減する効果を持つ（不確実性を軽減する効果）。
６７東アジア論壇 第 18 号

第 3 に、公的医療保険は、医療費の自己負担を軽減し、医療サービスを利用する可能性を高め、健康を増進することができる（健康増進効果）。
３つの効果を通じて、公的医療保険が主観的厚生を改善すると期待されている。しかし、
新型農村合作医療保険の原則は「低い水準、高いカバー率」としているため、医療費の自己負担率が高く（医療費の償還水準が低く）、また提供される医療サービスの水準が低い。
さらに、医療保険の格差問題が存在している。そのため、新型農村合作医療保険の主観的厚生を改善する効果は、限定であると考えられる。

（３）公的医療保険が主観的厚生に与える影響に関する実証研究
この課題に関する実証研究はいまだ少ないが、以下では本研究の問題意識に類似する先行研究をまとめる。
先進国を対象とした実証研究に関しては、Tran et al. （2017）は、米国疾病予防管理セン
ターの 20１0 年調査データ、および操作変数法とプロビットモデルを用いて、米国成人の生活満足度に関する分析を行った。医療保険の対象とならない個人は、人生に「非常に満足」または「満足」する可能性が低いと指摘した。
中国住民を対象とした実証研究に関しては、Appleton and Song (2008)は、2002 年中国家計
所得調査（CHIPs）のデータを用い、都市戸籍住民を対象とした分析結果により、公的医療保険に加入したグループに比べ、医療保険に加入しなかったグループで幸福度が低いことを示した。Xiao and Su（2017）は、中国総合的社会調査のデータを用い、公的医療保険
が個人の幸福度を向上させる可能性があると指摘した。 Gu et al （2017）は、2013 CHARLS
データと順序プロビットモデルを用い、高齢者の生活満足度に対する医療保険の影響を分析した。公的医療保険が高齢者の生活満足度の向上を促進する可能性があり、その効果は農村住民よりも都市住民の方が大きいことを指摘した。 Yin et al.（2019）は、2011 年と2013 年 CHARLS データを用い、新型農村合作医療保険が農村高齢者の生活満足度の改善に有意な影響を与えることを示した。
また、台湾を対象とした実証研究に関しては、Liao et al. (2012) および Keng and Wu（2014）は、中高年者健康と生活状況パネル調査のデータを用い、台湾国民健康保険が主観的厚生に与える影響について分析し、国民健康保険が台湾人の幸福度と生活満足度の改善に大きな影響を与えることを指摘した。Liao et al. (2012) は、台湾国民健康保険の生活満６８東アジア論壇 第 18 号

足度を改善する効果は、女性が男性より大きいと報告した。Chiao et al. （2014）は、1989－
2007 台湾高齢者パネル調査（Taiwan Longitudinal Study on Aging ：TLSA) のデータを用い、国民健康保険が台湾人の生活満足度を改善する効果を持つことを指摘した。

（４）本研究の特徴
公的医療保険と中国住民主観的幸福度に関する実証分析が進んでいるが、先行研究にいくつかの課題が残されている。それに対して本稿の主な特徴は以下の 2 点にまとめられる。
第１に、この問題に関するほとんどの実証研究はクロスセクションデータを用いたため、分析結果には個人間の異質性や逆因果関係の問題が存在する可能性がある。本研究は、これらの問題に対処するために、3 期パネル調査データに基づいて、動学的パネルデータ分
析モデルおよび時間ラグモデルを用いて実証研究を行う。
第 2 に、ライフサイグルの視点から、世代類型（たとえば現役世代と高齢者世代）によって、主観的厚生の決定要因が異なると考えられる。また、中国では生活水準、医療サー
ビスの状況、公的医療保険を支える地方財政などにおける地域間の差異が大きいため、地域によって公的医療保険の主観的厚生の効果が異なる可能性がある。さらに、家計所得によって流動性制約が異なるため、所得階層によって政策効果が異なると考えられる。しかし、先行研究では、政策効果におけるグループ間の差異に関する分析が行われていない。
そこで本研究は、年齢階層別・地域別・所得階層別分析を行い、各グループ間の差異を考察する。これらの分析から得られた結果は、新たな知見として位置づけられる。

2．計量分析の方法（１）推定モデル
主観的厚生関数の推定には、先行研究では、被説明変数が順序付きカテゴリ変数である
場合、順序ロジット/プロビット回帰モデルが用いられる。従属変数が連続変数の場合、
通常最小二乗回帰（OLS）モデルが用いられる。これらの方法に基づく推定結果はほぼ一致する（Ferrer-i-Carbonell and Frijters 2005）。被説明変数が連続変数である場合、理解しやすいため、本稿では、生活満足度スコア（完全に満足=5、非常に満足=4、やや満足=3、６９

東アジア論壇 第 18 号

あまり満足していない=2、まったく満足していない=1）を被説明変数として用いる。2
主観的厚生関数の推定式を、（１）式で示す。

（１）

𝑆𝑊𝐵𝑖 = 𝑎 + 𝛽𝑁𝑅𝐶𝑀𝑆𝑖 + 𝛾𝑋𝑖 + 𝜀𝑖（１）式において、添字𝑖は個人、𝑆𝑊𝐵は主観的厚生（本稿では生活満足度）、𝑁𝑅𝐶𝑀𝑆は新型農村合作医療保険、𝑋は主観的厚生に影響を与える要因（たとえば、個人属性要
因、所得要因など）、𝜀 は誤差項、𝛽、𝛾はそれらの推定係数をそれぞれ示す。分析結果に、𝛽を注目したい。これらは統計的に正の値となると、新型農村合作医療保険は主観的厚生を高める効果を持つことが示される。
ただし、式（１）には、3 つの計量分析の問題が存在する可能性がある。第 1 に、逆因果関係の問題が存在する。この問題に対処するため、式（2）で示す時間ラグモデル（lagged variable: LV モデル）を用いる。

（2）

𝑆𝑊𝐵𝑖𝑡 = 𝑎 + 𝛽𝑁𝑅𝐶𝑀𝑆𝑖𝑡_1 + 𝛾𝑋𝑖𝑡 + 𝑢𝑖𝑡

第 2 に、式（１）の𝜀は、時間とともに変化しない個人固有の属性𝑣（例えば、リスクと時間の選好など）が含まれる。𝑣を考慮しなければ、推定結果には個人間の異質性問題が発生する。この問題に対処するために、式（3）に示すように、固定効果（FE）モデルと変量効果（RE）モデルを用いる。 F検定、Breusch および Pagan ラグランジュ乗数検定、および Hausman 検定を行い、モデルの適切性を比較したうえで、モデルを選定する。

𝑆𝑊𝐵𝑖𝑡 = 𝑎 + +𝛽𝑁𝑅𝐶𝑀𝑆𝑖𝑡 + 𝛾𝑋𝑖𝑡 + 𝑣𝑖 + 𝑢𝑖𝑡（3）

第 3 に、Wooldridge（2002）と Contoyannis etal（2004）によって指摘されているように、
初期依存問題が存在する可能性がある。これは、𝑡_1期の主観的厚生が𝑡 期の主観的厚生に影響を与える可能性があることを意味する。この問題に対処するために、本稿では動学

2

ロジスティック回帰モデルと、順序ロジットモデルを用いる分析を行ったが、類似する結果が得られた。

７０

東アジア論壇 第 18 号

的パネル分析モデルを用いる。式（4）で示すように、𝑆𝑊𝐵𝑡_1 は𝑡_1期の主観的厚生を示す。他の変数は、式（１）と同じである。

𝑆𝑊𝐵𝑖𝑡 = 𝑎 + 𝜌 𝑆𝑊𝐵𝑖𝑡_1 + 𝛽𝑁𝑅𝐶𝑀𝑆𝑖𝑡 + 𝛾𝑋𝑖𝑡 + 𝑣𝑖 + 𝑢𝑖𝑡(4)

また、本稿ではグループ間の差異を考察するため、グループ別（年齢階層別、所得階層別、地域別）分析も行う。

(2) データおよび変数設定の説明
本稿では、2012 年、2014 年、および 2016 年に北京大学が実施した中国健康と退職パネル調査（CHARLS）のミクロデータ（CHARLS2011、2013、2015）を用いる。CHARLS の調査対象は 45 歳以上の個人である。全国調査のベースライン（CHARLS2011）には、150の郡/地区と 450 の村/居住委員会の約 10,000 世帯と 17,708 人の個人が含まれている。サン
プル数は、2011 年 17,708、2013 年 18,612、2015 年 21,097 となっている。CHARLS は、中国
代表な地域をカバーする。CHARLS には、生活満足度、公的医療保険加入状況、個人属性、収入などの個人および世帯レベルに関する豊富な情報が含まれるため、本研究にとって最も適切なデータである。
被説明変数の設定に関しては、生活満足度を主観的厚生の代理指標として設定した。本稿では、質問項目における「あなたは自分の生活を考えて満足しているか」のような 5 段
階設問に関する回答に基づいて、「完全に満足=5、非常に満足=4、やや満足=3、あまり満足していない=2、まったく満足していない=1」のように主観的厚生のスコアを計算した。
次に、以下のように説明変数を設定した。
第 1 に、調査票における医療保険加入に関する質問項目に基づいて、新型農村合作医療
保険ダミー変数（１＝加入、0＝未加入）を設定した。
第 2 に、個人属性としては、年齢、年齢の二乗、学歴（中学生以下、高校、大学以上）、
既婚、健康状態（慢性病、入院、手段的日常生活動作[IADL]、基本的日常生活動作[BADL]）変数を設定した。3

Clark and Oswald（1996）は、年齢と幸福度はＵ字型の関係にあり、つまり幸福度は若年層、高年齢者層が中年齢者層より低いことを示している。年齢の影響を考察するため、年齢、年齢の二乗を変数として設定している。教育水
準、健康状態は、人的資本の要因として幸福度に影響を与えると考えられる。Clark and Oswald （1996）、Bender and3

７１

東アジア論壇 第 18 号

第 3 に、3 種類の変数が所得要因の代理指標として用いる。
（1）一人あたりの世帯所得を絶対所得の代理指標として用いた。4所得五分位ダミー変数を設定した。
（2）相対所得指標としては、世帯所得の格差を相対所得の代理指標として用いた。
（実
際の世帯所得と参照グループの世帯所得の差）を用いる。5 Ma and Piao（2019a,2019b）を参照し、参照グループの所得は、所得関数に基づいて計算された推定値である。6 家族
人数に基づいて一人あたり世帯所得を計算した。また、2011 年から 2015 年までの世帯所
得は、国家統計局が公表している 2011 年、2013 年、2015 年の中国消費者物価指数（CPI）
によって調整し、2011 年の CPI を調整基準とした。
（3）非就業ダミーは、「調査年度に就業していない場合＝1、そうでない場合＝0」のように設定した。
第 4 に、社会資本要因の代理指標として、（1）社会活動参加は、他者との接触を増やし、社会資本を拡大し、主観的厚生を増進する（Ma et al. 2020）。この効果をコントロールする
ため、社会活動参加のダミー変数を設定した。
（2）中国では、特に農村部において、儒教がライフスタイルに与える影響は依然として大きい。たとえば、世帯内のリスクシェアリングは多く存在している。家族の人数が多いほど、社会資本も多くなると考えられる。家族の人数を説明変数として設定した。
（3）家族居住形態が社会資本にも影響を与えると考えられる。たとえば、高齢者グループにおいて、子供が他の地域に居住する場合に比べ、子供と同居する場合、子供からの援助は多くなると推測できる。高齢者が子供との居住状態に関するダミー（同居＝１，非同居＝0）変数を設定した。
第 5 に、他の社会保障制度、例えば公的年金が主観的厚生の改善に有意な影響を与えるにプことが報告されている（Kollamparambil and Etinzock 2019; Abruquah et al 2019）。公的年金

Heywood （2006）は教育水準が高いほど満足度が低くなることを指摘しており、また、Ljunge (2016)は健康状況が幸福度に影響を与えることを示している。
4
Appleton and Song (2008)、Knight and Gunatilaka (2010)、Jiang, Lu and Sato (2011)、Wang and VanderWeele (2011)、馬（2016）などは、中国では、所得水準（個人所得水準あるいは世帯一人当たり所得）が高いグループで幸福度が高いと指摘している。
5）
相対所得については、本稿では Hamermesh(1977)に基づいて、「世帯所得対数値の実際値－その理論値」を相対所得の代理指標として用いている。この指標を用いるメリットは、一定の条件（たとえば、同一学歴、同一年齢、同一就業状況など）をコントロールする上で、個人所得が参照グループの所得とのギャップを直接に計測できる。所得の理論値は、所得関数の推定結果に基づいて算出した推定値である。
6
世帯所得関数では、被説明変数は世帯所得収入であり、説明変数は世帯主の年齢、年齢の二乗、学歴、勤務状
況、地域、および年次ダミー変数である。

７２

東アジア論壇 第 18 号の影響をコントロールするために、新型農村年金保険加入のダミー変数（１＝加入、0＝未加入）を設定した。
第 6 に、経済水準、生活環境などの地域間の格差およびマクロ環境の変化をコントロー
ルするため、地域ブロック（東部、中部、西部、東北部）および調査年次（2011、2013、
2015）のダミー変数を設定した。
サンプルの選定については、本稿では上記の変数に関する無回答となっているサンプ
ルを除外し、また各説明変数の欠損値を除外した。ベースライン調査で 45 歳以上である
個人を分析対象とする。分析で使用したサンプル数は 29,715 人（2011 年 11,613 人、2013 年
10,319、2015 年 7,783）である。

３．計量分析の結果（１）

全体の分析結果

新型農村合作医療保険と主観的厚生に関する分析結果を表 2 にまとめている。クロスセ
クションデータによる分析結果（推定１）は、先行研究と一致している。新型農村合作医療保険が主観的厚生を改善する効果を持つことが示された。ただし、パネルデータ分析モ
デル（推定 2－4）による分析結果では、主観的厚生に対する影響が統計的に有意ではないことが示された。個人の異質性や逆因果関係の問題に対処しない場合、分析結果にはバイアスが存在することがうかがえる。

７３

東アジア論壇 第 18 号

表 2 新型農村合作医療保険と主観的厚生の分析結果(1) 順序ロジット(2)時間ラグモデル(3) 動学 RE モデル(4) 動学 FE モデル

係数

係数

係数

z値

係数

z値

-0.178***z値

z値

主観的厚生 t_1
新農保

-19.550.470***

31.32

0.161***

3.50

0.184

2.96

0.045

1.95

0.033

0.89

年齢

0.008

0.53

-0.010-0.44-0.011

-1.20

年齢の二乗

0.000

1.36

0.000

1.78

0.000*

2.18

女性

0.087***

3.22

0.061

1.76

0.004

0.26

高校

-0.063-1.17-0.068-0.99-0.010-0.33

大学及び以上-0.153-0.60-0.450-1.28-0.150

-1.03

既婚

4.10

0.083***-0.047***

3.63

0.067

0.72

-5.34

0.179***-0.193***

3.21

慢性病

0.176***-0.163***-2.71

0.084*

2.05

入院-0.117***-2.83-0.105*

-2.09

-0.82

0.028

0.96

IADL

-0.071***-6.94-0.065***-4.77-0.016-0.028***-5.41-0.010-1.10

BADL
世帯所得(第１五分位)-0.138***-15.04-0.132***-11.40-0.042***-9.23-0.006-0.74

第 2 五分位

0.033

0.88

0.022

0.46

-0.007-0.39-0.053*-2.04

第 3 五分位

0.059

1.50

0.047

0.93

0.003

0.13

-0.014-0.47

第 4 五分位

0.187***

4.52

0.165***

3.15

0.042*

2.01

0.008

0.24

第 5 五分位

0.316***

6.48

0.214***

3.53

0.063*

2.42-0.025

-0.56

相対所得

0.011

1.80

0.018*

2.26

0.011*

2.05

0.006

0.70

退職

0.124***

3.65

0.156***

3.62

0.036*

2.11-0.051-1.69

社会活動参加0.080***

3.08

0.103***

3.07

0.026*

1.97

0.016

0.74

家族人数
家族居住形態（子供が他の地域
に住む）

0.014

1.52

0.021

1.75

0.010*

2.18

0.015*

2.00

子供が近く住む

0.035

0.79

0.060

1.10

0.049

1.33

-0.066-1.87-0.088

-2.05

0.035
-0.036*

1.63

子供と同居
年金加入

-2.15

-0.015-0.56

0.092***

2.70

0.132***

2.79

0.039***

2.59

0.040

1.74

地域

Yes

Yes

Yes

Yes

年次
サンプル数

Yes

Yes

Yes

Yes

23,64914,027

12,534

12,534

グループ数

8,704

8,704

R-sq. within

0.009

0.290

between

0.205

0.132

overall

0.150

0.045

学歴 （中学校および以下)-4.70

F-test that all u_i=0

F(8703, 3809) = 2.03
Prob > F = 0.000

Hausman specification test
Breusch and Pagan Largangian
multiplier test for random effects
対数尤度2992.43(Prob > chibar2=0.000)-25504.423-15281.601

Pseudo R2

0.036

0.036

8.22(Prob > chibar2=0.0021)

注： １）*** p<0.01, ** p<0.05, * p<0.1；2）RE:ランダム効果モデル；FE:固定効果モデル；新農保：新型農村合作医療保険；IADL：手段的日常生活動作；BADL：基本的日常生活動作。
出所： CHARLS 2011、2013、2015 に基づく計測。

７４

東アジア論壇 第 18 号

（２） グループ別分析の結果
動学的固定効果モデルを用いたグループ別分析結果を表 3（年齢階層別）、表 4（世帯所得階層別）、および表 5（地域別）にまとめている。主な結果は次のとおりです。

第 1 に、新型農村合作医療保険が主観的厚生に与える影響は、年齢階層によって異なる（表 3）。具体的には、新型農村合作医療保険の影響は、45－59 歳のグループでは統計的に有意ではないが、70－79歳のグループでは新型農村合作医療保険が主観的厚生を改善する効果を持つことが示された。
分析結果に関しては、以下のように説明できる。健康資本モデル（Grossman 1972）によれ
ば、加齢とともに健康状態が悪化していく傾向にある。70－79歳のグループの方が他の若い年齢層（45－59歳、60－69歳のグループ）より不健康になる可能性が高い。新型農村合
作医療保険は、医療費の自己負担を軽減し、医療サービスの利用を増やす効果を持つ（Wagstaffetal et al. 2009; Qin 2014; 馬 2015；Ma 2022）。したがって、有病率あるいは罹患率が高い 70－79 歳の高齢者グループでは、新型農村合作医療保険は主観的厚生を改善する
効果が現れていると考えられる。

第 2に、家計の流動性制約は、低所得層、中所得層、高所得層によって異なるため、公的医療保険の影響は所得階層によって異なると考えられる。公的医療保険制度が社会保障制
度の 1 種として貧困層をターゲトすると、貧困層の主観的厚生は改善されると期待されている。しかし、表 4 の分析結果によると、公的医療保険の厚生改善の効果が高所得層のみで現れている。つまり、新型農村合作医療保険の実施は、低中所得層の主観的厚生に与える影響は、統計的に有意ではない。この分析結果は、第 3 節で指摘した新型農村合作医療保険制度の設計と運営の問題に関連すると考えられる。次節では、この問題について詳し
く検討したい。
第 3 に、表 5 の分析結果によると、新型農村合作医療保険が主観的厚生を改善する効果は、中部地域で現われているが、東部と西部地域では、その効果が有意ではない。その理由に関しては、以下のように考えている。
中国では、地域格差が大きい。経済発展レベル（一人あたり GDP）は、東部地域で最も高く、西部地域で最も低い。農村部の公的医療保険制度に関しては、中国政府は「低水準、高いカバー率」の原則に基づいて設定したものである。都市部に比べ、農村部で医療サー
ビスのレベルが低く、医療保障水準が低いため、発展した農村地域（東部地域の農村）住
民の医療ニーズを十分に満たさないため、新型農村合作医療保険が東部地域農村住民の主75東アジア論壇 第 18 号

観的厚生に有意な影響を与えていないと考えられる。西部地域の分析結果に関しては、一人あたりの所得水準は西部地域で最も低い。新型農村合作医療制度によると、最初医療費が自分で全額を払い、その後医療費補助申請を行い、医療費償還を受けることになる。西部の農村地域には貧困者が多い（貧困率が高い）ため、最初高額な医療費の自己負担ができなくて、医療サービスを利用できていない可能性がある。また貧困層では、重篤な疾病にかかるとき、深刻な貧困問題に落ちる可能性も高い（馬 2015；Ma 2022）。そのため、
公的医療保険が経済発展のレベルが低い地域（西部地域）の農村住民の主観的厚生に有意な影響を与えていないと考えられる。

表 3 年齢階層別分析結果

主観的厚生 t_1
新農保
コントロール変数
定数項
サンプル数
グループ数
F-test that all u_i=0
Hausman 検定
Prob > chibar2(1) 45–59 歳
係数
z値
0.420***
18.83-0.013-0.23
Yes-1.020
-0.28
6,203
4,393
F (4392, 1789) = 1.94
Prob > F = 0.000
1257.970.000(2)60–69 歳
係数
z値
0.470***
17.54
0.061
0.89
Yes
1.699
0.96
4,447
3,354
F (3353, 1072) = 2.09
Prob > F = 0.000
881.990.000(3)70–79 歳
係数
z値
0.573***
10.08
0.243*
2.01
Yes-12.717
-1.02
1,591
1,264
F (1263, 306) = 1.71
Prob > F = 0.000
234.450.000

注： １）*** p<0.01、 * p<0.1；2）動学的固定効果モデルを用いた分析；3）コントロール変数（女性、学歴、
既婚、慢性病、入院、IADL、BADL、世帯所得、退職、社会参加、家族人数、家族居住形態、地域、年次
変数）も分析したが、それらの結果の掲載は省略した；4）新農保：新型農村合作医療保険。
出所： CHARLS 2011、2013、2015 に基づく計測。

76

東アジア論壇 第 18 号

表 4 所得階層別分析結果

主観的厚生 t_1
新農保
コントロール変数
定数項
サンプル数
グループ数
F-test that all u_i=0
Hausman 検定
Prob > chibar2(1) 低所得係数
z値
0.463***
13.64-0.049
-0.57
Yes
1.716
0.63
4,659
3,859
F (3858, 782) = 1.72
Prob > F = 0.000
583.970.000(2) 中所得係数
z値
0.512***
11.90
0.035
0.26
Yes
4.192
0.99
3,731
3,293
F (3292, 421) = 1.89
Prob > F = 0.000
388.150.000(3) 高所得係数
z値
0.440***
12.26
0.163*
2.22
Yes
3.646
1.29
4,144
3,404
F (3403, 723) = 2.02
Prob > F = 0.000
420.760.000

注： １）*** p<0.01、 * p<0.1；2）動学的固定効果モデルを用いた分析；3）；3）コントロール変数（年齢、
年齢の二乗、女性、学歴、既婚、慢性病、入院、IADL、BADL、退職、社会参加、家族人数、家族居住形
態、地域、年次変数）も分析したが、それらの結果の掲載は省略した； 4）新農保：新型農村合作医療保険。
出所： CHARLS 2011、2013、2015 に基づく計測。

表 5 地域別分析結果

主観的厚生 t_1
新農保
コントロール変数
定数項
サンプル数
グループ数
F-test that all u_i=0
Hausman 検定
Prob > chibar2(1) 東部
係数
z値
0.518
13.59
0.048
0.65
Yes
1.250
0.42
2,146
1,491
F (1490, 634) = 2.03
Prob > F = 0.000
552.97
0.000

(2)中部
係数
z値
0.402***
10.47
0.216*
2.21
Yes-2.650
-0.78
2,235
1,557
F (1556, 657) = 2.04
Prob > F = 0.000
394.050.000(3) 西部
係数z値
0.470***
22.08
0.007
0.13
Yes
1.595
0.92
6,028
4,205
F (4204, 1802) = 2.05
Prob > F = 0.000
1492.940.000

注： １）*** p<0.01、 * p<0.1；2）動学的固定効果モデルを用いた分析；3）；3）コントロール変数（年齢、
年齢の二乗、女性、学歴、既婚、慢性病、入院、IADL、BADL、世帯所得、退職、社会参加、家族人数、
家族居住形態、年次）も分析したが、それらの結果の掲載は省略した； 4）新農保：新型農村合作医療保険。
出所： CHARLS 2011、2013、2015 に基づく計測。

77

東アジア論壇 第 18 号

IV 結論と政策示唆

本稿では、制度的・実証的研究の２つ視点から、中国公的医療保険制度の改革経緯及び政策内容をまとめ、また政策効果を分析した。以下のような結論が得られた。
第 1 に、1998年都市従業員基本医療保険、2003 年新型農村合作医療保険、2007年都市住民
基本医療保険が実施されている。現在、制度上で、中国は国民皆保険の目標を達成した。
第 2 に、現行の中国公的医療保険制度の仕組みや運営面で、様々な問題が存在し、特に、都市部と農村部間の格差、経済発展の先進地域と後進地域間の格差が大きい。
第 3 に、公的医療保険の実施効果に関しては、クロスセクションデータを用いた分析結果
は、先行研究と一致している。新型農村合作医療保険が主観的厚生の改善に有意な影響を与える結果が得られた。ただし、パネルデータを用いた分析結果によると、主観的厚生に対する政策効果が統計的に有意ではない。個人の異質性や逆因果関係の問題に対処していない場合、政策評価にバイアスが存在する可能性があることが示された。
第 4 に、政策効果では、グループ間の差異が存在する。主観的厚生を改善する効果は、高年齢層（70－79 歳のグループ）、中部地域住民、および高所得層は、中高年齢層（45－69
歳のグループ）、東部と西部の両地域の住民、低中所得層に比べて大きい。
これらの実証分析の結果は、以下のような政策含意を持つと考えられる。第 1 に、都市部と農村部で、制度の設計によって、保険料納付、医療保険基金、医療費給付、管理機関などが異なっている。所得水準は都市住民が農村住民より高いにもかかわらず、医療費の自己負担率は農村住民が都市住民より高いため、医療格差の問題は生じている。医療公平性の視点から、都市と農村を区分する戸籍制度の改革をさらに進めるうえで、都市従業員基本医療保険と住民基本医療保険を一本化にし、自己負担率と受けられる医療サービスを統一する公的医療保険の改革は必要である。
第 2 に、現行の中国公的医療保険は、中央政府が政策を設定するが、地方政府が自己裁量でその政策を運営している。経済発展レベルの地域間格差が存在するため、公的医療保険の財源と医療費給付における先進地域と後進地域間の格差が存在している。こうした地域
格差を是正するため、中央政府が統一管理する公的医療保険（「全国一本化」）を構築すべきである。つまり、医療保険基金の設立・管理機関は省レベルではなく、国レベルにする必要である。国家財政予算による全国の一律運営ができる公的医療保険制度の改革が望ましい。

78

東アジア論壇 第 18 号

第 3 に、実証研究の結果による、公的医療保険が、低・中所得農村住民の主観的厚生を改善する効果を持っていないことが示された。所得格差による医療格差の問題を解決するため、医療扶助を含めて農村貧困世帯を対象とする生活保護制度などの政策を促進すべきである。現在、医療扶助や生活保護制度が実施されているが、その申請基準が厳しいため、これらの制度にカバーされる者が少ない。今年、中国政府は、「共同裕福」のスローガン
を挙げている。その実現のため、所得格差による医療格差問題を対処するための政策を検討すべきであろう。
最後に、本研究の限界を指摘しておきたい。本稿では、3 期のパネルデータを活用し、動学固定効果モデル、時間ラグモデルを用い、個人間の異質性問題および逆因果関係問題を対処したうえで、新型農村医療保険が主観的厚生に与える影響を分析したが、政策実施効
果の評価に関しては、準自然実験モデル（例えば、Difference in Difference モデル、regression
discontinuity design モデルなど）によるさらなる因果関係の分析は、今後の課題としたい。

参考文献【英語文献】
Abruquah, L. A., Yin, X. X., and Y. Ding (2019) “Old age Support in Urban China: The Role Pension Schemes,
Self-support Ability and Intergenerational Assistance,” International Journal of Environmental Research andPublic Health, Vol.16, No.11.
Appleton, A., and L. Song (2008) “Life Satisfaction in Urban China: Components and Determinant,” World
Development, Vol. 36, No.11. pp.2325-2340.
Bender, K. A. and S. Heywood (2006) “Job Satisfaction of the Highly Educated: The Role of Gender,
Academic Tenure, and Earnings,” Scottish Journal of Political Economy, Vol. 53, No. 2. 253-279.
Boskin, M., and E. Sheshinski (1978) “Optimal Redistributive Taxation When Individual Welfare Depends
Upon Relative Income,” Quarterly Journal of Economics, Vol. 92, No.4, pp.589-601.
Chen, L., Zhang, L., and X. Xu (2020) “Review of Evolution of the Public Long-Term Care Insurance (LTCI)
System in Different Countries: Influence and Challenge,” BMC Health Services Research, No.20 ,1057.
Chiao, C., K. Ksobiech, and C. Y. Wei (2014) “National Health Insurance and Life Satisfaction in Late Life:
Longitudinal Findings from a Natural Experiment in Taiwan,” Journal of Public Health, Vol.36, No.2, pp.308-

79東アジア論壇 第 18 号

316.
Clark, A. E. and A. Oswald (1996) “Satisfaction and Comparison Income,” Journal of Public Economics,
Vol.61, No.3, pp.359-381.
Contoyannis, P., Jones, A., and N. Rice (2004) “The Dynamics of Health in the British Household Panel
Survey,” Journal of Applied Econometrics, Vol.19, No.4, pp.473-503.
Easterlin, R. A. (1974) “Does Economic Growth Improve the Human Lot?” In David, P. A. and W. B. Melvin(eds.) Nations and Households in Economic Growth, Stanford University Press.
Easterlin, R. A. (2001) “Income and Happiness: Toward a Unified Theory,” The Economic Journal, No.111,
pp.465-484.
Ferrer-i-Carbonell, A. (2005) “Income and Well-being: An Empirical Analysis of the Comparison Income
Effect,” Journal of Public Economics, Vol.89, No.5-6, pp.997-1019.
Jiang, S., Lu, M., and H. Sato (2011). “Identity, Inequality, and Happiness: Evidence from Urban China,”
World Development, Vol. 40, No.6, pp.1190-1200.
Grossman, M. (1972) “On the Concept of Health Capital and the Demand for Health,” Journal of Political
Economy, Vol.80, No.2, pp.223-255.
Gu, L. B., Feng, H. H., and J. Jin (2017) “Effects of Medical Insurance on the Health Status and Life
Satisfaction of the eEderly,” Iranian Journal of Public Health, Vol. 46, No.9, pp.1193-1203.
Haller, M., and M. Hanler (2006) “How Social Relations and Structures Can Produce Happiness andUnhappiness: An International Comparative Analysis,” Social Indicators Research, Vol.75, No.2, pp.169-216.
Hamermesh, D. (1977) “Economic Aspects of Job Satisfaction,” In Ashenfelter, O. and W. Oates (edｓ.)
Essays of Labor Market Analysis, Wiley.
Han, S. (2015) “Social Capital and Subjective Happiness: Which Contexts Matter?” Journal of HappinessStudies, Vol.16, No.1, pp.241-255.
Hommerich, C., and T. Tiefenbach (2018) “Analyzing the Relation Between Social Capital and Subjective
Well-Being: The Mediating Role of Social Affiliation,” Journal of Happiness Studies, Vol. 19, No.4, pp.10911114.

80東アジア論壇 第 18 号

Keng, S.H., and S. Y. Wu (2014) “Living Happily Ever After? The Effect of Taiwan's National Health
Insurance on the Happiness of the Elderly,” Journal of Happiness Studies, Vol.15, No.4, pp.783-808.
Knight, J., and M. Gunatilaka (2010) “The Rural-Urban Divide in China: Income but Not Happiness?”
Journal of Development Studies, Vol.46, No.3, pp.506-534.
Kollamparambil, U., and M. N. Etinzock (2019) “Subjective Well-being Impact of Old Age Pension in South
Africa: A Difference in Difference Analysis Across the Gender Divide,” South African Journal of Economicand Management Sciences, Vol. 22, No.1, a2996.
Leibenstein, H. (1950) “Bandwagon, Snob, and Veblen Effects in the Theory of Consumer’s Demand,”Quarterly Journal of Economics, Vol.64, No.2, pp.183-207.
Leung, A., Kier, C., Fung, T., and L. Fung (2011) “Searching for Happiness: The Importance of Social Capital,”
Journal of Happiness Studies, Vol.12, No.3, pp.443–462.
Liao, P. A., H. H. Chang, and L. C. Sun (2012) “National Health Insurance Program and Life Satisfaction of
the Elderly,” Aging & Mental Health, Vol.16, No.8, pp.983-992.
Ljunge, M. (2016) “Migrants, Health, and Happiness: Evidence That Health Assessments Travel with
Migrants and Predict Well-Being,” Economics & Human Biology, Vol.22, pp.35-46.
Ma, X., and X. Piao (2019a) “The Impact of Intra‑Household Bargaining Power on Happiness of Married
Women: Evidence from Japan,” Journal of Happiness Studies, Vol.20, No.6, pp.1775-1806.
Ma, X., and X. Piao (2019b) “Income, Intra-Household Bargaining Power and the Happiness of JapaneseMarried Women,” In Tsai, M. C, and N. Iwai (eds.) Quality of life in Japan, Quality of Life in Asia 13. Springer
Nature.
Ma, X., Piao, X. and T. Oshio (2020) “Impact of Social Participation on Health Among Middle-Aged andElderly Adults: Evidence from Longitudinal Survey Data in China,” BMC Public Health, Vol.20, No.1, (2020)
502.
Ma, X. (2022) Public Medical Insurance Reform in China. Springer Nature （forthcoming）.
Neria, I., Bruna, F., Portela, M., and A. Garcia-Aracil (2018) “Individual Well-Being: Geographic
Heterogeneity and Social Capital,” Journal of Happiness Studies, Vol.19, No.4, pp.1067-1090.
Qin, X., Pan, J., and G. G. Liu (2014) “Does Participating in Health Insurance Benefit the Migrant Workers in
China? An empirical Investigation,” China Economic Review, No.30, pp.263-278.

81東アジア論壇 第 18 号

Tran, N. L. T., Wassmer, R. W., and E. L. Lascher Jr (2017) “The Health Insurance and Life Satisfaction
Connection,” Journal of Happiness Studies, Vol.18, No.2, pp.409-426.
Wagstaff, A., Lindelow, M., Gao, J., Xu, L., and J. Qian (2009) “Extending Health Insurance to the Rural
Population: An Impact Evaluation of China’s New Cooperative Medical Scheme,” Journal of Health
Economics, Vol.28, No.1, pp.1-19.
Wang, P., and T. J. VanderWeele (2011) “Empirical Research on Factors Related to the Subjective Well-beingof Chinese Urban Residents,” Social Indicators Research, Vol.101, No.3, pp.447-459.
Wooldridge, J. (2002). Econometric Analysis of Cross Section and Panel Data, The MIT Press.
Xiao, W., and Z. F. Su (2017) “Does social Insurance in China Enhance People’s Well-being?” Journal ofInterdisciplinary Mathematics, Vol.20, No.3, pp.821-835.
Yang, W., He, A. J., Fang, L., and E. Mossialos (2016) “Financing Institutional Long-Term Care for the Elderlyin China: A Policy Evaluation of New Models,” Health Policy and Planning, No. 31 pp.1391-1401.
Yin, X. X., Abruquah, L. A., and Y. Ding (2019) “Dynamics of Life Satisfaction Among Rural Elderly in
China: The Role of Health Insurance Policies and Intergenerational Relationships,” Sustainability, Vol.11,
No.3.
【中国語文献】
戴衛東・余洋（2021）「中国長期護理保険試点政策“碎片化”与整合路径」『江西財経大学学報』No.2、pp.55-65。
郭心潔・張琳（2019）「新中国医療保障 70 年大事記」『中国医療保険』 No.19、pp.10-13。
郭心潔・張琳（2021）「医療保障百年大事記」『中国医療保険』 No.7、pp.16-21。
韓鳳（2014）「中国医療保険制度の歴史沿革」『中国医療保険』 No.6、pp.20-24。
廖蔵宜（2019）「中国医保建制改革 70 年」『中国人力資源社会保障』No.19、pp.28-31。
馬欣欣（2019）「中国公共医療保険制度改革及其問題点」胡令遠・袁堂軍・馬欣欣 (編著)
『冷戦後日本社会保障制度：対中国的啓示』 第 10 章、上海人民出版社、pp.226-253。
徐傑（1997）「対我国衛生経済政策的歴史回顧和思考」『中国衛生経済』 No.5、pp.7-8。
【日本語文献】
馬欣欣 (2015) 『中国の公的医療保険制度の改革』 京都大学学術出版会。

82

東アジア論壇 第 18 号

馬欣欣 (2016) 「中国における所得格差と主観的幸福度」、加藤弘之・梶谷懐（編著）、『二重の罠を超えて進む中国型資本主義』 第 12 章ミネルヴァ書房、pp.248-266。

Policy Effects of Public Medical Insurance Reform in China
Xinxin MA
Abstract
The Chinese government has reformed public medical insurance since 1990. In this paper, we review
the history of public medical insurance reform and introduce the institutional contents of public medical
insurance in China. Then, using the government official data and survey data, we investigate the inequality inmedical care and medical insurance funds in China. Lastly, using a longitudinal data from the China Healthand Retirement Longitudinal Survey, we analyze the impact of the New Rural Cooperative Medical Insurance
Scheme on the life satisfaction of rural residents. We address the problems of endogeneity due to heterogeneity
and reverse causality by using the dynamic random-effects model and lagged variable model.
Three major conclusions emerge. First, China has achieved its goal of "universal insurance" from an
institutional perspective, but there maintain the problems of inequality in medical care. Second, the New Rural
Cooperative Medical Insurance Scheme does not significantly improve the subjective well-being of rural
residents. Third, the policy effect differs depending on the group and is positively significant in the group aged
70-79 years, the residents in the central region, and the high-income group.
The results suggest that the Chinese government should promote the integration of public medical
insurances to reduce the inequality in medical care between urban and rural residents, and improve thesubjective well-being in low-income groups and less-developed regions in the future.
Keywords: Public Medical Insurance, New Rural Cooperative Medical Insurance Scheme, Inequality in
Medical Care, Subjective Well-Being Professor, Faculty of Economics, Hosei University.

83東アジア論壇 第 18 号

研究論文
今後の中国社会保障の展望～「多層次社会保障」を巡って～
Prospects for China's social security in the future：The Multi-tiered Social Security System

沈 潔 （日本女子大学社会福祉学科教授）1

抄 録
本稿は、中国政府に提唱された「多層次社会保障」*（a multi-layer social security system）
政策を焦点に、その政策の形成過程及び政策選択の要因を分析し、その中に一貫した新自由主義的な政策志向を明らかにする。一方、「多層次社会保障」に異論を持つ学界側の代替案である中国特色ある「福祉社会論」、「福祉国家論」について、その言説を検討し、この政策的な文脈が展開していく可能性を言及する。また、これまでの社会保障改革の実践
を、国家責任の後退期、国家責任の回帰期、国家ガバナンス革新期に分けて、社会保障制
度の特色及び抱えている課題を分析する。最後に中国社会保障のこれからの展開について
展望してみる。
Focusing on the policy of "a multi-layer social security system "* proposed by the Chinese government,
this paper analyses the process of policy formation and the factors behind the policy choices, and reveals aconsistent neoliberal policy orientation in it. On the other hand, we will examine the discourse on the "welfare
society theory" and "welfare state theory" with Chinese characteristics, which are alternatives to the "multilayer social security system", and refer to the possibility of the development of this policy context. It also
analyzes the characteristics and challenges of the social security system by dividing the practice of social
security reform into a period of regression of state responsibility, a period of return to state responsibility and a
period of innovation in state governance. Finally, the future development of China's social security system will
be discussed.
キーワード：中国社会保障；多層次社会保障；ガバナンス革新；中国特色的福祉国家

1

本稿は国立社会保障・人口問題研究所が刊行する『社会保障研究』第 6 巻第 4 号（2022 年）にすでに掲載されたものである。

84東アジア論壇 第 18 号

はじめに

中国の社会保障制度は、少子高齢化の突入及び経済減速のめまぐるしい変化に直面し、新たな変革が求められる状況になっている。
2020 年まで中国の社会保障制度に加入した人口は 13 億人を超え、世界最大規模の社会保障システムとなったといわれている。一方、中国経済は予想以上に減速し、2021 年 10月に発表された中国『経済藍皮書』（経済ブルーブック）によると、2020 年から 2022 年の3年間で成長率は平均5.2%となる見通しである。2今後、成長率も徐々に低下していくだろうと専門家が指摘している。中長期的な経済見通し、社会構造の急激な変化等を踏まえた
上で、社会保障の給付面でも負担面でもさまざま課題がうきぼりになった。近年、社会保障の在り方については、学界、政界のみならず、一般市民においてもその関心が高まっている。
本稿では、中国政府が明示した「多層次社会保障」政策に焦点を合わせ、その政策の捉え方を考察しながら、今後、中国社会保障の課題及びあり方を展望してみる。具体的な内容は以下の構成からなる。第 1 に、政府主導の「多層次社会保障」政策に至った政策過程
及び政策選択の要因を分析し、その中に潜んでいる新自由主義的な傾向を明らかにする。
さらに、その政策のほか、学界側が提示した代案の中国特色的な「福祉社会論」や「福祉国家論」を分析し、今後に独自な方向性を持って政策的な文脈が展開されていく可能性を吟味する。第２に、社会保障財政における国家責任の視点から、これまでの改革実践を国家責任の後退期、国家責任の回帰期、国家ガバナンス革新期に分けて検討し、今後の可能性と制限を示す。第 3 に、今後の課題及び方向性を俯瞰してみる。

一、「多層次社会保障」政策並びに学者らの代案

2021 年 3 月に全国人民代表大会（全人代）で承認された「国民経済・社会発展第 14 次五ヵ年計画と 2035 年までの長期目標要綱」（以下では「要綱」）の中に、今後の民生と福祉について、「多層次社会保障」制度をより充実し、展開している方針が強調された。こ22021 年 12 月 6 日中国社会科学院“2022 年《経済藍皮書》発布会並びに中国経済形勢報告会”

https://weibo.com/ttarticle/p/show?id=2309404711453214245338

85東アジア論壇 第 18 号

こに政府側によって提示された「多層次社会保障」政策は、どのような経緯を経て、国家戦略レベルに登壇したのか、その政策過程及び政策選択の要因を整理していく。
１「多層次社会保障」政策の構築過程
中国の社会保障は、社会主義市場経済改革と共にさまざまな試練を受けながら約 40 年の歳月で模索されてきた。社会保障制度の改革は、市場経済改革に生み出された社会問題の受け皿として、さまざまな制限を受けながら慎重に進められてきた。その制限とは、改革の前期において、経済成長が最優先課題であり、社会的格差は市場経済の競争原理の下で避けられない問題との認識が社会にしみ込んだことが取り上げる。つまり、社会保障が果たすべき生活安定・向上機能；所得再分配機能；経済安定機能という 3 つの機能に対して、経済安定機能のみが認められていたのである。また、社会主義時期に行われた公費責
任で都市部の労働者及び家族らの生活を“ゆりかごから墓場まで”保障する福祉政策は、全面的に否定され、その政策の中にある公的責任や平等的な理念がその後の福祉政策に断絶される側面があった。国際社会における制限とは、中国が旧労働者保障システムから市場
経済のペースに合わせる社会保障システムに転換期する際に、ちょうど福祉国家の危機と福祉削減という「小さい政府」のサッチャリズムの流行に遭遇したことである。これは、国内の社会主義的な福祉政策への批判と重なった背景もあり、福祉財政を削減するという小さな政府の政策志向は、主な参照モデルとして活かされていた。
中国は目覚ましいスピードで経済成長を遂げ、世界第 2 位の経済大国となったが、貧富の差が広がり、若年層の生活に対する不安によってもたらした結婚難、出生率低下の問題などを考えると、社会保障が果たすべき生活安定・向上機能及び所得再分配機能は、十分に果たされてこなかったと、社会保障制度に問いかける声が上がりつつある。また、近年になって米中の摩擦、衝突は激しくなり、人権や生存権問題とつながる社会保障領域にも大きな影響を与えた。社会保障の再構築は、こうしたさまざまな制限の中に、独自な政策的文脈に沿って始まった。その政策の独自性が中国の大きな特徴と言えよう。
（１）世銀より提示された「多層次社会保障」の青写真「多層次社会保障」の概念は、世界銀行（以下世銀）から中国政府に取り込まれたと言われている。1980 年代後半から 1990 年代初頭にかけて、東欧の劇的な変化とソビエト連
邦の崩壊に伴い、世界の多くの後進国が市場志向の変革を加速させ、グローバル化したシ
ステムへの統合を深めていった。しかし、国民貯蓄の不足と年金基金の欠如という改革のジレンマに直面している後進国に対して、経済投資ための資金を捻出することは優先課題

86東アジア論壇 第 18 号となった。1994年に世銀は後進国における年金改革の試験を踏まえ、国際社会に「高齢者の危機の回避」（“Averting the old age crisis”）を題するレポートを提示し、多支柱モデルを達成するための具体的な進み方まで盛り込んだ。例えば、提唱した 3 層構造の年金体制や積立方式と年金管理の一部民間移行や｢積立方式｣への移行を前提にし、また、年金積立金を投資に充当することを通じて, 国の経済発展に寄与できるという提言は、市場経済改革の渦に置かれた中国にとっては好都合であった。
1993 年 11 月に第 14 期中央委員会第 3 回全体会議で採択された歴史的な「社会主義市場
経済体制の確立に関する若干問題の決定」の公文書において、「多層次社会保障」の確立という政策用語が初登場した。1994年以降、一部の地域で「積立方式」の個人口座による年金改革の実験を導入し、1997年に全国に展開された「都市労働者基本年金保険」の改革において、｢積立方式｣の個人口座が急速に普及した。社会主義時期に実施された伝統的な賦課方式は、公費負担増や企業・個人ともに逃避者が増える可能性も高いという懸念を抱えている政府が、資本市場を発展させるためには積立方式及びリスク分担の年金体制が必要あるという政策方針を選択した。その後、世銀 1994 年レポートに盛り込まれた市場原理主義は、世界的規模で論争を広げることになり、市場原理志向を痛烈に批判した学者が少なくなかった。実際、中国国内でも賛否両論が寄せられた。
その 10 年後、世銀は 2005 年レポートを発表し、新自由主義的なイデオロギーに触れることなく、実務レベルにおける５階建ての年金体系を構想し、諸国に示した。これまで世銀が推奨してきた３本柱の老齢所得保障制度は、賦課方式に基づく拠出年金制度（給付は定額でも所得比例でもよい）を 1 階部分として、個人勘定つきの積立型拠出年金制度を 2階部分としたのである。これは強制加入で制度の主軸となる。そして、３階部分は任意加
入の企業年金・個人年金となる提案と思われる。2005年案は、３本柱の老齢所得保障制度を基づいて、新たに非拠出の最低所得保障制度（ゼロ階部分）および医療・住宅サービスとインフォーマルな家族サービス（４階部分）を加えた。3
同じ年の 2005 年に中国国務院が公表した「企業従業員の基礎年金保険制度の改善に関する決定」においては、「多層次年金保険制度を確立するに当たって、条件のある企業は従業員のために企業年金を設立する」ことを明記した。4その後、任意加入の企業年金制

3

高山 憲之「年金に関する世界銀行の新レポート」『年金と経済』 24(2), 54-58, 2005-07

4

齊伝鈞「中国第三支柱養老保険作大作強的可能性分析」『工作論文』WP No.129-20210824 中国社科院

世界社保研究中心87東アジア論壇 第 18 号

度が一定規模のある企業に導入された。これは世銀 2005 年レポートの趣旨に呼応する形を取ったと考えられる。
さらに、中国では 2010 年に初の社会保障の関連法となる「社会保険法」が公布された。
その第 3 条では、
「体系性として社会保険制度は広く普及させ、基本を保障し、多層的な構造、持続可能という方針を堅持する」と定めている。本法は、多層次社会保障の構築に
法的な根拠を与えた。
そして、2013 年に『中国年金制度ビジョン』（China s pension System；A Vision）は、世銀の指導の下で完成した。2005 年レポートの主要執筆者の R. HolzmannR. Hinz をはじめとする 6 人のメンバーは、2009 年から中国国内の学者と連携を取って、４年間かけてこの政策案を仕上げた。この政策案は以上の経緯を踏まえ、3 階構造と 4 支柱より構成されるものであった。
3 階構造とは、第 1 階の公民基礎年金、第 2 階の社会保障基本年金、第 3 階の企業年
金＆個人年金となる。
「公民基礎年金」制度の構想は、65 歳以上の都市及び農村の貧困高齢者を対象として，拠出義務なしで資格審査を通じて給付を受け取るシステムである。財源は公費から負担する。
「社会保障基本年金」制度の構想は、各企業，公共機関，外資企
業，個人企業などに雇用された正規労働者、または非正規労働者、自営者などをカバーし、強制加入で確定拠出及び確定給付をとっている公的年金である。
「企業年金＆個人年金」
制度の構造は、私的な補足年金に位置づけられており、政府は税金優遇政策を提供し、任意参加で民間経営とするものである。4 支柱とは、65 歳以上の高齢者、正規被用者、非正規被用者、任意参加希望者という 4 つのグループから支える構造という。
表１ 多層次・多支柱「中国年金制度ビジョン」の構造
第 1階
公民基礎年金Pillar 1

第 2階
社会保障基本年金
Pillar 2

Pillar 3

対象者

65 歳以上の高齢者（都市及び農村）

各企業，機関などに雇用された正規被用者

個人経営者・非正規被
用者など

目的／特徴

最低保障
非拠出制

所得再分配・共同保険
強制／国営

所得再分配・共同保険
強制／国営

第 3階
企業年金＆個人年金
Pillar ４
希望者
貯蓄・共同保険
任意／民営

出所：沈潔「中国年金改革ビジョン』―世銀からの処方箋― 『週刊社会保障』NO2746 2013 年55

Dorfman,Mark C.；Holzmann，Robert など著『China s pension System:A Vision』 2013 年をも参考

88東アジア論壇 第 18 号

世銀が中国側と合意した上に書き出した「中国年金制度ビジョン」は、基本的に世銀2005 年レポートに掲げた 4 つの年金改革の目標や制度設定のあり方と合わせている。その4 つの改革目標とは、①十分な給付水準を持つ制度、負担可能な制度、持続可能な制度、頑健な制度であること、②改革後の年金制度はその給付額が社会的に見て妥当な水準を満たしていること、③老齢期に貧困に陥ることを防ぐだけの給付水準となっていること、④
所得代替率は生活水準の継続性や安定性を損なわない水準を確保出来ていることである。
「中国年金制度ビジョン」の中にその 4 つの目標が反映されていると言える。

6

以上のように、世銀に示された新しい年金の仕組みは、現行制度から新しい制度への移行に伴うリスクやコストを最小限に収める配慮があり、中国の実情に合わせた中国版の年
金改革構想であると言える。これは、年金改革が「経路依存性」を考慮すべきことや各国独自の歴史や文化、制度のオリジナルデザインを尊重するという考えもある。
2014年より、中国では世銀の新たな提案に沿う形で新たな年金改革が行われた。まず、別々に立てた都市と農村の年金制度を一本化し、「都市・農村住民基本年金」を創設した。
2015 年に、別々となった被用者基本年金と公務員年金を統合し、「都市職工基本年金」制度を創設した。また、2015年以来、社会保険の段階的な料金引き下げを継続的に実施し、税金、企業の保険料負担の軽減を通じて、加入者拡大の政策を実施してきた。これによって政府が運営する基本年金制度の基盤を整えた。
65 歳以上の高齢者及び貧困者を支援する公民基礎年金の創設について、提案通りに新設することができなかったが、その代案として 2014 年 2 月に「社会救助暫定弁法」を成立させて、全国的に統一された社会救助制度を整えた。
「社会救助暫定弁法」により、これまでいくつもの分野に分かれていた社会救助にかかわる制度を 1 つに統合し、5 つの新しい対応策を取り上げた。第 1 に、最低生活保障の対象者をはじめ、特別困難者、自然災
害罹災者、医療救助、教育救助、住宅救助、就職救助、臨時救助の各種の社会救助制度を「社会救助暫定弁法」の規則に基づいて統合した。第 2 に、都市と農村の戸籍を問わないものとした。第 3 に、最低生活保障申請者に対しては、収入審査だけでなく、財産審査も行うこととした。第 4 に、災害や大病などで一時的に生活困難となる世帯に対する臨時救助システムを創設した。第 5 に、社会救助に参加する企業は、政府補助金や税制優遇、税6

沈潔「中国年金制度改革ビジョン』―世界銀行からの処方箋― 『週刊社会保障』89東アジア論壇 第 18 号

金減免などの優遇対策を適用することとした。7以上のように多層次社会保障は、世銀の指導を仰ぎながら政府主導の下で、青写真から徐々に現実的な施策に形成されていった。
（２）第 14 次五ヵ年計画に盛り込んだ多層次社会保障の政策案
上述した 2021 年 3 月に打ち出した「国民経済・社会発展第 14 次五ヵ年計画と 2035 年までの長期目標要綱」に従って、人力資源社会保障部は、2021 年 6 月に「人力資源と社会保障の事業発展第 14 次五ヵ年計画」(以下「計画」)を発表し、2025 年まで「多層次社会保障制度」の充実に関する目標と指標を定めた。政策目標について、住民の皆年金・皆保険体制の確立；社会保障制度の充実と改善；社会保険の負担と給付のメカニズムの改善；社会保険基金に対する監督機能の強化；社会保障行政サービスの向上と、5 つの目標を提示した。
目標の達成度を測るため、具体的な指標の数値が取り上げられた。表２の通り。
表２ 2025 年まで多層次社会保障の指標
指標
基本年金保険の加入率 ％失業保険加入者数 億人
労働保険加入者数 億人
都市・農村住民基本年金保険基金委
託投資資金総額 億元
補足年金保険基金の規模 兆元2020 年
91
2.17
2.68
2077

2025 年
95
2.3
2.8
＞4000

属性
期待目標
絶対目標
絶対目標
期待目標

3.6

＞4.0

期待目標

出典：人的資源社会保障部は、「人的資源と社会保障の事業発展第 14 次五ヵ年計画」より作成

この「計画」では、これまで曖昧にしてきた幾つかの政策方針が明確に明示された。まず、社会保障における互助、自助責任を一層強化することである。例えば、個人口座（個人勘定）制度の標準化、精緻化により企業年金、個人年金の加入率を高めていくことが強調されている。また、年金基金の管理調達の権限をこれまで地方政府に委託してきたが、今後は国家社会保障サービスセンターを新設することにより、垂直的全国統合基金運営体制を確立し、裁量権を段階的に中央政権に引き渡すことになった。
第 14 次五ヵ年計画において多層次社会保障の政策案が国家戦略として位置付けられた
重要な背景には、今後、中国年金保険の受益負担バランスがますます悪化することが挙げ

7

労働政策研究・研修機構「社会扶助暫定規則」が施行―各種扶助制度を整備に参照。

https://www.jil.go.jp/foreign/jihou/2014_6/china_01.html

90東アジア論壇 第 18 号られる。社会保障政策的な介入がなければ、現在の収入と支出の赤字は、2028 年の 1181
億元から 2030年には 4422億元、2035 年には 1 兆 9 千億元、2040 年には 3 兆 8 千億元、2050
年には 6 兆 5 千億元と、高齢化の進展とともに年々拡大していく。2035-2050 年までに基本
年金保険は、各年の純累計収支の赤字が 86.8 兆元となり、GDP 比 28％にも相当する規模になると8、中国社会科学院社会保障研究センター長の鄭秉文が指摘している。

表３ 2017-2050 年中国第 1 階養老保険制度の収支差額の予測（億元）

出典：鄭秉文「面向 2035 和 2050：从負債型向資産型養老金転変的意義と経路」『工作論文』WP No.146-20211215

そして「計画」に基づいて各官庁が構想した多層次年金保険及び多層次医療保障の方案
は、以下に整理する通りである。

8

鄭秉文「面向 2035 和 2050：从負債型向資産型養老金転変的意義と経路」『工作論文』WP No.146-

2021121591

東アジア論壇 第 18 号

表４ 多層次年金保険の構造
第 1 階 基本年金制度
Pillar １

企業年金

Pillar ２

Pillar 1

名称

職工基本年金都市・農村住民基本年金

企業年金

対象者

各企業，機関などに雇用された正規被用者

個人経営者・非正規被用者など

各企業，機関などに雇用された正規被用者

目的／
特徴

所得再分配・共同保険
強制／公的

所得再分配・共同保険
強制／公的互助・共同保険任意／私的方式

賦課方式＋積立方式

賦課方式＋積立方式

現状

公的年金保険・加入者 4 億5600 万人（受給者 1 億 2800万人）
・積立金4兆8300億元

公的年金制度・加入者 5 億4200 万人（うち受給者は 1 億
6100 万人）で、年金積立金は9759 億元

積立方式
企業と個人が共同で拠
出・参加者 6953 万人・年
金積立金は 3 兆 6000 億元

個人年金
Pillar ４
商業保険・生命保険等
希望者
貯蓄・共同保険
任意／私的積立方式
個人貯蓄・民間生命保険など任意参加・税金優遇政策で対応
参加者数は不明。

出典：人的資源社会保障部は、「人的資源と社会保障の事業発展第 14 次五ヵ年計画」及び 2020 年度人的資源社会保障事業発展統計公報より作成

表４に示した現況の多層次年金保険構造を 2013 年の世銀案と照らしてみると、世銀案にある第１階の公民基礎年金が取り除かれたこと、第 3 階に統合されていた企業年金と個人年金が別々に立てられたことがわかる。その理由について、アメリカの公的年金の代替率は 39％で、企業年金や個人年金を加えた合計代替率は 71.3％となることが挙げられる。
ドイツでは、法定年金の代替率は 38.7％、企業年金の合計代替率は 50.9％である。両国とも企業年金のカバー率が 60％程度となっているのである。今後、企業年金のカバー率を60％以上にすることを目標とすべきである。目標達成のために、企業年金運営者の認可制度を緩和すべきであり、雇用主が単独または共同で企業年金制度を設立することを奨励すべきであると中国社会科学院世界社会保障研究センターに指摘されている。9
実は経済と労働市場の拡大とともに、企業年金の必要性が再認識されるようになり、
2004 年 5 月に「企業年金試行弁法」が制定・実施された。資産規模が十分でないことを勘案して 2017年 12月に人力資源・社会保障部と財務部は共同で新たに「企業年金弁法」（中
国人力資源・社会保障部第 36 号）を発布、2018 年 2 月 1 日に施行された。この中では企業年金は「基礎とする基本年金保険の補足年金である」10と明確に位置づけられている。
積立方式の企業年金及び個人年金が拡大させていく政府の意図が、将来の年金給付を確実

9

鄭秉文「面向 2035 年和 2050 年：从负债型向资产型养老金转变的 意义与路径」『工作論文』中国社会科

学院世界社会保障研究センター2021 年 WP No.146-20211215
中国人力資源・社会保障部と財務部は共同で公布「企業年金弁法」2017 年 12 月

1092

東アジア論壇 第 18 号に行うためには、年金資産規模を拡大し、年金原資を金融商品などで運用して、年金債務（将来の年金給付に必要な現在保有すべき額）を上回る年金資産を確保したいという意図が窺い知れる。
一方で、第 1 階基本年金の代替率を引き下げる必要があるという認識もある。現在、公務員の年金代替率は 80％程度と高く、企業の年金代替率は約 50％と、いずれも高い水準にある。企業年金や個人年金の加入率を増やすため、第 1 階の年金代替率を徐々に下げていく必要がある11と、学者に指摘されている。
そして、多層次医療保障の構造については、2020年に国務院が公表した「中共中央・国務院の医療保障制度改革の深化に関する意見」の中に多層次医療保障の基本的な考え方が、明確化された。今後の進み方としては、2025年までに健全な医療給付及び医療財政を支える運用体制を確定し、2030年までに多層次医療保障制度を確立することを明らかにした。
多層次医療保障体制は三層構造となる。第 1 階は公的医療保障制度であり、そのうち、基本医療給付水準となる「基本医療保険」に大病、難病など基本医療以外に特殊な医療給付となる「補充医療保険」がある。前者は主軸で、後者は文字通り補充医療制度であり、例えば、大病、難病の場合に高額な医療費にかかった者に適用される医療給付である。第2 階は、生活困窮層を対象とする無拠出の医療救助である。困窮のため最低限度の生活を維持することのできない方に対して医療の給付を行うものである。第 3 階は、
「商業健康
保険」
、
「慈善医療救済」から構成される。相互扶助理念に基づいた私的な医療保障システ
ムである。表３示されたように、5 つの支柱から構成された三層構造は、相互に連携し、ともに発展させるというものである。
表５ 多層次医療保障制度の構想
構造第３階
私的医療互助支柱なる制度
慈善医療救済商業医療保険内容
性格
慈善活動や寄付、相互扶助的な医療支援
私的
民間保険会社が取り扱う医療保険、疾病 私的保険、傷害保第２階
公的医療救助第１階
公的医療保険医療救助
補充医療保険

生活困窮層を対象とする無拠出給付
公的
公的医療保険加入者・基本医療以外の医 公私混合
療

基本医療保険公的医療保険加入者・基本医療保障

公的

出典：片山ゆき「中国、「医療保障法」制定へ」ニッセイ基礎研究所基礎研レポート 2021年 0907を参考作成

11

鄭功成「面向 2035 年的中国特色社会保障体系建設」『社会保障評論』2021 年 5 巻 1 期

93東アジア論壇 第 18 号

以上、述べたように「多層次社会保障」の政策案は、世銀 1994 年レポートの影響を受けて青写真の構想が始まり、中央政府の強力な推進体制の下で構築されてきた。しかし、その後に中国国内の政治経済の情勢に左右されて、政策の中身及び実施方法に関しては、世銀に掲げた 4 つの年金改革の目標に離れたことが多いにあると思われる。
「多層次社会保障」政策の特徴として、政策案がトップダウン方式で進められて、政府の一貫した立場が反映されたことが挙げられる。次に、発案の段階から新自由主義的な要素がはめ込まれたため、その後の展開においても「小さな政府」の政策志向に依存する傾向があった。但し、2000年以後、世銀に提唱された新自由主義的な路線に対して、国際社会からの痛烈な批判が浴びられて、中国国内においてもその批判的な声が挙げられていた。胡錦濤政権は、
高度経済成長の勢いを背景に、従来の経済優先一辺倒の政策から国民生活へ十分に配慮しようとする政策に改め，「適度普恵型」の福祉拡大政策を導き出された。しかし、給付が「適度の水準」に限りという政策に留まり、「小さな政府」の政策志向を超えることができなかった。
習近平政権の第 2 期には「国家ガバナンス」改革を積極的に行い、社会保障に対する国家権力の介入が強化された。これによって、制度の効率性の向上が改善されたが、社会給付における財政支出の国家責任が曖昧化されている。むしろ国家により保障の範囲を縮小する政策志向が明らかな形で示されるようになった。本来、社会保障問題に対応するためには、国家介入を強化すると共に、福祉財政支出に対して「大きな政府」を志向するケースが良く見られた。中国には、国家介入の強化を実施すると共に、自助努力がより強調されていたように見える。その狭間は、どうのように埋められるのか、今後の課題であろう。

２ 「多層次社会保障」を巡って学界の代案

社会保障改革は、社会保険の加入率において大きな成果を挙げた一方、貧富の格差が拡大しつつあり、国民の所得水準が依然として低いレベルにある。12「多層次社会保障」政策の形成過程から見られるように、給付水準の抑制という点で一

12

注、2020 年 5 月 28 日、全人代閉幕後に行われた李克強首相の記者会見において、国民の所得水準について記者に質問された際の李首相のコメントは「我が国の 1 人当たりの平均年収は 3 万人民元あたりだが、可処分所得が月 1000 人民元（約 1 万 5000 円）の低所得者が 6 億人にのぼる。月収 1000 人民元では、中級都市で家を借りることも難しい」という。

94

東アジア論壇 第 18 号

貫しており、社会保障の国家責任が矮小化され、自助・自立が全面に押し出され、公的責任から自己責任となりつつある政策方針は、社会問題を起こした起因であると学界から問われることが少なくない。
「多層次社会保障」の政策に関して、学界では賛否両論で、学者らがその代替案を模索しつつあった。今後の発展モデルについて、先進諸国にも注目される理論は、中国においても議論が交わせ、新自由主義に傾斜するのか、社会民主主義に傾斜するのか、または福祉社会モデルなのか、福祉国家モデルなのかが、議論の焦点の一つである。ここに代表的な言説を解釈してみる。
１）中国特色的な「福祉社会論」
2008 年に中国社会保障学会研究グループは、208 名の学識者と 218 名の社会保障行政官
による共同研究成果の「中国の社会保障改革と発展戦略-概念、目標、行動計画」報告書が公刊された。13その中に福祉社会の実現が将来的な目標として明確に打ち立てられた。
その目標を実現するには、三つのステップを乗り越えれば、福祉社会に邁進することが可能である。第一ステップは、社会保障の整備により、新自由主義的な政策の行きすぎに生じた貧困問題を解決し、基本生活を保障することである。第二ステップは、2020年までにほどよい豊かさの生活（小康生活）を実現すると共に、その生活を支える社会保障制度の基本的な骨組を確定することである。2021 年より第三ステップに入り、建国 100 年の節目
である 2049 年までに全国統一的、持続的な社会保障制度を実現し、給付水準をさらに引き上げ、また、すべての人が利用できる公共福祉サービスを充実し、中国特色的な福祉社
会へ邁進することが可能である。14また、「福祉社会とは、かつての社会主義そのものが福祉社会であり、誰もが安全、平等、自由、尊厳を享受すべき、また享受できる社会であるべきだ」。 「経済発展の究極の目的は、人々の暮らしに貢献すること、より良くすることであり、それ以外の目標が何もない」。15中国は、人口の多さと不均等な発展という現実から、福祉国家の道を歩む可能性が低いだろう、ただし、国家（公助）、社会保険（互助）、家族（自助）の組み合わせによって構成される中国特色的な福祉社会の路線が唯一の選択肢であると主張する。16
13

研究プロジェクト代表者は中国社会保障学会長、人民大学教授、中国人民代表大会常務委員の鄭功成氏

だった。
14

鄭功成「中国何時歩入福祉社会？」2008 年 11 月 26 日人民日報海外版

15

鄭功成「2049 年中国将進入福祉社会」、2010 年 03 月 03 日財経国家週刊https://news.qq.com/a/20100303/002355.htm
16

2012-11-20 鄭功成「将人民引領到中国特色的社会主義福祉社会」『光明日報』2012 年 11 月 20 日

95東アジア論壇 第 18 号

この福祉社会論は、ユートピア社会主義的な発想が色濃く残されたが、社会保障の給付
は、国民に健やかで安心できる生活を保障することを目的として、公的責任で生活を支える給付を行うべきである見解であった。福祉社会論は、国家財政、社会保険の共済、家族・地域の相互扶助の組み合わせによるというミックス福祉の考えが、多層次社会保障と重なる部分がある。異なる点は、人々の安全、平等、自由、尊厳を支えられる給付水準の達成に国家財政における責任が避けられないとの立場だった。
２）北欧の福祉国家支持論
2008年の欧州債務危機以後、高福祉国家への批判はピークに達し、中国にも福祉国家の高福祉は、経済の停滞や経済危機をもたらし、否定的な視点で捉えることが多かった。しかし近年、北欧諸国の福祉国家に対する否定的意見を肯定的に見直す傾向が生まれた。福祉国家モデルを中国に取り入れる可能性があるという意見が多数出てきたのである。主な見解は、「福祉国家の成り立ちは、必ずしも経済が高度な発展した状態で成立したわけではなく、国民の社会的権利を重視することが原則である」。我々の「後進国にとって、福祉国家の確立は決して手の届かないものではない。中国は、自分の特徴を生かしたことにより、福祉国家への道を歩むべきものである」。17
国家高層シンクタンク専門家の蔡昉18は、かつて私たちは福祉国家をマイナスに捉えていたが、実際にはどの国も近代化の過程の中で福祉国家を建設することが避けられないのだ。19また、「ゆりかごから墓場まで」の北欧の福祉国家は、全員参加型の福祉政策を実施しており、我々が学ぶべきである。フィンランドやスウェーデンの国々は、長年にわたって世界一の革新政策を積極的に取り入れ、高い競争力を維持してきた国でもある。福祉水準が高いほど労働生産性が高くなる。これから我々が北欧福祉国家モデルに対する正しい理解を求め、学ぶことを再考すべきである。中国では、一人当たりの GDP は、1 万米ドルを超えたところに、現在から 2035 年までの間、社会支出をより拡大し、社会福祉水準を向上し、また、国民一人ひとりのライフサイクルにおける所得再分配をより円滑にする
公共政策を積極的に進めれば、中国特色的な福祉国家の建設が可能である。2017

楊 立雄（人民大学社会保障研究センター教授）「福祉国家：認識誤区」『広東社会科学』2018 年 4 期

18

蔡昉,元中国社会科学院副院長；中国社会科学院国家高層シンクタンク首席専門家；中国中央銀行貨幣政策委員会委員、中国人民代表大会委員
19

蔡昉「当前発展階段的一個重要任務是中国特色的福祉国家建設」（中新社）腾讯网
https://xw.qq.com/cmsid/20210724A053L300
20蔡昉：「建設福祉国家、防止未富先滞」『広観経済知庫』2021.7.26

96東アジア論壇 第 18 号

北欧が福祉国家として注目されているのは、やはり世界的に見ても社会保障制度が充実しているからである。北欧福祉国家モデルを提唱する学者らが、福祉給付水準を高め、公的責任で国民生活を支える政策を支持する立場である。

3 その他の言説

A. ギデンズ（AnthonyGiddens）が『第三の道』のなかで示していた着想に対しては、若手研究者の間で関心が高い。彼らは、保守的な一極集中政策、または急進的な政策を警戒し、限定的な国家介入及び限定的な市場規制の組み合わせを望ましいと考えているようである。21そして、社会福祉における国家、社会、個人の責任のバランス、そして社会福祉の水準と経済発展の水準のバランスを均衡的に取ることが、社会保障政策の基本的な命題であると指摘する。
「第三の道」の福祉思想は、欧米諸国の社会福祉制度の改革に重要な影響を及ぼしており、中国においても参考に値する。22
社会的投資政策が重要と主張する学者が、市場化を推進する新自由主義的福祉国家改革への批判を前提に、福祉国家に関する議論及び権利意識や再分配パラダイムの概念を超えて、社会的公正と成長効率の調整・均衡が今後の国家の中心的な課題となっている。国家を中心とする生活保障の機能が弱体化したことに代わって、政府部門や営利部門、非営利部門、インフォーマル部門それぞれに生活保障にかかわる機能・役割の見直しを模索しなければならない。他国の社会的投資政策は、中国の社会保障制度の改革に参考を与えるものである。23以上の問題提起は、いずれにしても「多層次社会保障」政策の限界を見極め、代替案として取り上げた提案と思われる。

二、 社会保障改革の実践とその特徴

http://www.yidianzixun.com/article/0W5k0S4y?s=op398&appid=s3rd_op398
21

汪華「超越左与右，吉登斯第三条道路机器社会投资思想论略」《理论月刊》2012 年第 3 期

22

丁建定・裴黙涵「第三条道路福利思想主張的発展」社会保障研究 2020 年 6 期

23张思齐「社会投资理论国外文献综述」『労働保障研究第三回会議論文集』2019 年 12 月 13 日

https://xueshu.baidu.com/usercenter/paper/show?paperid=1q5e0gf0cm7k0jg073770m10jp328843

97東アジア論壇 第 18 号

社会保障制度政策の策定過程及び理論背景の分析より、分かったように中国の社会保
障は、諸外国の制度政策を積極的に学習・選択し、制度政策の骨組みは急速な変貌を遂げた。但し、社会保障における国家の介入度合いや介入手法としては、中国特色の側面が現れている。以下に国家介入の視点で社会保障改革の実践を、国家責任の後退期、国家責任の回帰期、国家ガバナンスの強化期に分けて、その改革の経緯及び特徴を検討する。

１ 市場化改革へ：国家責任の後退

1993～2008

１）社会保障の民営化改革
上述したように 1993 年 11 月に第 14 期中央委員会第 3 回全体会議に採択された歴史的な「社会主義市場経済体制の確立に関する若干問題の決定」の中、「多層次社会保障システムの確立」という構想が明示された。本格的な社会保障改革は、この時期から序幕が開かれた。
1990年代に入ってから市場経済の改革開放は、経済のグローバル化や産業構造の変化への適応を迫られ、改革のテンポが一層加速された。その結果、大量の失業者が国有企業から放出され、貧困問題は深刻な社会問題となった。被用者を主な対象とした従来の労働者保障制度は、市場経済改革にもたらされた広汎な社会問題に対応できず、社会保障制度への転換が求められた。この時期の改革は主に二つの目標を目指した。社会主義計画経済に対応した労働者保険制度は、基本的に公費負担で加入者に保険料が課さず、無拠出制だった。そして、住宅、医療、教育などの福祉サービスは、基本的に公費で賄って無料だった。
当時の改革は、保険料の無拠出から政府、企業、個人の共同拠出に転換することであり、これが一つ目の目標であった。二つ目には、年金、医療の給付を公費負担から公費・企業・個人の三者負担へ、福祉サービスの供給も公的部門から市場化、民営化へ移行することであった。1997 年に「都市職工基本年金保険」、1998 年に「都市職工基本医療保険」が創設された。次に、失業者の当面の生活を支えるべく 1999 年に「失業保険」制度が、創設された。なお、失業状態にある長期失業者等を受け止めるべく、同じ年に「都市住民最低生活保障」（以下、公的扶助）制度が新たに作られた。社会保険制度及び公的扶助制度の創設によって都市に限定されたものではあったが、最後の砦である公的扶助制度及び予98東アジア論壇 第 18 号

測できない生活上のリスクに備えるための公的年金制度が成立できた。24これらの改革によって、国家は従来のすべて公費負担の重荷から解放された。但し、制度移行によって創設された新しい社会保険制度は、農村戸籍をもつ者たちが従来のままで排除されていた。
市場経済の農村地域の浸透によって病気が貧困の最大の要因となっていた農民にとって医療問題は深刻であった。農村地域の貧困問題に対応するため、2003年以後、農村住民の医療衛生問題に対応する新型農村合作医療制度が確立され、農村住民を対象とした最低生
活保障（公的扶助）制度も 2007 年に全国で実施された。また、農民らの年金に関しても
新型農村年金保険制度が 2009 年あたりから導入され始めた。膨大な農村人口を抱える中国は、農民を対象とした社会保障制度の骨格がこの時期になって創設された。
２）市場化改革期における特徴
この時期の改革では、いくつかの特徴が見られた。
第１に、市場化、民営化の推進により、国家責任が大きく後退したことである。創設された年金保険と医療保険は、従前の完全賦課方式(DB 型) から, 社会プール基金による賦課方式と個人口座による積立方式(DC 型) の併用方式に転換し、個人口座制度の導入は、自
己責任、自助努力の対応策だった。
第 2 に、年金と医療保険の収支運用責任を各省・自治区・直轄市・県の地方政府に転嫁し、中央政府の財政責任を大幅に縮小させた。医療福祉サービスの供給は、従来の公立体制から民営化へ転換した。このような社会保障の市場化、民営化が行き過ぎたことにより、所得格差の拡大問題が深刻になりつつあった。
第３に、この時期の社会保障は、貧困対策の一環として「最低限度の保障」に限られて、給付水準が極めて低い段階に留まっていた。その対策の不十分により、貧困問題の長期化、慢性化が広範囲に蔓延していた。

２ 「最低限度の保障」から「適度な普恵型保障」へ：国家責任の回帰
2009 年～2018 年
１）「適度な普恵型」政策への転換理由
2008 年に世界的な金融危機に見舞われて、先進諸国においては、失業や貧困の増大

24

田多英範「序章」『ポスト改革期の中国社会保障はどうなるのか』沈潔・澤田ゆかり編著『ポスト改革期の中国社会保障はどうなるか』2015 年ミネルヴァ書房

99東アジア論壇 第 18 号に対応して、福祉の受給者や貧困層を就労へと方向づけていくことが目指されるとともに，福祉や医療，教育にたいする財政支出はある程度増額された。多くの国は、急進新自由主
義の「小さな政府」の政策を反省し、国家が積極的に社会問題に対処する責任を認め，経済成長と歩調を合わせた公共支出の拡大を容認していた。
この時期の中国では、世界的な経済危機の中で経済成長を続けてきた。2011年に中国の名目 GDP は、日本を上回り、世界 2 位となり、先進諸国を代表とする福祉国家が抱えている財政の圧迫危機と異なる風景であった。しかし、中国が抱えている深刻な問題は、持続的な経済成長を達成したものの、住民の生活水準に大きな変化が見られず、貧富の格差がますます広がっていったことである。中国社会科学院に公表されたジニ係数の推移によれば、1994年頃に、ジニ係数は初めて警戒線の 0.40を越え、社会全体に警鐘を鳴らした経緯があった。その後、一時的低下させたが、まもなく再び上昇し、2010年の時点にすでに0･53を越えた。この十数年の間に所得格差がここまで広がったのはなぜか。原因の一つは、社会保障政策の歪みから、格差の是正ではなく拡大を促していたと社会に認識された。
2008年頃より、国際社会の動向を参考しながら、胡錦濤政権は「和諧社会」の構築という政策理念を打ち出して、社会保障政策を所得再分配に重点を置く、年金や医療保険制度
を無年金、無保険の人々までに普及する中国版の皆年金・皆保険制度を立ち上げた。それと同時に社会保険対象者の拡大、給付水準の引き上げ、財政支出の増加における国家責任が明確になった。これらの変化は、1960年代の日本の高度経済成長期における「皆年金・皆保険」を思い出させるような出来事である。25
２）国家責任の回帰の成果
2008年末には、中国の社会保険各制度の基本法となる「社会保険法」の草案が公開され、2010 年 10 月に「社会保険法」は成立・公布された（2011 年７月１日施行）。これまでは社会保険制度に共通する基本法がなく、同法は初めて確立された社会保障の法律であった。
同法は、住民が国ならびに社会から生活支援を受ける権利を保障すべきことが初めて明記された。一方で、基本年金、基本医療、労災、失業、出産といった５つの社会保険に関する加入対象、加入手続、保険料負担、保険待遇、加入義務などを規定している。そのほか、社会保険制度が戸籍及び職業によって都市部と農村部の対応を異にすることも法律上で容25

于洋「ポスト改革期」の社会保障行財政」沈潔・澤田ゆかり編著『ポスト改革期の中国社会保障はどうなるか』2015 年ミネルヴァ書房

100東アジア論壇 第 18 号

認することを明らかにした。これは、「多層次社会保障」政策と呼応するためだった。
この時期の改革は、これまでの社会保障で排除された農民、農民工、自営業者らを社会保険制度内でカバーすることにより、都市部と農村部の住民基本保険制度を一元化させる
ことを重点に置いた。医療保険制度の普及に関して、2007 年に、「都市住民基本医療保険」制度が創設された。医療保険にカバーされなかった小学校から大学までの学生と 16 歳以下の児童、その他の都市従業員基本医療保険制度に加入していない非被用者が対象であった。2016年以後、都市の非被用者「都市住民基本医療保険」と「新型農村合作医療保険」（2003 年創設）を統合し、新たに「都市・農村住民基本医療保険」を創設した。
年金保険制度の拡大に関して、2009年に「新型農村社会養老保険の試行に関する指導意見」、2011 年に「都市住民養老保険の試行に関する指導意見」という施策に従って、一部の地域で試験事業が実施し、年金制度に排除された農村及び都市の非被用者のための年金制度のひな形を作り出した。2014年に国務院が公布した「統一した都市・農村住民基本養老保険制度の構築に関する意見」に基づいて、都市と農村の両制度を統廃合し、「都市・農村住民基本年金」制度を新設した。都市部の 16 歳以上（除く学生）の住民（都市又は農村戸籍）の非被用者は、都市住民か農村住民かにかかわらず、同等の条件で同じ年金制
度の枠組みの中で対応することができた。無保険、無年金の非被用者を対象とした両制度
は、保険料の設定と財政拠出方式を同様に設定したため、都市と農村における受益と負担の格差がある程度緩和された。
社会保険加入者の拡大戦略改革の実施により、達成された成果は以下の通り（表６）である。2010 年には、会社員・公務員が主な対象とする職工基本年金の加入者は 19,402,3 万人に対して、2017 年に 29,268,0 万人にのぼった。非被用者を主な対象とした「都市・農村
住民基本年金」の増加が激しい。2010 年の加入者はわずか 7,414,2 万人、2012 年に飛躍的に 34,987,3 万人を超え、2013 年にピークの 35,982,1 万人を突破した。4 年間という短い期間の中で 2 億 8 千万あまりの加入者が増えたことが、政治的な動員が背景にあることが否定できない。2017 年まで年金給付受給者を加えて、合計加入者数は 91,549,0 となる。

101

東アジア論壇 第 18 号

表６ 年金加入者推移
年別2010 年
2011 年
2012 年2013 年
2014 年2015 年
2016 年2017 年

職工基本年金加入者数
19,402,3
21,565,0
22,981,1
24,177,0
25,5310
26,219,0
27,826,0
29,268,0（万人）

城郷住民基本
年金加入者数
7,414,2
24,025,7
34,987,3
35,982,1
35,794,5
35,672,035,577,0
35,657,0

合計加入者数
35,984,1
61,573,7
78,796,3
81,968,1
84,231,9
85,833,0
88,777,0
91,549,0

出所：何文炯「改革開放 40 年：中国養老保険回顧与展望」『教育と研究』2018 年 11 期
人力資源と社会保障事業発展統計公報 2010 年～2017 年

2011年より非被用者を対象とする年金、医療保険制度の普及に従って、社会保障の支出は増加していく傾向であった。
（表 7）中国の社会保障費の規模は拡大を続け、2008 年に 1
兆 8922 億元に、加入者が増加しつつあった時期の 2015 年には、7 兆 8735 億元となり、2014 年に比べて名目上で 22.3％の増加が見られる。社会保障費の対 GDP 比は 2008 年の5.9％から 2015 年の 11.5％と着実に増加し、一人当たりの社会保障費は増加を続け、2015
年には 5742人民元に達し、2008年に比べ名目上で 21.7％増となる。極めて高いと指摘されている。26 一方、都市・農村住民の基本医療保険及び基本年金保険の財源負担に関して、2009年から公費負担が始まり、社会保障支出に占める公費支出の割合は、非被用者に対応する新制度が開始時期の 2011 年に 46.6%を超えるようになり、その後も高い水準に留まっている。2017年時点での中央・地方政府から公費負担の内容を種別で見ると、年金制度に向けの公費負担は、およそ全体の約 6 割を占めており、医療保険に向けての公費負担は、非被用者に対して全体の約 4 割を占めて、都市部の被用者には 1.6％であった。27

26

同上

27

片山ゆき「中国 2025 年問題」人口、財政、社会保障関係費の三重苦ニッセイ基礎研究所 基礎研レポート㊱102東アジア論壇 第 18 号

表７ 社会保障支出状況（2008～2015 年）28
年

2008
2009
2010
2011
2012
2013
2014
2015

社会保障支出（億元）

社会保障支出に占社会保障支出対 一人あたり社会
める公費支出の割GDP 比（%） 保障支出（元）合（％）

18922.3
23651.1
28737.936271.2
43295.2
56174.864388.878735.1

5.9
6.8
7.0
7.4
8.0
9.4
10.0
11.5

1428.51776.62148.32698.53205.44138.54719.75742.0

41.4
42.3
43.6
46.6
45.5
40.5
39.0
37.9

注：2017 年価額で計算；2008 年データに住宅補助が含まれず；2008 年―2009年データに障がい者事
業費が含まず、2008－2012 年データに住宅基金の支出が含まず

出典：国家統計局社会支出統計指標及び可行性研究課題組「我が国と OECD社会保障支出の比較分析」2017.09

３）社会福祉サービスの供給について
1990 年代以後、福祉サービスは、市場化に委ねられ、有料化の供給が先行していた。
2010年以後、公的な介護サービス供給の可能性が検討されはじめ、2016年より政府主導の介護保険制度のテスト事業は 15 都市で始まった。
「介護保険試行制度の拡充に関する指導意見」29によると、テスト事業の資金調達に関して、手を挙げた地方政府に一任し、制度の自主運営、制度の自主設計という原則で進めることが求められている。資金調達については、15 都市の運用状況から見れば、ほとん
ど医療保険基金を主な財源として、その上、個人負担及び地方政府の財政補填により進められている。当初 2020 年末の全国導入の見通しだが、財政的な問題で見送られ、2025 年まで先延ばしとなった。財政的な問題とは、介護保険の財政負担に対して、中央政府が主要な責任を負う約束がしないことに生じた難航と思われる。将来的には、多層次介護保険制度を独立した社会保険として制度化される見通しである
そのほか、2007年から一部の都市で自主的に在宅高齢者介護手当の給付制度を実施した。
2014年に財政部、民政部など連名で「関与建立経済困難的高齢、失能老人老年人補貼制度

28

国家統計局「我が国と OECD の社会保障支出の比較分析」“社会支出統計指標及び実現可能性研究プロ

ジェクト報告書 2017.09
29

2016 年に人力資源社会保障部より「介護保険制度試行に関する指導意見」、2020 年に国家医療保障局より「介護保険制度試行拡大に関する指導意見」を発行した。

103東アジア論壇 第 18 号

的通知」を発出し、貧困高齢者を対象とした国レベルの高齢者介護手当制度を創設した。
但し、具体的な給付内容や給付水準に関しては、各省の地方政府に任されているため、給付内容は省により異なる。
４）社会保障拡大期における特徴
市場改革期と比べて、この時期には以下の特徴が見られた。
その 1 に、経済成長期の勢いを乗せて、社会保障関連費用の総額が急増していることが挙げられる。これは、経済成長期によりもたらされた所得格差などの社会的不公平を公費負担の増大で是非することが社会全体にも求められ、社会保障がそれに応えるよう展開したのである。その政策志向は「救貧」から「防貧」へ、「最低限度の保障」」から「適度な
普恵型」保障へ移行することができた。
その 2 に、市場化改革期では生活困窮対策が中心であったと言え、この時期は社会保険
方式を中核として発展を遂げた。非被用者をカバーする地域型の都市・農村住民の年金保険及び医療保険制度が普及され、すでに確立された被用者の職域保険体制を加えることにより、中国版「皆年金・皆保険」の実現が可能になった。但し、数の量的拡大は必ずしも質を伴うものではなかった。例えば、地域型の年金保険と医療保険制度は強制ではなく、任意参加であり、給付も安定した生活を保障する水準までほど遠い。地域型保険は，雇主負担が得にくいなど、保険料の調達は容易でなく，公費への依存度が高いことも今後の課題である。
その 3 に、市場化改革期に社会保障財政負担における国家責任が大幅に後退したことに対して、この時期には国家責任に回帰する傾向が見られた。しかし、条件付きの国家責任であり、介護保険のテスト事業の展開に現れたような国家責任が不在の問題は、今後もありうると思われる。

３ 社会保障の質の向上：国家ガバナンス革新期 2018 年～現在

社会保障は中国の現代社会にとってすでに不可欠な危機管理システムとなっている。これに代わりうるシステムが見出されない限り、今後も量的、質的の両面において新たな観点から検討を加えられながら、その機能を高めていくと考えられる。30市場化改革以来、

30

泉谷 周三郎、姜 泰権「福祉国家論における日本社会保障」59p 横浜国立大学人文紀要 p59, 1991-10104東アジア論壇 第 18 号

社会保障は、常に新しい制度政策を作り続けてきたが、制度の分立化や低効率の問題が、この時期になって浮き彫りとなった。既存制度の改善と最適化は、この時期に行った社会保障のガバナンス改革の主な目的であった。
社会保障領域のガバナンス改革は、2014年頃より問題提起されはじめ、2018年に入ってから改革が本格化された。これまで地方政府や各官庁によって作り出した制度政策を、中央レベルに統合する動きが注目される。改革の手法は、「頂層設計」（グッドデザイン）だった。
「頂層設計」とは、従来に各地方政府および各部門に委ねていた政策策定の権限を中央政府に引き渡し、上層部により統括的に策定する意味を持つ政治的な概念である。社
会保障領域では、いままで積み上がった既存制度の不備などを改善しつつ、系統的、統一的に再構築することとなる。
１） 中央調整基金制度の創設
2018 年 6 月に中央調整基金制度の設立が実現された。31中央調整基金制度の創設の趣旨
は、改革初期に、年金保険や医療保険の基金運営と管理は、業種毎の運用で省の下位レベ
ルでの市や県政府に権限を与えた。その後、各市や県の管理により、保険料率や給付水準等の地域差異が多いこと、年金情報の管理も不祥事が多発したことなどに鑑み、省レベルまでに統一が図られてきた。しかし、広東省や浙江省等の沿海地域と上海や北京の大都市
では、若年労働者が多く、年金給付者が少ないため、年金基金の余剰金が高い水準に維持されている。貧困地域の青海省やチベットは、中央財政への依存度が高くなっている。従来の国有企業の重鎮地では、年金加入者が少なく、年金給付者が多いため、年金基金が枯渇状態に陥り、年金給付の支払が出来なくなっている地域が出てきた。省レベルの取り組
みだけでは、地域間の格差など諸問題の解決が難しく、全国レベルでの調整を行う必要性が出てきた。
中央調整基金の主な対象は、職域保険の「職工基本年金保険」のみであった。具体的な調整方法は、各省の年金基金から、年金加入者数や従業員平均賃金等を元に算出された上納金を徴収し、中央調整基金より各省の定年退職人数等に基づき、各省の年金財政状況に応じて再配分する。算出方式は、各省の従業員の平均賃金の 90%と在職して保険を加入すべき人数に基づいた交付額を計算する基数として、交付比率が 3%から開始し、段階的に引き上げる方法を取っている。

31

2018 年 6 月に国務院は、『企業従業員の基本年金保険基金の中央調整制度の構築に関する通知』を発表

105

東アジア論壇 第 18 号

また、年金基金の枯渇状態を緩和するため、国務院は 2017 年 11 月に「一部国有資産の社会保障基金への繰入実施案」を発表し、中央と地方の国有大中型企業を主な対象として、
繰入比率を企業の国有株式の 10％にすることを明らかにした。
社会保障ガバナンスの革新を通して中央主体の調達体制が確立された。これは、各地域からの基金の徴収・配分、管理および財政補助などを統一に規定できることにより、給付水準の地域差を緩和させることや持続的な年金制度の効率的な運用を期待している。しかし、地方政府の年金基金に対する調達権限は、中央政府の強権を抑制する意義を持つ観点から見れば、今回の改革によって地方政府のその権限が大いに弱められた。
２）国家医療保障局の新設
2018年７月に社会保障行政改革の一環として、国家医療保障局が新設された。これまで分散していた人力資源・社会保障部に所管する都市部従業員及び住民の基本医療保険と生育保険、衛生・計画生育委員会が所管する新型農村合作医療、民政部の医療救助、国家発展改革委員会の薬品と医療サービス価格管理の業務は、国家医療保障局に集約されることになった。国家医療保障局の新設は、欧州諸国の医療制度改革に学び、医療費抑制政策としては、従来よりも強い国家の統制の下で、医療給付の良質性や効率性に踏み込んだ給付のコントロールを狙う目的に基づいているようだ。
2019年から国家医療保障局の下で、分立されている都市・農村住民基本医療保険制度の統合作業が進められた。都市と農村の制度が分立しているため、都市と農村の間で往復している出稼ぎ農民工は、制度から抜け落ちたことが多発しており、今回の統合により事前に防ぐことが可能となる。また、都市への出稼ぎ農民工や流動人口の他地域受診や転院などの問題が解決される見通しで、医療給付の効率性や公平性における効果も期待できる。
３）「医療保障基金使用監督管理条例」の実施
2020 年までに医療保険加入者数は 13 億 6,100 万人に達し、加入率は 95％以上で安定的に推移している。そのうち、非被用者の「都市・農村住民基本医療保険」の加入者は 10 億1700 万人に上り、全体加入者の 74.69％を占めている。また、成人、小中学生、大学生、年金受給者など、いくつかのグループに分けて、それぞれ保険料率や適用範囲が異なる。
32この複雑な医療保険仕組み及び多様な医療供給機関に対する不正行為予防及び事後の処罰制度は、不完全のため、医療保険金の不正受給などが多発している。2018 年から 202032

「医療保障発展国家統計公報」によると、

106東アジア論壇 第 18 号

年にかけて 86 万件の不正受給行為が摘発されて、ここから 348 億 7500 万元の不正受給保険金が回収したことが報道された。33
こうした医療保険金の不正受給を是非するため、2021年２月に国務院が「医療保障基金
使用監督管理条例」を発令、5 月に実施した。その中で、中央政府は医療保障基金の運用
監督、違法行為に対する監督を強化し、効率を高めており、医療保障における国民の正当な権益を保護するために法的根拠を提供するものと評価できる。また、医療保険財政の使途の監督・管理のための制度政策を構築し、法律違反に対する処罰を強化するなどを明らかにした。

２ ガバナンスの革新期の特徴

ガバナンスの革新は現在進行中の状態であり、これからも続いていくと予想され、社会保障の効率が確実に上がっていくものと思われる。現段階の進行状況から見えた特徴と言えば、まず、「頂層設計」政策のプロセスを通じて、社会保障資源の再分配の権限が急速に中央に集中されたことが挙げられる。市場化改革期では、民間や市・県レベルの地方政
府に一定の権限を与えたが、現在では、その資源再分配の権限を中央が取り戻しつつある。
社会主義時代に活かした計画経済の利点を生かしていく動きがあるように見える。そして、市場化改革以来、社会保障は常に新しい制度政策を作りだして、模索を続けてきた。一方で作り出した制度政策に整合性が欠けており、その制度政策の分立化や流動化によりもたらされた低効率の問題が深刻となってきた。ガバナンスの革新は、既存制度の改善と最適化にし、量的、質的の両面を高めて安定的な制度政策を確立しようという考えが明確になった。最後に、少子高齢化の急速な展開による社会保障関係給付の増加が懸念し、国家介入の強化を実施すると共に、自助努力がより強調されていたように見える。

33

公安要闻 发布时间：2021-10-08 公安部通报会同国家医保局、国家卫健委联合部署开展依法打击欺诈骗保专项整治行动的工作举措和成效等情况https://app.mps.gov.cn/searchweb/search_new.jsp

107東アジア論壇 第 18 号

おわりに以上の考察を踏まえて、今後の社会福祉の在り方を少し展望していきたい。
まずは、「多層次社会保障」の行方は、どのように変わっていくか。既に述べたように、
政府版の「多層次社会保障」政策は、福祉国家の危機やソビエト連邦の崩壊及びサッチャ
リズムの思潮が同時に進行する激動時代の下で、発案したものであった。当時の中国を含め、多くの後進国が経済グローバル化したシステムへの統合を深める段階で、国民貯蓄の不足と年金基金の欠如という改革のジレンマに直面し、経済投資のための資金捻出ということが優先課題となった。また、世界銀行や国際通貨基金（IMF）の指導の下で、「多層次社会保障」政策に新自由主義的要素を取り込んだことになった。このような経緯を持っていた「多層次社会保障」政策では、その時代の痕跡が政策思想の深層にまだ生きていることが否認できない。但し、その後の改革を経て、多層次という枠組自体は、崩れなくでも、その制度政策の中身が成熟し、大きく変貌した。今後も社会保障の財源における公費負担の拡大と充実が実現できるような変化が期待したい。
また、中国版の皆年金・皆保険という社会保障拡大時期では、日本を中心とした東アジ
アモデルは、中国に大きな影響を与えたと思われる。政府は、経済高度成長期の勢いに乗って、社会保障財政の導入を急速に拡大し、今まで年金や医療保険に無縁だった住民に基本な社会保障を与えた。国家財政がこれを支えることが可能になった。その時期に得た経験は、政府に自信と実力をつけたため、それを社会保障ガバナンス革新につながっていたと思われる。現在に進行しているガバナンス革新は、恐らく二つの目標を目指していると思われる。その１に、社会保障のガバナンス革新を通じて、国家と市場の新たな均衡点を探ることである。これまで社会保障に関して、年金・医療の財政負担及び管理運用が市、県レベル政府責任に委ねて、また、「個人口座」を設けて、公的年金の私有化を試す、医療福祉の公共サービスが民営化の路線を取った。この時期に行ったガバナンス革新は、社会保障の市場化に頼り過ぎたところを見直し、国家が障資源の再分配や所得再分配の権限を強化することで、市場と国家の新たな均衡的な関係を再建する意図がある。その２に、国家と社会の新たな均衡点を探ることである。現段階の中国社会保障は、経済の統制、社会の統合にとってすでに不可欠な危機管理システムとなっている。特に人口の流動化、福祉ニーズの多様化に対応することに当たって、社会の統合をはかる社会保障の量的、質的の両面のガバナンス革新が求められている。言いかえれば、社会保障の量的、質的の高め

108東アジア論壇 第 18 号

ることは、国家権威を高めていくための不可欠な要件になったのである。今後も社会保障の機能を高めていく模索が続いていくと思われる。
最後に、中国の社会保障は、何をモデルにし、どの方向に向かって進めていくのかに対して述べていく。中国の社会保障改革は、世界諸国の社会保障改革の影響を多分に受けており、国際的な流れの一部として展開されてきた。つまり、対外にオープンしている。また、その社会保障は、中国全土を対象とした制度になりつつあり、権利として体系化された福祉サービスの利用もできている。社会保険は広く国民をカバーするものの、行政による保障や給付については、給付水準がまだ低い段階であるが、一定限度の保障もできている。一方、多様な福祉ニーズに対応するために社会福祉供給体制などについては、市場原理・非営利組織との協働や、私的保障といった多層的な構造を取っている。つまり、市場や非営利組織、個人による自助を積極的に取り込むことで、制度を持続可能なものとし、給付の十分性を確保していこうと努力している。これは、諸国の社会保障が向かっている
方向性に基本的に合致している。今後も中国は多くの国が目指している社会保障の①生活安定・向上機能、②所得再分配機能、③経済安定機能を徐々に向上し、公助・自立・自助を基本において、社会全体でのセーフティネットを成熟していくしか道がないと思われる。
学者らによって提示された代替案である中国特色的な福祉国家の実現も不可能ではない。
但し、13 億の人口を抱え、また歴史的に形成された地域間の格差が大きいという課題を抱えているため、目標の達成に時間がかかるであろう。2035 年までや 2049 年までに特色のある福祉社会や福祉国家のひな形を完成したいというビジョンを挙げていた。34恐らく、その段階に「多層次社会保障」の骨組が維持しても、その表情は表も裏も変わるだろう。
言うまでもなく、福祉社会や福祉国家の道を目指すとなれば、さまざまな課題がクリアしなければならない。まず、福祉民主政治の改善という課題である。社会保障政策の策定
における市民の参加、住民による下からの異議申し立てのプロセスが極めて不十分、不透明という問題が大きい、社会保障における法制化や民主化の改革は急務である。また、社会保障の資源再分配領域において、国家の強い介入により分配の権限は政府側に集中され、市場、非営利組織、インフォーマル組織の活力阻害などの問題が生じている。規制の健全化、プロセスの民主化によって、市場や民間の活力を高めることが基本にすべきである。

34

鄭功成「2049 年中国将進入福祉社会」、2010 年 03 月 03 日財経国家週刊；蔡昉：「建設福祉国家、防止

未富先滞」『広観経済知庫』2021.7.26

109東アジア論壇 第 18 号

参考文献

日本語文献
武川正吾著『社会政策のなかの現代―福祉国家と福祉社会』東京大学出版会 1999 年
田多 英範 編著『世界はなぜ社会保障制度を創ったのか: 主要 9 カ国の比較研究』
ミネルヴァ書房 2014 年
沈 潔 著『中国の社会福祉改革は何を目指そうとしているのか：社会主義と資本主義の調和』ミネルヴァ書房 2014 年

中国語文献
鄭功成・wolfgang scholz 編著 『全球社会保障与経済発展関係：回顧与展望』
中国労働社会保障出版社 2019 年
何文炯「基于共同富裕的社会保障結構優化」『中国社会保障研究』2021 年

110東アジア論壇 第 18 号

研究論文
人的資本とイノベーション
─中国創業板上場企業からの検証─
劉曙麗（山梨学院大学経営学部）
・李春霞（環日本海経済研究所）

要 旨
本論文では、中国の創業板に上場した企業を中心に、企業の財務データ及び特許データを接続することにより、近年における中国の特許申請の急増の要因を検証した。結論は以下のようにまとめられる。
まず、人的資本の重要性、つまり、研究開発を行っている主体である研究者（発明者）の様々な貢献について、先行研究では議論されていない重要なファクターを検証できた。
特に、企業の中では、研究開発している発明者の人数が多いほど、発明者管理職人数が多
いほど、また従業員数に占める発明者数の比率（企業の研究開発チームの相対的な規模）が大きければ大きいほど企業のイノベーションの産出の数と質に大きな意味がある。
次に、資本投入については、イノベーションの数の増加に効果がある一方、質の向上には貢献していない。
最後に、所有構造別にみると、民営企業は全体とほぼ同じ傾向にあるが、国有企業は人材駆動ではなく、資本依存型のイノベーションを示唆している。ただ、国有企業でも研究開発部署の相対的な規模の大きさ、研究開発、技術の発明に関して深い理解がある管理職の人数の多さが、イノベーションの数と質ともに促進する要因となっている。

キーワード：イノベーション 人的資本 特許データ 中国企業

 転載：劉曙麗・李春霞（2022）「人的資本とイノベーション―中国創業板上場企業からの検証」『経済志林』第 89 巻第 4 号 （法政大学経済学部学会） 399-435 頁。
（連絡先）劉曙麗：山梨学院大学経営学部 准教授 suellen0826@hotmail.com；李春霞：公益財団法人環日本海経済研究所 調査研究部 研究主任 jasminelcx@hotmail.co.jp

111

東アジア論壇 第 18 号

1．研究目的と背景
本研究の目的は，主に２つある。第１に，イノベーションに重要な役割を果たしている
人的資本に焦点を当て，特に研究者（発明者）の人数，管理職発明者の影響を分析することである。近年，中国から国内，国際への特許出願件数が急増している。中国特許出願が急増した要因として，Hu・Jefferson（2009），Li（2012），Dang・Motohashi（2015），Hu・
Zhang・Zhao（2017），Chen・Zhang（2019）などの研究は，中国企業の財務データと特許
データの接合により資本の投入，外国からの FDI，補助金などを中心とした中国でのイノベーションの産出，特許出願の急増の要因を検証した。それらでは，資本投入の効果が低下している中で，なぜ，特許出願がかえって増加しているのかについて，十分に議論されていない。単に中国政府の補助金のサポート効果だけでは説明しきれない部分があると思われる。イノベーションに対する投入要素に関しては，資本だけではなく，人的資本，つまり，研究開発を行っている主体である研究者（発明者）の活躍も重要なファクターである。
中国は，労働や資本に依存した高成長を遂げたが，先進国入りを前に成長が停滞し「中所得国の罠」を克服する方策を模索している。経済成長の主な要因として，資本ストックの成長，労働力の成長，技術進歩が挙げられる。中国の持続的成長には自立的な技術進歩が不可欠であり､労働や資本に依存した成長パターンからイノベーション生産性主導型成長への転換が急務となっている。ただし，先進国と異なり，移行経済における政府の影響，
特に中国には「曖昧な制度」があるため，所有構造において国有，民営企業が並存している混合経済におけるイノベーション活動は，民営企業を主体とする先進国での市場経済と異なる側面がある（加藤 2013）。
第２に，欧米および日本といった先進国を対象とした技術革新，イノベーションに関する研究は多く蓄積されているが，中国のようなアジア地域の新興国および発展途上国における技術進歩，イノベーション活動については，それが経済発展に大きな意義を持っているにもかかわらず，まだ十分に研究されていない。そこで，中国が直面しているこの問題，
すなわち，イノベーションの視点から国有企業と民営企業のそれぞれの効果について，研究を深めていくことも，もう１つの目的である。
以下はまず，中国のイノベーションへの投入と産出の長期的な変化をみてみよう。中国
では，要素投入に依存する成長方式からイノベーション生産性主導型成長への転換の必要性が十分に認識され，イノベーションへの投入が増加し続けている。図１は中国のイノベ

112東アジア論壇 第 18 号

ーション投入（資本投入は，R&D 支出の対 GDP 比，人的資本は，研究開発を行っている
R&D 人員数），イノベーション産出（発明特許出願数および登録数）を表している。1994
年に，中国の R&D支出の対 GDP比はわずか 0.5%であったが，その後上昇し続け，2018年に 2.19%となった。OECDの統計によれば，2018 年の中国の R&D支出総額は 4680.6 億ドル（購買力平価，名目値）で，アメリカの 5815.5 億ドルより少ないが，EU28 カ国の合計（4648.8 億ドル）よりも多い。人的資本の投入に関しては，1992 年に，中国の R&D 人員数（フルタイム換算量）は 67.4 万人で極めて少なかったが，2018 年に 438.1 万人まで増えた。OECD の統計によれば，2017 年に中国の研究者数は 174 万人（フルタイム換算量）超となり1，アメリカの 143 万人を上回った。

図 1 中国の研究開発投入およびイノベーション産出
％

千件、万人

1,600
1,400

国内発明特許出願数（千件、左目盛り）
国内発明特許登録数（千件、左目盛り）
R&D人員数（フルタイム換算量、万人、左目盛り）

1,200

2.50

2.00

R&D支出/GDP（％、右目盛り）

1,000

1.50

800
1.00

600
400

0.50

200
0.00

1992
1993
1994
1995
1996
1997
1998
1999
2000
2001
2002
2003
2004
2005
2006
2007
2008
2009
2010
2011
2012
2013
2014
2015
2016
2017
2018

0

注：特許出願数および登録数は、中国国内の出願人から中国知的財産権局に出願した発明特許出願数および登録された件数であり、外国への出願は含まれていない。また、中国の特許は、発明特許、実用新案、意匠を含むが、ここでは発明特許のみのデータである。
出所：『中国科技統計年鑑』、『中国統計年鑑』、『国家知的財産権局統計年報』各年版のデータに基づき作成。

1

研究者と R&D 人員の定義が異なっており，研究者数は R&D 人員数より少ない。

113東アジア論壇 第 18 号

イノベーションの産出に関しては，2000年代に入ってから，中国国内からの発明特許出願数および登録数が急増している。1992年に，中国国内からの発明特許出願数は１万件で極めて少なかった。2000 年に，発明特許出願数は 2.5 万件を超え，2018 年に 139 万件以上となった。また，2000 年に，発明特許登録数は 0.6 万件であったが，2018 年にその数は34.6 万件まで増加した。
このように，中国のイノベーション投入および産出は急速に伸びている。本論文は，企業のイノベーション投入（研究開発費資本・人的資本）とイノベーション産出（特許）の関係を明確にするため，中国の新興企業向け証券市場である「創業板」に上場する企業の財務データおよび特許データを接続して検証を行う。企業の基本属性，イノベーション投入（研究開発費資本投入），財務データなどは中国の上場企業の財務データベースの個票
データを使用する。企業のイノベーションの産出としての特許データは中国知的財産権出版社（IPPH）が運営する特許情報サービスプラットフォームから上場企業の特許出願・特許登録の個票データを抽出し，独自に集計加工して利用する。特許情報を抽出する際，企業名の名寄せを行い，研究用のデータベースを構築しておく。ただし，企業名称の変更にともなう影響を最小限に抑えるため，名寄せなどのデータベース構築作業は中国語そのもので行う。本研究のコアである人的資本（発明者，管理職発明者）の情報については個
別の特許データで掲載される発明者の情報と企業の管理職の個票データと接合し，独自に整理した。各企業それぞれに企業上場コードがあるため，パネル分析に最適である。
以上の複数データを接合したうえで，本論文では，以下の２つの課題に取り組む。
① イノベーションの投入について，資本の投入だけではなく，人的資本（発明者）の投入の効果および管理職発明者の役割まで明らかにする。
② 欧米，日本のような先進国企業と違い，移行経済にある中国企業の特殊なファクターである所有構造（国有企業または民営企業）によるイノベーションの投入と産出の異同について検証する。
本論文の構成は以下となる。第２節では，企業のイノベーション投入（物的資本と人的資本）とイノベーション産出（特許）について，欧米企業を対象とした研究潮流を整理してから，中国企業についての先行研究を紹介し，主な結論および問題点を整理する。またこれらの先行研究を踏まえて本論文の研究課題を明確にする。第３節では，分析可能なデータベース構築の詳細を説明する。第４節では，整理したデータを用いて，検証対象である中国創業板上場企業（ChiNext）の基本情報および特徴を紹介する。第５節では，人的114東アジア論壇 第 18 号

資本の効果，および所有構造によるイノベーションの投入と産出の異同について実証分析を行う。最後の節では結論をまとめ，今後の課題を提示する。

2．先行研究欧米および日本といった先進国を対象とした技術革新，イノベーションに関する研究は多く蓄積されている。特許データは技術知識に関する数少ない貴重な体系的な情報源であり（後藤・元橋 2005），特に，欧米および日本では，研究用の特許データベースの整備と共に特許データを利用した経済学的な研究が飛躍的な発展を遂げた。たとえば，2000年前後に，米国の全米経済研究所（NBER）が中心になり整理した特許研究用のデータベース
により，いつ，どこで，誰が（発明者），どの機関（企業，大学など）から，どのような（技術分野）革新を起こしたのかだけではなく，特許間の相互引用の情報などから，技術がどのように移転し，普及しているのかについて，企業活動とイノベーションについて詳
しく分析することができるようになった（Hall, Jaffe and Trajtenberg 2000，Hall, Jaffe andTrajtenberg 2001，Jaffe, Trajtenberg and Fogarty 2000）。その後，欧州では，ヨーロッパ特許庁（EPO）の特許データベースの整備，また日本での知的財産研究所（IIP）研究用のパテン
トデータベースの整備により，日本でも特許データを用いたイノベーション研究が盛んになった（鈴木・後藤 2006，鈴木・後藤 2007，山田 2009）。また引用データなどの拡張により，イノベーションの質について指標化が可能になった。たとえば，Lanjouw and
Schankerman（1999, 2004）は，被引用回数，権利存続年数，請求項数，ファミリー数（同一の特許出願を複数の国に出願する場合のすべての特許出願国数である）などが特許の質の代理変数として有用であることを確認した。山田（2009）は日本の特許データを研究対象とし，日本の審査官引用情報がさまざまな特許属性データの中で，最も安定的に特許価値を説明する属性であることを明らかにした。さらに企業，大学，研究機関のデータの接続により，オープンイノベーションの効果についても様々な研究がなされている。
その一方，中国は改革開放以降，「市場を以て，技術を交換」という政策の下で，自主研究開発よりも，外国からの技術導入が実施されてきた。しかし，2000年代に入ると，中国の経済成長は，労働や資本に依存した成長パターンからイノベーション生産性主導型成長への転換が急務となってきた。イノベーション活動についてはそれが経済発展に大きな意義を持っているにもかかわらず，十分に分析されていないのも現状である。そのうち，以下のいくつかの貴重な先行研究を整理してみる。

115

東アジア論壇 第 18 号

まず，Hu・Jefferson（2009）は中国の大中規模工業企業の財務データと特許データを使い，中国企業の特許出願が急増する要因を初めて分析した。ただし，特許データは中国知的財産権局が公開した情報ではなく，企業からの自己申告を基に集計したデータであった。
しかも分析期間は 1995～2001 年に限定されている。その主な推定結果を次のようにまとめている。①当期および前期の研究開発資本（R&D）の投入は，特許出願件数の増加にプラス効果がある。②外国直接投資の増加は，中国国内企業，外資企業ともに特許出願件数を促進する効果がある。③国有企業を基準とすれば，民営企業，株式企業および外資企業の特許出願件数が多くなる。④90 年代に比べ，2000 年，2001 年の特許出願件数は増加傾向にある。今後中国特許法の改正および所有権改革による，中国企業の特許出願が更に増加すると予測した。
Li（2012）は 1995～2007 年の各省レベルの集計データを利用し，研究開発を行う機関を
企業，大学，研究機関，個人に分けて，特許出願件数を被説明変数として，各省政府がはじめて特許補助金政策を実施した年をダミー変数とし，各省政府が実施した特許補助が特許出願数へ与えた影響を検証している。推定された結果は，①当該地域の研究開発資本の投入は，その企業，大学，研究機関のイノベーションの産出（特許出願）を促進する効果がある。②当該地域の補助金は，企業だけではなく，大学，研究機関も特許出願の大きなインセンティブとなるというものであった。
Dang・Motohashi（2015）は1999～2008年の中国大中規模工業企業の個票データを使い，中国企業の特許出願数および登録数を被説明変数として，その決定要因を検証した。各省
政府の補助金や企業の R&D 支出は特許の出願数，登録数に対して正の影響があることを検出した。Dang and Motohashi（2015）は，請求項が長い特許ほど，特許権利請求範囲が狭くなるので，特許の質は低いと考え，第１請求項の名詞数を特許の質の代理変数とみなし
2，これを被説明変数とした回帰分析を行った。その結果，省の登録補助金は特許請求の範囲に負の影響，つまり，登録補助は特許請求の範囲を狭くする影響があることが明らかとなった。
Hu・Zhang・Zhao（2017）は中国の規模以上の工業企業データベースおよび中国の知的財産権局の特許データベースを接合することにより，2007～2011 年の特許出願および登録

2「請求項」とは，特許権利の請求範囲の項目を意味する。一般的には，1 つの特許出願には複数の請求項があるが，特許権利の最初に記載される請求項が第 1 請求項と呼ばれる。

116

東アジア論壇 第 18 号

数を被説明変数として，イノベーション産出（数）の急増の要因を分析した。主な結論としては，①特許の急増は全面的な現象だが，急増の大部分は企業の技術の向上による特許増加ではなく，過去に積極的に特許を申請していない企業の特許出願の増加に由来する。
②特許と R&D の間の相関関係，および特許と労働生産性の間の相関関係は，特に実用新案特許及び過去に積極的に特許を申請していない企業において弱くなっている。これらの結果は，革新に関連しない特許取得動機が，特許の急増において重要な役割を果たした可能性があることを指摘した。
Chen・Zhang（2019）は，中国の一定規模以上の工業企業の 2001～2007 年データベース
および中国知的財産権局の特許（1985～2012 年）データベースを接合することにより，特許を発明，実用新案および意匠と分けて，それぞれの出願件数を被説明変数として研究開
発投資，FDI，および特許補助金の効果を検証した。まず，研究開発への資本投入は，さまざまなモデルに基づくすべてのタイプの特許活動にプラスの大きな影響を与える。第２に，特許出願に対する外国直接投資（FDI）の刺激効果は，実用新案特許および意匠特許に対してのみ強固である。第３に，特許補助金は意匠特許だけにプラスの影響を与える。
この結果は，FDI と特許補助金が低品質の特許取得に拍車をかける可能性があることを示している。
他方，李（2018）は，1998～2009 年の電子通信設備製造業を研究対象とし，中国各省の特許補助金が企業の国内特許出願数および国際特許出願数に与えた影響を検証した。各省
政府の特許出願補助金は，おおむね中国企業の国内特許出願および国際 PCT 出願に正で有意な影響が検出された。
以上の研究は，基本的には，中国企業の財務データと特許データを接合することにより資本の投入，外国からの FDI，補助金などを中心として中国でのイノベーションの産出，
特許出願の急増の要因を検証してきた。その一方，これらの先行研究に関しては，以下のようにいくつかの問題点が残されている。
第１に，イノベーションの投入について，これらの先行研究は研究開発の物的資本投入を中心に検証してきた。資本投入の重要性が確認されたが，その一方，資本投入の効果は低下していることも指摘されている。そして，資本投入の効果が低下している中，なぜ，特許出願がかえって増加しているのかについて，十分に議論されていない。単に中国政府の補助金のサポート効果だけに説明しきれない部分があると思われる。イノベーションの投入に関しては，物的資本だけではなく，人的資本，つまり，研究開発を行っている主体

117東アジア論壇 第 18 号

である研究者（発明者）の活躍も重要なファクターである。そして，それぞれの企業は，どのぐらいの人的資本を投入しているのか，研究開発のチームの規模，管理職の発明者の規模および彼らの発明の参加程度などは，イノベーションの質に大きな影響を与えると思われる。これらの人的資本の効果について，前述した中国企業のイノベーションに関する先行研究では，踏み込んだ議論が見られない。
第２に，所有構造において国有，民営企業が並存している混合経済におけるイノベーシ
ョン活動は，民営企業を主体とする先進国での市場経済と異なる側面がある。中国企業の特殊性を考慮し，所有構造（国有企業か民営企業か）によるイノベーションの投入と産出が同じ傾向にあるのか，資本投入および人的資本の研究開発のチームの規模，管理職発明者の存在および発明の参加程度がイノベーションの産出に与える影響が異なるのかについては，先行研究から答えを見つけられない。
第３に，上記の先行研究では，主に 2010 年前の特許出願を検証対象としている。しかし，前記図１からも分かるように，中国の特許出願数が急速に増加したのは 2010 年以降である。そのため，検証期間をさらに延ばす必要がある。
以上のことを踏まえて，本論文では，企業レベルおよび特許レベルの発明者，管理職発
明者のデータを整理・分析することにより，人的資本（発明者）の投入の効果および管理職発明者の役割まで明らかにする。イノベーションの投入について，資本の投入だけではなく，それぞれの企業が，どのぐらいの人的資本を投入しているのか，管理職発明者の存在および発明の参加程度によるイノベーションの産出に大きな影響を与えるのかについて踏み込んだ分析を行う。最後に，欧米，日本のような先進国企業と異なり，移行経済のもとにある中国企業の特殊なファクターである所有構造（国有企業か民営企業か）によるイ
ノベーションの投入と産出について検証する。特に資本投入および人的資本の研究開発チームの規模，管理職発明者の存在および発明の参加程度の異同を検証することは，今後の中国企業のイノベーションの効率を向上させるために有意なインプリケーションを提供できるからである。

3．分析可能なデータベース構築
3.1 企業レベルデータベース
本論文は，企業の研究開発費投入などの各企業の財務データに関しては，中国上場企業
データベースを利用する。中国上場企業データベースには，企業名，住所，所有構造，産118

東アジア論壇 第 18 号

業，地域，研究開発費，売上高などの財務情報が収録されている。本論文は中国の上場企業データベースから「創業板」上場企業 801 社の 2009～2019 年の財務データ，および各上
場企業の管理職データを使用する。
「創業板」上場企業について，次節に詳しく説明する。

3.2 特許データベース
深圳創業板に上場する企業の特許出願データに関しては，中国知的財産権出版社（IPPH）が運営する特許情報サービスプラットフォームを利用する。中国では，特許に
は発明特許，実用新案，意匠の３種類があるが，発明特許の技術レベルが最も高い。本論
文では，発明特許のみを分析対象とする。
上場企業名称を使い，企業の特許出願および登録データを検索することができる。しかし企業名称が変更される場合があり，また，企業の上場前の特許出願状況も上場後の特許出願活動に影響を与えうると考えられ，各企業の正確な特許出願・登録データを入手するために，上場後だけではなく，設立時以降の当該企業名称の変遷について調べる必要がある。中国のポータルサイト「新浪財経」には，上場企業の基本情報や株価の変動などを収録している。そこで，前述した上場企業の現在の名称や株のコードを使い，設立してから2020年初までの社名変更の情報を調べた。一部の企業に関しては，社名の略称しか書かれていない場合もある。このような企業に関しては，各社のホームページに掲載されている企業の沿革から過去使われていた社名を調べた。社名の変更履歴を調査後，各社のすべての社名を使い，特許情報サービスプラットフォームで各社の特許出願・特許登録の個票データを検索し，個票データを入手した。
以上の作業を行って，2020年６月時点で公開されていた 801 社上場企業の 1993～2020 年に出願した計 65,484 件の特許出願データを入手した。ただ，前述したように，中国知的財
産権局は特許出願受理後，18カ月以内に公開公報を発行する。つまり，2019～2020年の出願に関しては，まだ公開されていない出願がある。そのため，本論文では，1993～2018 年（出願年）の計 57,060 件の特許出願データを分析対象とする。

3.3 上場企業財務データと特許データのリンケージ
前述したように，上場企業名称を使って各企業の特許出願データを検索して入手したため，企業名称を使い，企業の財務データと特許データをリンクし，企業レベルのパネルデ119東アジア論壇 第 18 号

ータを構築した3。
「創業板」に上場する企業のうち，創業者や管理職が発明者であるケースがある。技術が分かり，自ら研究開発活動に参加する管理職は企業の研究開発活動や特許出願に影響を与えると考えられる。そのため，各社の特許発明者のうち，管理職がいるかどうかを明確にする必要がある。前述した特許個票データには，発明者氏名の情報がある。本論文では，各社の各発明者を整理し，計 55,204 名の発明者データを得た。なお，すべての発明者それぞれに個別の発明者 ID を付けた。また，各社の発明者氏名のなかに管理職の氏名が入っているかどうかを選別した。管理職の氏名が入っていれば，管理職が当該特許の発明活動に参加したことを意味する4。ただし，上場企業データベースより入手した管理職のデー
タには，漢字氏名だけではなく，英語名の場合もある（中国人が海外に留学し，外国国籍を取得したケースが少なくない）。その英語名を使うと，特許データの発明者名と識別できない。そのため，企業のホームページなどからその管理職の中国語氏名を調べ，中国語
氏名を使って特許データの発明者名と識別した。

4．創業板上場企業（ChiNext）について
4.1 創業板（ChiNext）の基本情報「創業板」は「中国版ナスダック」や「ChiNext（チャイネクスト）」と呼ばれ，深圳証
券取引所の新興企業向け市場である。
2019年の時点で，中国大陸には上海証券取引所，深圳証券取引所という２つの証券取引所がある。上海証券取引所と深圳証券取引所はいずれも 1990 年に設立され，当初は「メインボード」のみがあった。しかし，純利益や資本金などの上場条件が厳しいので，「メ
インボード」は主に国民経済を支える企業，国の重点企業，基幹産業における企業向けである。そのため，今後の成長が見込まれる中小企業やハイテク企業は「メインボード」に上場し資金調達することができない。2004 年 5 月 27 日に深圳証券取引所には中規模の安定的に成長している企業向けの「中小企業市場」が設けられた。とはいえ，上場条件は「メインボード」と同じであるので，成長性の高いイノベーション型中小企業向けではな

3 ただし，1社の売上高は負の値であるので，分析対象から除外した。特許データを研究用データベース化

する方法に関しては，元橋（2005a・b）と元橋（2011）を参考にした。
4
勿論，同じ会社での管理職の氏名と発明者の氏名が同じだが，同一人物ではない可能性も否定できない
が，データ上では，識別できない。

120東アジア論壇 第 18 号

い。
成長が見込まれる新興企業向け資金調達の場を提供するために，1999年に中国は「創業板」設立の準備を始めた。しかし，2001 年に米国 NASDAQ を中心に IT バブル崩壊が進み，また中国の投資家やベンチャーキャピタルの成熟度不足もあったことから，「創業板」の設立は延期された（神宮 2009）。2009 年 10 月 30 日に，待望の「創業板」は深圳証券取引所に創設された。
董・他（2011）によれば，「創業板」の設立目的は，ハイテク企業に資金調達の場を提供すること，知識と資本を結び付けて知的経済の発展を促進すること，ベンチャーキャピ
タルに「投資先」を提供し，ハイテク投資の適切な循環を促すこと，ストックオプションなどのインセンティブ制度の利用を使いやすくすることでイノベーション型企業の従業員の企業価値創造への積極性を高めること，現代的な企業制度を確立することであるが，中でも最も核心となるのは，成長性の高い中小企業とハイテク企業の育成である。みずほ中国（2019）によれば，「創業板」の上場基準は，直近２年間連続黒字，２年間の純利益が累計で 1,000 万元以上，又は直近１年間黒字，営業収入が 5,000 万元以上，直近期末において純資産が 2,000 万元以上，株式発行後の資本金が 3000 万元以上などであり，「メインボード」と比べ上場基準はかなり緩和された。そのため，「創業板」は成長が見込まれる新興企業の資金調達の場となっている。
「創業板」に上場する企業は成長が見込まれる中小企業やハイテク企業であるため，イノベーション活動は非上場企業より活発だと考えられるので，本論文の研究対象とした5。

4.2 創業板（ChiNext）上場企業の特徴「創業板」上場企業の産業や地域などの特徴を見てみよう。表１は設立年別の企業数を表している。年代別に見ると，分析対象の 800 社のうち，2000～2009 年に設立された企業
は 552 社あり，全体の 69％を占めている。また，表２は上場年別の企業数を表している。
前述したように，「創業板」は 2009 年にスタートしたが，2010～2011 年に第１回目の上場
ピークを迎え，２年間で 244 社が「創業板」に上場した。しかし，2012 年 11 月～2014 年
１月，株式市場の管理部門である中国証券監督管理委員会は IPO に対する審査が強化した

52019 年 6 月 13 日に，インターネット・ビッグデータ・AI などの分野におけるハイテク新興企業向けの「科創板」は上海証券取引所に新たに設けられた。今後「科創板」に上場する企業も研究対象としたい。

121

東アジア論壇 第 18 号

ため，2012 年より上場企業数は２桁まで減少し，2013 年には新規上場企業数は０となった。その後，IPO 制度や政策の変化により，IPO は再開し，2017 年の上場企業数は 141 社へと急増し，第２回目の上場ピークとなった。

表 1 設立年別の上場企業数
設立年
1977
1985
1986
1987
1988
1989
1990
1991
1992
1993
1994
1995
1996
1997
1998
1999
2000
2001
2002
2003
2004
2005
2006
2007
2008
2009
2010
2011
2012
2013
Total

企業数
1
2
1
2
2
1
1
2
12
24
17
23
19
43
33
37
73
93
78
74
66
55
49
34
20
10
14
8
5
1
800

比率
0.13
0.25
0.13
0.25
0.25
0.13
0.13
0.25
1.50
3.00
2.13
2.88
2.38
5.38
4.13
4.63
9.13
11.63
9.75
9.25
8.25
6.88
6.13
4.25
2.50
1.25
1.75
1.00
0.63
0.13
100.00

出所：筆者作成。

122

累積比率
0.13
0.38
0.50
0.75
1.00
1.13
1.25
1.50
3.00
6.00
8.13
11.00
13.38
18.75
22.88
27.50
36.63
48.25
58.00
67.25
75.50
82.38
88.50
92.75
95.25
96.50
98.25
99.25
99.88
100.00東アジア論壇 第 18 号

表 2 上場年別の企業数
上場年
2009
2010
2011
2012
2014
2015
2016
2017
2018
2019
2020
Total

企業数
35
117
127
74
50
87
78
141
29
52
10
800

比率
4.38
14.63
15.88
9.25
6.25
10.88
9.75
17.63
3.63
6.50
1.25
100.00

累積比率
4.38
19.00
34.88
44.13
50.38
61.25
71.00
88.63
92.25
98.75
100.00

出所：筆者作成。

表３は産業別の企業数をまとめている。機械設備産業の企業は最も多くて，117 社がある。第２位はコンピューター産業で，113 社である。医薬バイオ産業，電子製品産業，化学工業産業の企業数はいずれも 80 社以上である。

表 3 産業別上場企業数
産業
採掘
化工
有色金属
建築材料
建築装飾
電気設備
機械設備
国防軍工
自動車
家庭電器
軽工業
農林水産
食品飲料
繊維
医薬バイオ
商業貿易
娯楽サービス
電子製品
コンピューター

企業数
3
81
10
8
22
56
117
20
22
8
9
14
4
6
84
2
4
84
113

123

比率
0.38
10.13
1.25
1.00
2.75
7.00
14.63
2.50
2.75
1.00
1.13
1.75
0.50
0.75
10.50
0.25
0.50
10.50
14.13

累積比率
0.38
10.50
11.75
12.75
15.50
22.50
37.13
39.63
42.38
43.38
44.50
46.25
46.75
47.50
58.00
58.25
58.75
69.25
83.38

東アジア論壇 第 18 号

メディア
通信
公共サービス
交通運送
非銀行金融
総合
Total

53
43
28
3
3
3
800

6.63
5.38
3.50
0.38
0.38
0.38
100.00

90.00
95.38
98.88
99.25
99.63
100.00

出所：筆者作成。

表４は省別の上場企業数をまとめている。
「創業板」に上場する企業数がもっとも多い
省は広東省であり，188 社の企業が上場している。北京市と江蘇省は第２位で，いずれも
106 社である。第４位は 91 社の浙江省，第５位は上海市である。この５つの省・直轄市は上場企業数の 67.38％を占めている。中国の東部は経済が中部や西部より発展しており，
上場企業数も内陸部より多い。

表 4 省別上場企業数
省
北京市
天津市
河北省
山西省
内蒙古
遼寧省
吉林省
黒竜江省
上海市
江蘇省
浙江省
安徽省
福建省
江西省
山東省
河南省
湖北省
湖南省
広東省
広西
海南省
重慶市
四川省

企業数
106
8
11
3
3
12
4
2
48
106
91
17
27
11
35
3
23
26
188
1
14
5
30

124

比率
13.25
1.00
1.38
0.38
0.38
1.50
0.50
0.25
6.00
13.25
11.38
2.13
3.38
1.38
4.38
0.38
2.88
3.25
23.50
0.13
1.75
0.63
3.75

累積比率
13.25
14.25
15.63
16.00
16.38
17.88
18.38
18.63
24.63
37.88
49.25
51.38
54.75
56.13
60.50
60.88
63.75
67.00
90.50
90.63
92.38
93.00
96.75

東アジア論壇 第 18 号

1
4
3
10
3
5
800

貴州省
雲南省
西蔵
陝西省
甘粛省
新彊
Total

0.13
0.50
0.38
1.25
0.38
0.63
100.00

96.88
97.38
97.75
99.00
99.38
100.00

出所：筆者作成。

表５は所有構造別の企業数をまとめている。800 社のうち，674 社は民営企業であり，全体の 84.25％を占めている。国有企業は 53 社であり，全体の 6.63％を占めている。外資企業は 24 社で，３％に過ぎない。

表 5 所有構造別の企業数
所有構造
国有
集団
外資
民営
株式
その他
Total

企業数
53
2
24
674
41
6
800

比率
6.63
0.25
3.00
84.25
5.13
0.75
100.00

累積比率
6.63
6.88
9.88
94.13
99.25
100.00

出所：筆者作成。

表６は上場後研究開発費投入の有無および特許出願の有無を示している。計 4,082 個のサンプル数6のうち，上場後研究開発費投入があるサンプル数は 4,032 個であり，全体の98.78％を占めている。研究開発費投入がないサンプルはわずか 50 個である。つまり，「創業板」に上場している企業は研究開発の実施率は極めて高い。また，上場企業 800 社のうち，設立してから 2020 年６月（特許出願公開日）まで特許出願がある企業は 766 社であり，95.75％を占めている。特許出願したことがない企業はわずか 34 社である。
「創業板」の上場企業はイノベーションの産出（特許）も多いことが分かる。

6

本論文で使用しているデータは，パネルデータであり，１企業の１年のデータは，１サンプルである。

125東アジア論壇 第 18 号

表 6 上場後研究開発費投入の有無および特許出願の有無
上場後研究開発費投入ない
上場後研究開発費投入あり
Total サンプル数
2020 年まで出願ない
2020 年まで出願あり
Total 企業数

サンプル数
50
4,032
4,082
企業数
34
766
800

比率
1.22
98.78
100.00
比率
4.25
95.75
100.00

累積比率
1.22
100.00
累積比率
4.25
100.00

出所：筆者作成。

5．実証分析
5.1 基本情報とモデル
まず，創業板企業のイノベーションの投入と産出の基本的な傾向をみよう。図２の上部
は，イノベーション投入に関する２つの指標である。ひとつは，研究開発活動の資本投入（RD２），もうひとつは，特許データから整理した研究活動を行うための人的資本を表す指標である各年度の各社の発明者数である。第３節でも述べたように，発明者数は創業板の上場企業の成立からの特許データを揃えているので，人的資本の発明者数は，企業上場前から追跡できた。2010年以降それは増加傾向にある。資本投入は上場前のデータがないが，2019年から著しく増加していることが窺える。また図２の下部のイノベーション産出に目を向けると，創業板企業の特許出願件数は，1990 年の低いレベルから 2000 年に入ると増加傾向となり，2010年代は増加幅が著しく上昇している。同時に登録件数の増加も同じ傾向を呈している7。

7

2017 年以降の特許登録件数が減少しているように見えるが，これは多くの特許出願がまだ審査中であるためである。我々は入手した特許出願データでは，1997～2015 年に出願され 2020 年 6 月まで登録された
特許は，出願から登録まで平均 2.85 年要する。2017～2020 年の特許出願のうち，89.6％はまだ審査請求
期間内や審査中である。そのため，2017 年以降の特許登録件数は今後大幅に増えると思われる。

126東アジア論壇 第 18 号

図 2 創業板企業のイノベーションの投入と産出
イノベーション投入
80000
研究開発費

70000

発明者数

60000
50000
40000
30000
20000
10000
0
1993199519971999200120032005200720092011201320152017
イノベーション産出
9000
出願件数

8000

登録件数

7000
6000
5000
4000
3000
2000
1000

1993
1994
1995
1996
1997
1998
1999
2000
2001
2002
2003
2004
2005
2006
2007
2008
2009
2010
2011
2012
2013
2014
2015
2016
2017
2018

0

出所：筆者作成。

創業板の上場企業は，図１で示した中国全体の特許出願，登録件数の変化と同じ傾向にある。そのため，創業板企業を中心としたイノベーションの投入と産出に関する分析は，中国全体の傾向を把握することにも役に立てると考えられる。ここでは，イノベーションの投入と産出は同様に増加傾向だが，資本および人的資本の投入はイノベーション産出の数と質の向上にどのように貢献しているのか，データを用いて検証していこう。
以下では，実証分析に使用している変数に関しては，表７と合わせて簡単に紹介する。

127東アジア論壇 第 18 号

まず，イノベーション産出を表す出願件数と登録件数を使用し，被説明変数とする。

表 7 変数と基本統計量
変数名
application
被説明変数
TotalRe~2020
L_lnRD
資本投入
L_sRD
Num_inventor
Num_invent~a
人的資本
R_inventor
R_inventor~ayear_longa~yL_lnprofit
コントロール L_sprofit
変数
L_lnExport
L_sExport
L_semployees

変数説明
各年出願数
登録合計数（202006まで）
前期値：研究開発費の対数
前期値：研究開発強度RD2//sale
各年発明者数
各年発明者の中管理職人数
発明者率＝Num_inventor/employees
管理職発明者率＝Num_inventor_Ma/Num_inventor
経験年数（＝出願年-初めての出願年）
前期値：利潤の対数
前期値：利潤率＝利潤/sale
前期値：海外業務の対数
前期値：海外業務率Export/sale
前期値：労働生産性＝sale/従業員数

サンプル数 中央値 標準偏差.
22369
2.92
12.69
22369
1.13
4.94
6646
3.23
0.99
6646
0.07
0.06
22369
4.53
14.73
22369
0.46
1.06
7431
0.02
0.02
7075
0.22
0.27
9665
6.43
4.53
7070
4.22
1.07
7576
0.12
0.58
4337
3.78
2.13
4346
0.23
0.25
7412
0.90
1.27

最小値
0.00
0.00
0.07
0.00
0.00
0.00
0.00
0.00
0.00
-1.56
-25.94
-4.61
0.00
-0.93

最大値
668.00
196.007.60
1.25
419.00
10.00
0.33
1.00
27.00
9.60
1.42
9.88
1.00
51.40

出所：筆者作成。

出願件数（application）は，企業iがt年に出願した特許出願数である。登録件数（TotalRe～2020）は，企業 i が t 年に出願した特許が 2020 年６月まで登録された特許の合計件数である。ここでは，２つの注意点がある。１つは，出願（権利）人は特許出願後，その特許申請権・特許権を他社に譲渡するケースがある。本論文では，権利人が変わった場合でも，特許個票データには「登録」の記録があれば，出願時点での出願（権利）人（本論文の研究対象である上場企業）の研究開発の成果であるため，出願（権利）人の登録件数としてカウントした。この方法で，特許申請権・特許権の変更による企業の登録件数の過少評価を回避した。もう１つは，図２でも示したように，中国の特許は出願から登録まで平均
2.85 年（1997～2015 年の出願に限定する）要する。我々が入手したのは 2020 年６月までの出願データなので，2017年に関しては，まだ登録されてない特許出願があるため，2017年
から登録件数が右下がりとなっている。審査期間中により，登録件数の過少評価を避ける
ため，登録件数を被説明変数とする推定では，分析期間を企業上場後から 2016 年（出願年）までとする。
被説明変数の出願件数と登録件数は，統計上での非負の整数である。このようなカウン
トデータの特徴は，事象が起こるのは稀で，多くの期間では事象が起こらない，いわゆるゼロ事象だということである。その結果，カウントデータの分布はゼロ周辺に集中し，右に裾野が広いような形をしている。図３に示した通り，出願件数のヒストグラムからみる

128東アジア論壇 第 18 号と，ポアソン分布（Poisson Distribution）となっていることがわかる。この場合はポアソン回帰モデル（Poisson OLS Model）か，負の二項分布（Negative Binominal Distribution）モデルを推定することが望ましい。
次に、説明変数について、紹介する。
イノベーション投入を表す研究開発への資本投入と研究開発を行う人的資本と 2 つのグ
ループに分けた。資本投入に関しては，先行研究を踏まえて，企業研究開発を行い，発明
できて，出願までは時間がかかる。このタイムラグを考慮し，イノベーション投入を表す
研究開発資本投入については，同期ではなく，企業 i が t-１年の研究開発費（L_lnRD）の投入金額を使用し，それぞれを対数変換した。また，資本投入（金額）規模だけではなく，t-１年のそれぞれの研究開発費が当該年の売上高に占める当該企業の研究開発の強度（L_sRD）も説明変数に加えた。
本研究の中心である人的資本に関しては，各企業の①各年発明者数，②各年発明者の中管理職の人数，③発明者率および④管理職発明者率という４つの変数を用いて検証する。
その中では，① 各年発明者数（Num_inventor）は，企業 iが t 年出願した特許公開公報に記載されている発明者の合計人数である。データベースの整備で説明した通り，各社の各発明者すべてに対し個別の発明者 IDを付与することにより，t年に同一発明者が当該企業の複数の特許出願に参加した場合，発明者 ID を照合することにより重複カウ
ントがないように集計している。特許個票データを一件一件丁寧に整理すること
で，企業レベルで集計したデータの精度を保証している。
② 各年発明者の中の管理職人数（Num_invent～a）は，企業 i が t 年出願した特許公開公報に記載されている発明者のうちの管理職発明者の人数である。これは，企業の管理職の名簿から特許レベルの個票での発明者の名簿を照合することにより，管理職発明者を特定できた。特定できたデータから企業レベル（企業 i が t 年）で集計した結果である。同様に管理職発明者が複数の特許出願に参加した場合は，重複カウントを回避できた。以上の２つの変数は，当該企業の研究開発人員の規模であり，人的資本の規模である。
③ 発明者率（R_inventor）は，企業 i が t 年の従業員数に占める発明者数 の比率である。
発明者率は，当該企業の研究開発チームの当該企業 の全従業員数に対する規模であり，研究開発部署は，企業でどのぐらいの規模を有するか，その位置づけを表129

東アジア論壇 第 18 号

す指標である。
④ 管理職発明者率（R_inventor～a）は，企業 iが t年の発明者数に占める管理職でもある発明者の比率である。管理職発明者の存在と研究 開発への参加は企業のイノベーション戦略の策定，イノベーション 産出に大きな意味がある一方，管理職発明者の比率がある程度高くなると，日常に地味な研究開発作業に没頭できる人材が相対的に少なくなる。この意味では管理職発明者率の効果は，一概に評価できない。
発明者および管理職発明者のデータは，研究開発活動が行われている時 点での人数である。そのため，推計では，発明者および管理職発明者の変 数に関しては，タイムラグを取る必要がない。

更に以下のようなコントロール変数をモデルに投入している。
企業の経営状況をコントロールするため，前期利潤（L_lnprofit，対数変換）と前期の利潤率（L_sprofit，利潤/売上高）を使用する。
企業のグローバル活動の影響をコントロールするため，前期海外業務8（L_lnExport）の対数値、売上高に占める海外業務の比率である海外業務率（L_sExport）も加えた。
また中国では，特許制度の歴史が浅いので，出願経験のない企業も少なくない。出願経験のある企業は，次の出願にプラスの影響があると考えられる。そのため，先行研究
Dang and Motohashi（2015）を参考にし，初めて特許出願してからの経験年数（year_longa～y）を説明変数に加えた。以下の表８は変数相関を示している。

8

創業板上場企業はサービス産業も含めているので、製造業での輸出だけではなく、海外からの収入も含めているので、海外業務という言葉で統一している。

130東アジア論壇 第 18 号

表 8 変数相関
application TotalRe~2020
L_lnRDapplication

L_sRD

Num_inventor
Num_invent~a
R_inventor R_inventor~aL_lnprofit

L_sprofit

L_lnExport L_sExport L_semployees

1

TotalRe~2020

0.6251

1

L_lnRD

0.39250.15091

L_sRD

0.20440.14830.3695

1

Num_inventor

0.82120.42500.44490.2082

1

Num_invent~a

0.19070.13840.0084-0.0218

0.2644

1

R_inventor

0.32140.2905-0.00700.3266

0.42610.33491

R_inventor~a-0.1480-0.0720-0.2856-0.1546-0.2626

0.2998-0.18921

L_lnprofit

0.2717

0.09190.6139-0.07800.3116

0.0639-0.1020-0.1074

1

L_sprofit-0.0076

0.0229-0.1657

0.1154-0.03640.04760.08770.14540.3814

1

L_lnExport

0.0930-0.0227

0.3454-0.1450

0.0952-0.0195-0.1817-0.0757

0.2527-0.23641

L_sExport-0.0610-0.0656-0.0304-0.0595-0.0912-0.0579-0.0928

0.0264-0.0417-0.0733

0.67701

L_semployees

0.06600.03150.1859-0.1372

0.06540.07000.1953-0.0169

0.2374-0.04910.0801-0.0426

1

出所：筆者作成。

5.2.推定結果：全体
上述の通り，被説明変数は，出願件数・登録件数がカウントデータであるため，この場
合はポアソン回帰モデル（Poisson OLS Model）か，負の二項分布（Negative Binominal
Distribution）モデルを推定することが望ましい。それぞれのモデルで推定して，また尤度比検定の結果から，負の二項分布モデルが選択された。また企業レベルのデータは，パネ
ルデータであるため，F 検定と Hausman 検定により，固定効果モデルが望ましい。以下は固定効果の負の二項分布モデル（Fixed effects Negative Binominal model）の推定結果を報告する。
表９は，出願件数を被説明変数とする推定結果である。分析期間は企業上場から 2018
年までとする。モデル（１）～（５）は，資本投入と人的資本およびコントロール変数を様々な組み替えして推定した結果である。
まず，研究開発の資本投入に関しては，前期の研究開発費（L_lnRD）の投入にプラス効果があり，t 値も１％の有意水準で有意である。ただ，人的 資本を表す変数を加えることにより，係数は少しずつ小さくなった。資本投入の効果は，（0.2777 から，0.1832，
0.1564 へ）ほぼ半減した。つまり，人的資本などの変数がないモデルでの推定は，資本投入の効果を過大評価する可能性がある。その一方，前期の研究開発強度（L_sRD）は，モデル（１）～（５）において，すべて有意の推定結果を得られなかった。
次に，人的資本を表す変数に関しては，すべて有意の推定結果を示している。そのうち，各年の発明者数（Num_inventor）および各年の管理職発明者人数（Num_invent～a）は，プラス効果があり，t 値も１％有意である。また，どのモデルにおいても，発明者管理職人

131東アジア論壇 第 18 号

数の係数は，発明者数の係数より，10 倍以上に高い。企業の研究開発に従事している研究者（発明者）の人数および管理職発明者人数の増加は，いずれも企業の特許出願件数の増加を促進する効果があるが，特に発明者管理職人数の増加の効果は，一般の研究者（発明者）の人数の増加より，効果が高いことを示している。管理職発明者とは，発明者でありながら，当該企業の管理職でもある。ここでの管理職は企業の取締役，CEO などの経営陣だけでなく中間管理職も含めている。つまり企業の経営戦略，イノベーション運営仕組みを関与しながら，技術にも熟知し，実際の研究開発にも参加し，発明者の役割も担っている。このようなハイレベル人材が多く集まっていることで，①自分が参加している研究活動が特許出願に貢献すると同時に，②企業の技術経営戦略の方針是正，より良い研究
開発活動への環境づくりへの改善をすることができ，当該企業のその他の研究者にも影響を与えることを考えられる。
人的資本を表すもう２つの変数についてであるが，発明者率（R_inventor）は有意な正の結果となる。発明者率は，従業員数に占める発明者数の比率である。つまり，当該企業の研究開発チームの規模が相対的に大きければ，特許出願件数を促進する効果がある。その一方，管理職発明者率（R_inventor～a）は有意な負の結果である。研究開発チームの中，管理職の発明者の比率が高ければ高いほど，イノベーション産出にはマイナスの影響を与えることを示している。管理職の発明者の存在および研究開発への参加は，企業のイノベーション戦略の策定，イノベーション産出に大きな意味がある一方，管理職発明者の比率がある程度高くなると，日常に地味な研究開発作業に没頭できる人材が相対的に少なくな
るか，あるいは質の高い発明を目指すため，特許出願の数に反映していないのか，次の登録件数を被説明変数とするモデルに合わせて議論する。

132

東アジア論壇 第 18 号

表 9 推定結果 全体① 出願件数
全体
(1)
(2)
(3)
(4)
(5)
application application application application application
L_lnRD
0.2006*** 0.2777*** 0.1832*** 0.1564***(13.24)(5.62)(4.07)(4.12)
L_sRD-0.43101.03600.99290.7381(-1.89)(1.32)(1.40)(1.24)
Num_inventor
0.0061***0.0079*** 0.0057*** 0.0061***(19.27)(18.91)(15.23)(16.55)
Num_inventor_Ma 0.1043***
0.1972*** 0.0841*** 0.0857***(12.20)(18.69)(8.29)(8.28)
R_inventor
9.2790***9.5837*** 9.2287***(20.02)(14.92)(14.07)
R_inventor_Ma-0.9459***-0.9785*** -1.0279***(-12.00)(-10.00)(-10.49)
L_lnprofit
0.06440.02940.04380.1368***(1.52)(0.74)(1.39)(6.09)
L_sprofit
0.1660-0.1317-0.2698-1.1351***(0.47)(-0.39)(-0.95)(-4.88)
L_lnExport-0.0029-0.0194-0.00810.0104(-0.18)(-1.31)(-0.64)(0.82)
L_sExport
0.16420.12910.1756-0.0073(1.06)(0.88)(1.30)(-0.06)
L_semployees-0.0842-0.06130.02330.0172(-1.88)(-1.54)(0.80)(0.60)_cons
0.7242*** -0.6063*** -0.2227* 0.7279*** 0.9963***(11.04)(-5.43)(-2.16)(6.99)(10.64)
Number of obs
4332
3326
3326
2694
2696
Number of groups 716
530
530
493
493
Wald chi2
3341.37206.481853.42
1900.52
1822.65
Prob > chi2
0.00000.00000.00000.00000.0000Log likelihood-8848.534 -6923.741 -6540.906 -5489.939 -5511.683
注：（ ）内は t 値。*、**、***はそれぞれ、10%、5%、1%の有意水準を表す（両側検定）。

表 10 は登録件数を被説明変数とする推定結果である。登録件数（TotalRe～2020）は，
企業 i が t 年に出願した特許が 2020 年６月までに登録されていた特許の合計件数である。
また前節に説明した通り，分析期間を企業上場後から 2016 年（出願年）までとした。
出願人（企業）は，特許権を取得したければ中国知的財産権局に実体審査を請求する。
審査を経て，質の低い特許出願が拒絶され，発明の新規性 と進歩性が認められる特許出願が登録される。一般的には，登録された特許は，特許の質が高いと思われる。
登録件数を被説明変数とする推定結果と上述した表９の出願件数を被説明変数とするモデルの違いは，企業のイノベーションの数と質の違いであろう。推定結果をみてみよう。

133

東アジア論壇 第 18 号

表 10 推定結果 全体② 登録件数
全体
(1)
(2)
(3)
(4)
(5)
TotalRegiste2020 TotalRegiste2020 TotalRegiste2020 TotalRegiste2020 TotalRegiste2020
L_lnRD
0.01030.07600.0031-0.0299(0.38)(1.06)(0.05)(-0.48)
L_sRD-0.28892.2424*
1.7152
1.2091(-0.82)(2.28)(1.86)(1.37)
Num_inventor
0.0054***0.0129***0.0097***0.0097***(7.31)(14.14)(9.94)(10.11)
Num_inventor_Ma 0.1380***
0.2111***0.1126***
0.1141***(8.94)(12.72)(5.97)(6.06)
R_inventor
8.5995***6.6951***
6.6377***(10.71)(6.21)(6.22)
R_inventor_Ma-0.9118***-0.9877***-0.9871***(-7.82)(-6.76)(-6.82)
L_lnprofit
0.1370*0.04740.05670.0353(2.25)(0.83)(1.06)(0.92)
L_sprofit-0.5753-0.3093-0.5637-0.4964(-1.09)(-0.61)(-1.19)(-1.35)
L_lnExport-0.0154-0.0222-0.0371-0.0378(-0.64)(-0.97)(-1.80)(-1.90)
L_sExport
0.26470.36670.5322*
0.5483*(1.16)(1.63)(2.44)(2.56)
L_semployees-0.0422-0.0439-0.0082-0.0309(-0.56)(-0.65)(-0.13)(-0.50)_cons
0.9594***-0.06930.23401.1295***1.2009***(9.26)(-0.41)(1.39)(6.56)(8.04)
Number of obs
3065
2237
2237
1842
1844
Number of groups 648
444
444
418
418
Wald chi2
724.6539.21
583.42478.72476.83
Prob > chi2
0.00000.00000.00000.00000.0000Log likelihood-4903.170-3514.861-3321.835-2923.720-2928.227
注：表 9 に同じ。

まず，研究開発資本の投入については，前期研究開発費（L_lnRD）の符号はプラスであるが，モデル（１）～（５）では有意ではなくなった。研究開発の強度は，人的資本を表す諸変数が投入していないモデル（２）以外は，有意ではない。研究開発資本の投入は，特許の数の増加に促進効果があるが，質の高い特許登録の増加には効果が低減していることが示唆される。
その一方，人的資本については，発明者数，管理職発明者人数，および発明者率の特許登録件数へのプラス効果はいずれも１%有意である。質の高い特許登録の増加への人的資本の重要性が確認できた。企業の中では，研究開発している発明者の人数が多いほど，管理職発明者人数が多いほど，また従業員数に占める発明者数の比率（企業の研究開発チームの相対的な規模）が大きければ企業のイノベーションの産出の数も質も大きな意味があることを示唆している。

134東アジア論壇 第 18 号

その一方，管理職発明者率（R_inventor～a）は出願件数とする表９と同じく，有意な負の結果となった。研究開発チームの中，管理職の発明者の比率が高ければ高いほど，特許登録件数にも同じくマイナスで，有意な推定結果となる。こうした結果になった理由は，管理職の発明者の存在および研究開発への参加が，企業のイノベーション戦略の策定，イ
ノベーション産出に大きな意味がある一方，管理職発明者の比率がある程度高くなると，
日常的な研究開発作業に没頭できる人材が相対的に少なくなるからだと考えられる。また，
もう１つの要因として，文末付表の管理職発明者の比率が 70％以上の企業リストをみると，企業の発明者人数自体が少なく（場合によっては２～３人もある），たまたま発明者が管理職となっているケースが多いことが考えられる。こうした企業は特許出願活動が活発的ではないので，質の高い出願が多くないと思われる。
上述の表９の出願件数，表 10 の登録件数についての推定結果を総合的にまとめてみよう。企業のイノベーションの数と質の違いについてみると，研究開発資本の投入は，特許出願数の増加に促進効果があるが，質への効果は低減する。また，企業の発明者数，管理職発明者人数，発明者率が高ければ，イノベーションの数にも，質にも大きな促進効果をもたらしている。イノベーションに対する人的資本，つまり，研究開発を行っている主体である研究者（発明者）の様々な貢献に関し，先行研究では議論されていない重要なファクターを検証できた。

5.3.推定結果：所有構造別
先行研究にも言及したように，中国のように所有構造において国有，民営企業が並存している混合経済におけるイノベーション活動は，民営企業を主体とする先進国での市場経
済とは異なる側面がある。中国企業の特殊性を考慮し，所有構造（国有，民営など）によるイノベーションの投入と産出の相違はあるのかを検証する必要がある。
まず，所有制別にイノベーションの投入と産出の傾向を簡単に比較してから、実証分析を行う。
表 11 は創業板に上場した企業の所有別研究開発費投入の有無を示している。企業数からみれば民営企業が一番多く，国有企業，株式会社の企業と続いている。研究開発費投入の有無の比率から見ると，民営は 98.63%，国有は 99.36%，株式会社は 96.55%で，ほとん

135東アジア論壇 第 18 号

どの企業は研究開発資本を投入している9。表 12 の所有構造別出願の有無に目を向けると，民営企業の 95.84%，国有企業の 98.33%，株式会社企業の 97.56%は特許出願経験がある。

表 11 所有構造別研究開発費投入の有無
所有構造別
サンプル数：
研究開発費ない
研究開発費ありTotal
比率：
研究開発費ない％
研究開発費あり％
Total

国有
2
309
311
国有
0.64
99.36
100.00

集団
0
13
13
集団
0.00
100.00100.00

外資
1
94
95
外資
1.05
98.95
100.00

株式
0
288
288
株式
0.00
100.00100.00

その他
1
28
29
その他
3.45
96.55
100.00

Total
50
4,032
4,082
Total
1.22
98.78
100.00

所有構造別
民営
株式
194
9
4,471
360
4,665
369
民営
株式
4.16
2.44
95.84
97.56
100.00100.00

その他
0
43
43
その他
0.00
100.00100.00

Total
224
5,431
5,655
Total
3.96
96.04
100.00

民営
46
3,300
3,346
民営
1.37
98.63
100.00

出所：筆者作成。

表 12 所有構造別出願の有無
サンプル数：
1993～2020 まで出願ない
1993～2020 まで出願あり
Total
比率：
1993～2020 まで出願ない％
1993～2020 まで出願あり％

Total

国有
7
411
418
国有
1.67
98.33
100.00

集団
0
17
17
集団
0.00
100.00100.00

外資
14
129
143
外資
9.79
90.21
100.00

出所：筆者作成。

所有構造によるイノベーションの資本投入と産出にほぼ同様の傾向がある中，資本投入および人的資本のイノベーションの数と質への貢献につい て，所有構造の間で相違はあるのか，推定してみる。

9劉（2014）の中国の一定規模以上の工業企業の 2004～2007 年のデータでは，研究開発費の 投入の有無についての統計では，国有企業 25.03%，私営企業 11.09%という低いレベルであ った。それに比べて，創業板上場企業の研究開発費の投入比率は非常に高い。

136東アジア論壇 第 18 号

表 13 は出願件数および登録件数を被説明変数とするモデルである。説明変数は同じである。両モデル合わせて推定結果を報告する。
まず、民営企業に関しては、ほぼ全体の推定結果と同じ傾向になる。研究開発資本の投入については，前期研究開発費（L_lnRD）が，出願件数に有意なプラス効果が確認できたが，登録件数に有意ではない。研究開発の強度もどちらでも有意ではない。その一方，人的資本については，発明者数，管理職発明者数，および発明者率は特許登録件数に有意なプラス効果がある。イノベーションの数・質ともに，資本の投入よりも人的資本のほうは重要性があることを再確認できた。
次に，国有企業に関する興味深い結果は資本投入の効果である。前期研究開発費（L_lnRD）は，出願件数にも，登録件数にもプラスで有意な結果を得ている。そして，人的資本については，発明者数はプラス効果を得られなかった。研究開発を行う研究者（発明者）の人数の多寡は出願件数にも，登録件数にも影響が検出されなかった。国有企
業では，研究人材をどのように活用しているのか，疑問が残る。国有企業のイノベーションの産出に影響を与えるのは，従業員数に占める発明者比率（R_inventor）と管理職発明者人数（Num_invent～a）である。以上の推定結果をまとめると，国有企業は民営企業より資本投入のプラス効果が大きい一方，発明者の多寡の効果は検出されていない。国有企
業は人材駆動ではなく，資本依存型のイノベーションであることを示唆している。ただ，国有企業においても，研究開発部署の相対的な規模が大きく，研究開発・技術の発明に関しては深い理解がある管理職の人数が多いことが，イノベーションの数と質を高める要因となっているといえる。

137

東アジア論壇 第 18 号

表 13 推定結果 所有別 出願件数・登録件数

L_lnRD
L_sRD
Num_inventor
Num_inventor_Ma
R_inventor
R_inventor_Ma
L_lnprofit
L_sprofit
L_lnExport
L_sExport
L_semployees_cons
Number of obs
Number of groups
Wald chi2
Prob > chi2
Log likelihood

民営(1)
application
出願件数
0.1146**(2.60)
0.1266(0.17)
0.0117***(17.64)0.1104***(9.76)
6.6830***(8.09)-1.0597***(-9.99)0.0311(0.82)-0.4242(-1.28)-0.0014(-0.10)0.0402(0.26)-0.0659(-1.52)
1.0988***(9.37)
2151
403
1286.410.0000-4285.4673

国有(2)
application
0.3582**(2.60)-5.9156(-1.66)0.0016(1.29)
0.1173**(2.89)
12.3190***(5.38)-0.3164(-0.80)-0.1652(-1.51)0.0082(0.01)-0.0309(-0.79)0.0858(0.18)
0.0575(1.43)
0.9526*(2.54)
19732
140.520.0000-434.91195

民営
国有
(3)
(4)
TotalRegiste2020 TotalRegiste2020
登録件数-0.0272
0.5179*(-0.38)(2.04)
1.7685-19.0152*(1.83)(-2.37)0.0150***0.0012(10.32)(0.47)
0.1098***0.2410***(5.44)(3.37)
4.2553**15.0782***(3.24)(4.44)-1.0072***-0.8647(-6.43)(-1.45)0.0517-0.3558(0.84)(-1.84)-0.55221.9679(-1.00)(0.89)-0.0616**-0.0384(-2.67)(-0.62)0.6254*-0.2640(2.46)(-0.34)-0.0533-0.1209(-0.66)(-0.65)1.3547***1.1036(6.72)(1.78)
1446
143
334
28
386.4259.66
0.00000.0000-2218.2009-255.26285

注：表 9 に同じ。

6. まとめと今後の課題
本稿では，企業レベルのデータを用いて，中国の創業板に上場した企業のイノベーションの投入と産出について全体的に分析し，そして所有構造別にも分析した。結論は以下のようにまとめられる。
第１に，人的資本の重要性，つまり，研究開発を行っている主体である研究者（発明者）の様々な貢献について，先行研究では議論されていない重要なファクターを検証できた。
特に，企業の中では，研究開発している発明者の人数が多いほど，管理職発明者人数が多いほど，また従業員数に占める発明者数の比率（企業の研究開発チームの相対的な規模）が大きければ大きいほど企業のイノベーションの産出の数と質に大きな意味がある。

138

東アジア論壇 第 18 号

第２に，資本投入については，イノベーションの数の増加に効果がある 一方，質の向上には貢献していない。資本投入は重要であるが，その効果 は低下することが明らかになった。
第３に，所有構造別にみると，民営企業は全体とほぼ同じ傾向にあるが，国有企業は人材駆動ではなく，資本依存型のイノベーションを示唆している。ただ，国有企業でも研究開発部署の相対的な規模の大きさ，研究開発，技術の発明に関して深い理解がある管理職の人数の多さがイノベーションの数と質ともに促進する要因となっている。これにより従来の先進国を対象とする研究ではみられない特徴があることを明らかにすることができた。
特に資本投入および人的資本（発明者人数，管理職発明者など）の異同を検証できたこと
は，今後の中国企業のイノベーションの効率を向上させるために有意なインプリケーションを提供できるだろう。
最後に，一般的に，登録された特許出願は質が高い。本稿では，イノベーションの産出について，特許出願数だけではなく，特許の質を表す登録件数についても検証した。特に特許引用データ（出願者引用と審査官引用）が入手困難の中で，企業レベルのデータ整理
だけではなく，一件一件の特許データを精緻にみていくことにより，どのような要因により特許申請のレベルが高まるのかまでの分析を行った。
これらの知見は，中国のようなイノベーション新興国が直面する経済問題の解決やイノ
ベーション政策，産業政策などに有意なインプリケーションを提供できる効果が期待できる。また開発経済学，企業組織論の理論の発展にとっても意義が大きいと考えられる。
しかし、本論文には検討すべき課題も残されている。まず、人的資本の重要性、特に発明者および管理職発明者の役割の重要性は確認できたが，どのような管理職発明者はイノベーションへの促進効果がより高いのかまでの分析はまだ行っていない。今後は，管理職
発明者の個票データ（年齢，学歴，留学経験，共産党員など）と特許データを接続して分析することにより，発明者レベルで検証したい。
また，企業のイノベーション産出を正確に測るため，特許出願数・登録数だけではなく，
被引用数，PCT 国際特許出願件数，特許の維持期間などの質を重視した分析が必要である。
これらを今後の長期課題としたい。
さらに，産業技術の複雑化と高度化が進む中，中国企業も自社だけではなく，他企業，
大学や研究機関と共同研究開発をすることが多くなっている。特許データでは，共同出願者のデータなどが公開されているので，オープンイノベーションの構造を特定できる。今139東アジア論壇 第 18 号

後は，産学連携・共同研究・共同出願のデータを整理することにより，企業のオープンイ
ノベーションの効果を検証したい。
今回の研究は中国創業板に上場した企業を中心として検証してきたが，今後は上海株式市場に上場している大手企業（特に国有企業）および深圳に上場している中小・ベンチャ
ー企業を検証対象に加え，中国企業の全体像を把握してみたい。

＜参考文献＞
加藤弘之（2013）『「曖昧な制度」としての中国型資本主義』NTT 出版社。
鈴木潤・後藤晃（2006）「特許統計から見た“価値の高い発明”の特性の解明（2）」『特許データを用いた技術革新に関する研究』特許庁。
鈴木潤・後藤晃（2007）「日本の特許データを用いたイノベーション研究について」特集『知的財産のダイナミクスを捉える--実証研究の方法論』日本知財学会誌、3(3)、pp.17-30。
神宮健（2009）「中国の創業板市場について」『季刊中国資本市場研究』CCMR-33_AU2009_07、pp.64-75、公益財団法人野村財団。
董安生・楊嶷・何以・王恩宇・何海寿（2011）「中国創業板の発行制度分析」『季刊中国資本市場研究』CCMR-5-3_AU2011_01、pp.2-23、公益財団法人野村財団。
日本特許庁（2019）『特許行政年次報告書 2019 年版』。
元橋一之（2005a）「特許庁整理標準化データを用いた研究者用データベースの作成について」『特許データを用いた技術革新に関する研究』平成 16 年度・（特許庁研究事業大学における知的財産権研究プロジェクト研究成果報告書、2005 年 3 月。
元橋一之（2005b）「整理標準化データにおける特許引用情報の活用可能性に関する調査研
究」」『特許データを用いた技術革新に関する研究』平成 16 年度・（特許庁研究事業大学における知的財産権研究プロジェクト研究成果報告書、2005 年 3 月。
元橋一之（2011）「事業所・企業統計と特許データベースの接続データを用いたイノベー
ションと企業ダイナミクスの実証研究」RIETI Discussion Paper Series 11-J-009。
みずほ中国（2019）「上海証券取引所の新市場「科創板」、登録制導入で株式発行を効率化

140東アジア論壇 第 18 号

種類株採用、中国系海外法人の上場も可能に」。
山田節夫（2009）『特許の実証経済分析』東洋経済新報社。
李春霞（2018）『中国の産業発展とイノベーション政策』専修大学出版局。
劉曙麗（2014）「中国における企業の研究開発活動およびその決定要因の実証分析」
『中国
経済研究』
、11（1）、pp.22-46。
Dang, Jianwei and Kazuyuki Motohashi (2015) “Patent statistics: A good indicator for innovation in China?
Patent subsidy program impacts on patent quality” China Economic Review Volume 35, Sep 2015,
pp.137-155.
Hall, Jaffe and Trajtenberg (2000) “Market Value and Patent Citations: A First Look” NBER Working Paper
7441.
Hall, Jaffe and Trajtenberg (2001) “The NBER Patent Citations Data File: Lessons, Insights andMethodological Tools” NBER Working Paper 8498.
Hu, Albert Guangzhou and Jefferson, Gary H. (2009) “A great wall of patents: what is behind china's recent
patent explosion?” Journal of Development Economics. 90 (1), pp.57–68.
Hu, Albert Guangzhou (2010) “Propensity to patent, competition and china's foreign patenting surge”
Intellectual Property for Economic Development Chapter 11.
Jaffe, Trajtenberg and Fogarty (2000) “The Meaning of Patent Citations: Report on the BER/Case-Western
Reserve Survey of Patentees” NBER Working Paper 7631.
Lanjouw, J. O. and M. Schankerman (1999) “The Quality of Ideas: Mesuring Innovation with Multiple
Indicators.” NBER Working Paper, 7345.
Lanjouw, J. O. and M. Schankerman (2004) “Patent Quality and Research Productivity: Measuring
Innovation with Multiple Indicators.” Economic Journal, 114, pp.441-465.
Li, Xibao (2012). “Behind the recent surge of Chinese patenting: an institutional view” Research Policy 41 (1),pp. 236–249.
Pandit, S., Wasley and C. E.and Zach, T. (2011) “The effect of research and development (R&D) inputs andoutputs on the relation between the uncertainty of future operating performance and R&D expenditures”
Journal of Accounting, Auditing & Finance, 26(1), pp.121-144.
Zhiyuan Chen and Jie Zhang (2019) “Types of patents and driving forces behind the patent growth in China”
Economic Modelling, Volume 80, pp.294-302,

141東アジア論壇 第 18 号

Human Capital and Innovation: Empirical Analysis of Companies Listed on ChiNext

Shuli LIU and Chunxia LI

Abstract
In this paper, we examined the factors behind the rapid increase in patent applications in China in recent
years by connecting the financial data and patent data of listed companies on the Shenzhen Stock Exchange(SZSE) ChiNext Market.

The main results are summarized as follows:First, we were able to examine key factors that have not been discussed in previous research regarding theimportance of human capital, that is, the various contributions of researchers (inventors) who are the main
actors in R&D.
Next, regarding capital investment, while it is effective in increasing the number of innovations, it does notcontribute to the improvement of quality.
Finally, in terms of ownership structure, private enterprises tend to be almost the same as the whole. Stateowned enterprises suggest capital dependent innovation rather than human resources-driven innovation.
Moreover, even in state-owned enterprises, the larger the relative scale of the R&D department, the higher thenumber of managers who are inventors (with a deep understanding of R&D and the invention of technology),
and the more factors that promote the number and quality of patents.

142東アジア論壇 第 18 号

付表：
ID

企業名

300033.SZ2010

同花顺

1

0

4

3

0.75

300033.SZ2011

同花顺

1

1

4

3

0.75

300039.SZ2006

出願件数

登録件数

発明者数

管理職発
明者数

管理職発明
者比率

上海凯宝

4

2

1

1

1

300039.SZ2007

上海凯宝

1

0

1

1

1

300039.SZ2009

上海凯宝

2

1

1

1

1

300039.SZ2011

上海凯宝

2

1

1

1

1

300039.SZ2020

上海凯宝

2

0

4

3

0.75

300043.SZ2011

星辉娱乐

3

1

1

1

1

300043.SZ2013

星辉娱乐

4

2

1

1

1

300043.SZ2019

星辉娱乐

1

0

1

1

1

300044.SZ2008

赛为智能

3

2

4

3

0.75

300049.SZ2011

福瑞股份

1

1

2

2

1

300057.SZ2010

万顺新材

2

2

1

1

1

300057.SZ2018

万顺新材

1

0

1

1

1

300082.SZ2019

奥克股份

1

0

4

3

0.75

300086.SZ2009

康芝药业

2

2

2

2

1

300089.SZ2008

文化长城

1

0

4

3

0.75

300089.SZ2009

文化长城

2

1

4

3

0.75

300089.SZ2012

文化长城

4

0

1

1

1

300094.SZ2009

国联水产

2

2

1

1

1

300108.SZ2007

吉药控股

1

1

4

3

0.75

300108.SZ2008

吉药控股

2

2

5

4

0.8

300108.SZ2011

吉药控股

2

0

1

1

1

300126.SZ2007

锐奇股份

2

0

1

1

1

300126.SZ2011

锐奇股份

1

1

1

1

1

300126.SZ2013

锐奇股份

2

1

4

3

0.75

300127.SZ2007

银河磁体

2

2

2

2

1

300130.SZ2004

新国都

2

1

1

1

1

300130.SZ2006

新国都

1

0

1

1

1

300130.SZ2009

新国都

1

1

1

1

1

300138.SZ2004

晨光生物

1

1

4

3

0.75

300149.SZ2006

量子生物

2

1

1

1

1

300151.SZ2009

昌红科技

2

2

2

2

1

300153.SZ2008

科泰电源

2

1

7

5

0.71

300153.SZ2019

科泰电源

2

0

7

5

0.71

300154.SZ2004

瑞凌股份

1

1

1

1

1

300154.SZ2009

瑞凌股份

4

3

4

3

0.75

300154.SZ2010

瑞凌股份

3

1

3

3

1

・・・

・・・

（以下略）

143

東アジア論壇 第 18 号

研究論文
日本の外国人創業促進政策の効果に関する考察1
戴二彪 （アジア成長研究所 教授）

要旨

本研究では，「経営・管理」または「高度専門職 1 号ハ」のビザ（在留資格）を持つ在留外国人に関する統計などに基づいて，日本における外国人（外国籍）企業家の都道府県分布の影響要因を分析し，各地の外国人創業促進政策の効果を検証する。2015～19 年のパネルデータと固定効果モデルを用いて分析した結果によると，都道府県の「経営・管理」
ビザ所持者数や「高度専門職 1 号ハ」ビザ所持者数に対して，（地域マーケットの規模と成長性を示す）「地域総人口」，「1 人当たり地域総生産」，および「地域のインバウンド観
光客数」はいずれも統計的に有意なプラスの影響を与えている。一方，地域の外国人創業促進政策は，「経営・管理」ビザ所持者数に対して統計的に有意なプラスの影響を与えているが，「高度専門職 1 号ハ」ビザ所持者数への影響は統計的に有意ではない。また，都道府県の外国人企業家の年増加率に対しても，地域の外国人創業促進政策はプラスの影響を与えているものの，統計的に有意ではない。
外国人創業促進政策の導入時間はまだ短いので，その効果についてはより長い期間を対象に検証し続ける必要がある。現段階の分析結果を見ると，外国人の創業をさらに活発にさせるためには，まず，規制緩和などを通じて，日本の持続可能な発展に寄与する成長分
野と投資需要を一層開拓・創出する必要がある。また，各地の発展ビジョン・創業優遇政策に関する情報を国内外に効果的に発信するとともに，国内在住の留学生を中心に創業支援活動を展開すべきである。

1

転載：戴二彪（2022）「日本の外国人創業促進政策の効果に関する考察」『東アジアへの視点』第 33 巻第 2 号（2022 年 12 月）、pp.2-23。

144東アジア論壇 第 18 号

1．はじめに

移民は労働力の供給を拡大し，移住国の本国生まれ労働者と雇用機会を奪い合うことがしばしば懸念される。しかし，移民は，移住国の特定分野の労働力不足を補うとともに，新会社を立ち上げ労働需要を拡大する可能性もある。起業における移民の役割に関する先行研究によると，移民は「雇用の創出者」として，米国のダイナミックな産業成長と雇用安定に大きな役割を担っている（Azoulay, et al., 2022；Wadhwa, et al., 2007）。
近年の日本においても，少子高齢化の加速に伴い，外国人の就労・創業・定住に関する規制緩和の必要性が重視されつつある（Dai and Hatta，2021）。米国など海外諸国の産業成長と地域振興における移民系企業の顕著な貢献を鑑み，外国人が持つチャレンジ精神・グロ
ーバルネットワーク資源を最大限に生かすために，2015 年ごろから，日本政府と地方自治体は，外国人の創業・起業促進事業を本格的に推進し始めている（内閣府地方創生推進事務局，2015；経済産業省，2018；法務省出入国在留管理庁，2017，2020b；福岡市，2017；北九州市，2018）。こうした背景の下で，日本で起業する外国出身の企業家が増加しつつある。しかし，一部の先進国と比べ，日本における影響力のある移民系企業の数も雇用規模もまだかなり小さい（Anderson，2018；NIF，2018；法務省出入国在留管理庁，各
年版）。また，47 都道府県の内，外国人の人気創業先になっている地域もあれば，外国人
創業数が期待通り伸びていない地域も多い。
本研究では，「在留外国人統計」（法務省出入国在留管理庁，各年版）などに基づいて，2015年以降の各地の外国人創業促進政策の効果に焦点を当てて，外国人企業家の都道府県分布の影響要因を分析する。また，こうした分析結果を踏まえて，日本各地の外国人創業を効果的に促進するために，若干の対策を提言する。

2．本研究における「外国人企業家」の定義とデータソース

出身国別・国籍別移民の詳しい在留情報が毎年定期的に公表されている米国・カナダ・
オーストラリアなど伝統的な移民受入れ国の統計と違い，日本の政府統計である「在留外国人統計」では，国籍別の統計しか公表されておらず，すでに日本国籍を取得した外国出身者は統計対象から除外されている。また，「永住者」，「日本人の配偶者等」「永住者の配145

東アジア論壇 第 18 号

偶者等」
「定住者」など身分に基づく在留資格所持者の職業に関する統計はない2。
他方，上述の「在留外国人統計」では，国籍別・在留資格（ビザ）別外国人の人数と都道府県別分布は統計されている。
「永住者」「日本人の配偶者等」「永住者の配偶者等」「定住者」など「身分に基づく在留資格」所持者を除けば，「活動内容に基づく在留資格」所
持者の職業は，ほとんど特定できる。企業の経営管理活動に従事する在日外国人の在留資格には，後述の「経営・管理」「高度専門職」「特定活動」がある。これらの在留資格別統計データに基づいて，外国籍企業家の推移や出身国別構成および居住地分布をおおよそ把握できる。本章は，企業の経営管理活動に従事する在日外国人の関連在留資格の適用対象を考察し，本研究の分析で用いられるデータを説明する。

2.1 「経営・管理」在留資格「経営・管理」在留資格は，日本在留の外国人に付与される就労ビザの一種である。日本の「入管法」では，外国人が日本で起業して事業を行う場合，または日本企業に投資して経営に携わる場合，あるいは日本にある企業の管理業務を行う場合などにおいて，「経営・管理」ビザが必要となる。かつては，このビザが「投資・経営」ビザと呼ばれていたが，2015 年の入管法改正により，同年 4 月 1 日より同ビザ名が「経営・管理」に変わった。
この「経営・管理」ビザを取得するためには，次の条件を満たさなければならない。
① 日本国内にすでに事業所を確保② 資本金等が総額 500 万円以上，又は日本に居住する常勤従業員 2 名以上の雇用③ 申請人の事業経営等経験が 3 年以上（大学院を含む），かつ，日本人と同額以上の報酬④ 事業計画書等の提出（事業が安定して継続的に営まれるものと客観的に認められる
もの）
ちなみに，上の②における「常勤従業員」に該当するものは，日本人・永住者・特別永住者・定住者・日本人の配偶者等・永住者の配偶者等，と限定されている。さらに，「500

通算在留年数が 10 年程度経つと，日本在留外国人企業家の多くは，他の就労ビザ所持者と同様，①「永住者」在留資格への変更，または②日本国籍への帰化，のどちらかを選択することになると見られる。ただし，こうした在留資格変更者と帰化者の職業別内訳に関する統計は存在していない。
2146東アジア論壇 第 18 号

万円以上の資本金」については，借入金が認められない場合もある。こうしたビザ審査基
準は，米欧の一部先進国と比べ，厳しすぎると指摘されている。
外国人にも創業しやすい環境を提供し，日本の産業振興と経済成長に貢献してもらうた
めに，近年の日本では，「国家戦略特区」の指定などを通じて，外国人の創業に関する規制緩和を推進している。
「国家戦略特区」制度は，“世界で一番ビジネスをしやすい環境”を作ることを目的に，大胆な規制・制度の緩和や税制面の優遇を行う規制改革制度である。平成 25 年度に関連する法律が制定され，平成 26 年 5 月に，6 つの区域が 1 回目の「国家戦略特区」として指定された。その後，2015 年と 2016 年にそれぞれ 2 回目と 3 回目の「国家戦略特区」が指定された。2022 年現在，日本全国で 10 の地域（13 の都道府県を含む）が「国家戦略特区」となっている（図 1）

図 1 国家戦略特区の指定地域（2022 年 3 月現在）

（出所）内閣府地方創生推進事務局（2022）

内閣府は，2015 年 7 月から，
「国家戦略特区」を規制改革の対象地域として，創業人材となる多様な外国人の受け入れ促進を図る「外国人創業活動促進事業」を開始した。この事業は，「国家戦略特区」地域内の地方自治体が外国籍創業希望者の事業計画などから

147

東アジア論壇 第 18 号

一定の要件を確認した場合，「経営・管理」の在留資格の基準を 6 ヵ月後までに満たす見込みがあれば，申請時点に“事業所の確保，500 万円以上の資本金，又は 2 人以上の常勤
職員の雇用”など従来の基準を満たしなくても，創業準備目的の「経営・管理」ビザ（スタートアップビザとも呼ばれる）で，6 ヵ月間，入国・滞在を認めることができる。
このスタートアップビザ申請手続きは複雑ではない（図 2）。申請者は，まず事業計画などの書類を該当する自治体に申請し，自治体の審査で認められれば創業活動に関する確認証明書が交付される。その確認証明書を所管する地域の出入国管理局に申請し，創業準備目的の「経営・管理」の在留資格が認定されれば，6 ヵ月間のビザを取得できる。その
6 ヵ月間内に，創業準備を計画通り進めれば，普通の「経営・管理」ビザへ更新され，事業活動を継続できる。

図 2 外国人投資促進事業で導入されたスタートアップビザの申請手順（出所）内閣府地方創生推進事務局（2015）148東アジア論壇 第 18 号

2022 年 1 月現在，東京都，神奈川県，京都府，新潟市，福岡市，北九州市，仙台市，愛知県，広島県，今治市（愛媛県）の 10 の自治体でこの事業が認められている。また，国家戦略特区と指定されている地域に含まれている他の地方自治体（沖縄県，大阪府，兵庫県）では，この名義の事業は実施されていないものの，実質的に同じく積極的に外国人創業促進政策を推進していると見られる（内閣府地方創生推進事務局，2022；沖縄県，
2022）。
このような制度改革もあって，「経営・管理」ビザが創設された 1989 年3から（COVID19 のパンデミックが発生した前の）2019 年まで，同ビザが交付された在留外国人企業家の人数が増加し続けていた。このビザ所持者に関する時系列統計は，日本における外国人
企業家の動向分析にとって最も重要なデータソースになっている。

2.2 「特定活動」在留資格
国家戦略特区制度が導入された以降，創業（起業）を重視する国際的潮流に合わせ，ス
タートアップビザの適用対象がさらに国家戦略特区指定地域外の一部の自治体や特定の大学へ拡大している。
2018 年 12 月，経済産業省は，外国人起業活動促進事業に関する告示を公布・施行し，外国人が起業しやすい新たな制度を法務省とともに創設した。新制度では，外国人起業家
は前述の「経営・管理」ビザ申請要件を満たさない場合でも，外国人起業活動促進事業の実施主体である地方自治体・入国管理局での審査を経ることで，起業準備活動を行うための在留資格「特定活動」の付与を受けられる。経済産業大臣が認定した，地方自治体
による「外国人起業活動管理支援計画」に基づく管理・支援などを受ける外国人起業家は，
最長で 1 年間，起業準備活動のために入国・在留することが可能となり，国家戦略特区内で実施されているスタートアップビザの在留期限（6 ヵ月）よりも長い（経済産業省，
2018）。
2019 年 1 月，経済産業省による第 1 号認定の結果，福岡市が初の実施団体となった。
2022 年 1 月現在，福岡市，愛知県，岐阜県，神戸市，大阪市，三重県，北海道，仙台市，横浜市，茨城県，大分県，京都府，渋谷区（東京都）の 13 自治体がこの「外国人起業活動促進事業」を導入している（経済産業省，2022）。
元々は，「投資・経営」という名称であった。1989 年の入管法改正により創設され，2015 年の法改正により「経営・管理」へ改名されるまで 25 年間使用された。
3149

東アジア論壇 第 18 号

具体的な取得手続きは次のとおりである。申請者は，事業計画などの書類を経済産業省
が認定する自治体に申請し，自治体の審査で認められれば起業準備活動に関する確認証明書が交付される。その起業準備活動証明書を，所管する地域の出入国管理局に申請し，「特定活動」の在留資格が認定されれば，6 ヵ月間のビザを取得できる。6 ヵ月後に「特定活動」ビザを更新する場合は，改めて自治体の審査を経て起業準備活動証明書の発行を受けたうえで，出入国管理局に申請する。1 年間の起業準備活動終了後，「経営・管理」
在留資格の要件を満たせば，同在留資格で事業を継続できる。
経済産業省・法務省の「外国人起業活動促進事業」と前述した内閣府の「国家戦略特区
外国人創業活動促進事業」では，地方自治体が外国人起業・創業支援の主役となっている
が，最近，米国などの経験を参考し，大学を支援の主役とする起業優遇制度も導入されている（法務省出入国在留管理庁，2020a）。2020 年 7 月 17 日に閣議決定された「まち・ひと・しごと創生基本方針 2020」等において，外国人留学生による日本での起業の円滑化を実現すべきことが盛り込まれたことを受け，2020 年 11 月，優秀な留学生の受入れに意欲的に取り組んでいるとされる一部の大学に在籍中から起業活動を行っていた留学生が，卒業後も日本で起業活動を続けることを希望する場合，一定の要件を満たせば在留資格「特定活動」による最長 2 年間の在留を認めるという新しい制度を導入した（法務省出入国在留管理庁，2020b）。
上述した経済産業省・法務省と地方自治体・大学による一連の外国人創業・起業促進事
業の実施と「特定活動」ビザの活用によって，日本で企業経営活動を試みる外国人が着実に増えているとみられる。ただし，「特定活動」ビザは，もともと既存の在留資格（14 種の就労できる在留資格と他の在留資格）に当てはまらない外国人の諸活動のために設けられるもので，様々の活動を含めている。このため，残念ながら，「特定活動」在留資格に関する統計からは，創業（起業）目的の在留外国人の人数と特徴は特定できない。

2.3 「高度専門職」在留資格
日本政府は，優秀な外国人材の受入れを促進するため，高度外国人材に対しポイント制を活用した出入国在留管理上の優遇措置を講ずる制度を 2012 年 5 月 7 日より導入した。
2015年に法務省は正式に新しい在留資格「高度専門職」を創設した（法務省出入国在留管理庁，2022）。
ここの高度外国人材とは，「国内の資本・労働とは補完関係にあり，代替することが出150

東アジア論壇 第 18 号

来ない良質な人材」であり，「我が国の産業にイノベーションをもたらすとともに，日本
人との切磋琢磨を通じて専門的・技術的な労働市場の発展を促し，我が国労働市場の効率性を高めることが期待される人材」とされている（法務省出入国在留管理庁，2022）。
2015 年に新設された「高度専門職」在留資格では，高度外国人材の活動内容を，「高度
学術研究活動」，「高度専門・技術活動」，「高度経営・管理活動」の 3 つに分類し，それぞれの特性に応じて，
「学歴」
，
「職歴」
，
「年収」などの項目ごとにポイントを設け，ポイン
トの合計が一定点数（70 点）に達した場合に，出入国在留管理上の優遇措置を与えることにより，高度外国人材の受入れ促進を図っている（法務省出入国在留管理庁，2017b）。
「高度専門職」ビザは，1 号と 2 号に分かれており，1 号は申請者の日本での活動内容に基づいて，以下のように 3 つに分けられている。
高度学術研究活動：「高度専門職 1 号イ」

高度専門・技術活動：「高度専門職 1 号ロ」

高度経営・管理活動：「高度専門職 1 号ハ」「高度」と名付けられているので，「高度専門職 1 号」ビザを取得するためには，まず専門人材を対象とする従来のいずれかの就労ビザの要件を満たす必要がある。専門人材向けの就労ビザには，
「教授」
，
「芸術」
，
「宗教」
，
「報道」
，
「経営・管理」，「法律・会計業務」
，
「医療」
，
「研究」
，
「教育」
，
「技術・人文知識・国際業務」，「企業内転勤」
，
「介護」
，「興
行」
，
「技能」の 14 種類がある。
要するに，上記のいずれかの就労ビザの要件に満たした上で，評価ポイントが 70 点以上あった場合に「高度専門職 1 号」が取得できる。そのうち，外国人企業家を対象とする「高度専門職 1 号ハ」は，「経営・管理」ビザおよび関連ビザ（法律会計業務）の高度版ともいえる。
なお，「高度専門職 2 号」は，
「高度専門職 1 号」で 3 年以上在留していた外国人が申請できる在留資格である。
「高度専門職 2 号」を取得すれば，「永住者」と同様に在留期限が無期限となる。
注意すべきことは，「高度専門職 1 号」に関する統計は，イ），ロ），ハ）別で分けられており，その内訳が判明できるが，「高度専門職 2 号」に関する統計については，各年の同在留資格所持者総数だけが公表され，その活動内容別人数の内訳は判明できない（法務省出入国在留管理庁，各年版）。

151

東アジア論壇 第 18 号

2.4 本研究で用いられるデータ
前の 3 つの小節（2.1～2.3）では，日本で創業・経営活動に従事する外国人に関する 3 つの在留資格カテゴリーの性格（適用対象など）とそれぞれの統計データの利用可能性について考察した。この 3 つの在留資格の内，「特定活動」に関する統計データには，様々の活動が含まれており，創業（起業）活動従事者の人数・地域分布に関するデータが特定できない。また，「高度専門職 2 号」に関する統計データは，企業経営以外の活動を含む 3
種類の活動全体に関するものであり，同じ欠点を持っている。
上述した「在留外国人統計」における企業経営関連在留資格の適用対象とデータ状況を踏まえて，本研究では，主に「経営・管理」ビザ所持者・「高度専門職１号ハ」のビザ所持者に関する統計に基づいて，日本における外国人企業家の特徴，地域分布および影響要因を考察する。

3．日本における外国人企業家の特徴

3.1 日本における外国人企業家数の推移
図 3 は，2006 年以降の日本における外国人「経営・管理」ビザ所持者と「高度専門職 1号ハ」ビザ所持者数の推移を示している。同図から，この 2 種類の外国人企業家数は，2019年までいずれも増加しつつあるが，2020年以降減少に転じている，という動向が確認
できる。

図 3

日本における外国人企業家向けのビザ所持者の推移（単位：人）40,000800

35,000700

30,000600

25,000500

20,000400

15,000300

10,000

200

5,000

100

0

0

経営管理(左軸）

高度専門職1号ハ（右軸）（出所）法務省出入国在留管理庁（各年版）より作成

152東アジア論壇 第 18 号

しかし，表 1 に示されているように，2020 年の「経営・管理」ビザの更新数（新規交付と在留期限満了後の継続更新の両方を含む）は，2014～18 年の数に及ばないものの，2019
年の数を超えている。同年の「高度専門職 1 号ハ」ビザの更新数も，2019 年に次ぐ 2 番目の多さとなっている。
表 1 近年の日本における外国人企業家向けのビザ更新数の推移（単位：人，％）③経営・管理 ④高度専門職1号ハ③/②（％）

年

①全体

②就労ビザ

2013

135,289

24,065

2,124

－

8.83

2014

142,700

27,550

2,770

－

10.05

2015

159,235

32,900

3,585

16

10.90

2016

180,480

37,476

3,951

51

10.54

2017

215,599

42,883

3,157

122

7.36

2018

325,149

47,978

2,781

189

5.80

2019

269,153

52,875

2,382

314

4.50

2020

392,415

59,185

2,694

289

4.55

（出所）法務省出入国在留管理庁（各年版）より作成

では，なぜ 2020 年以降に，日本在住の「経営・管理」ビザ所持者と「高度専門職 1 号
ハ」ビザ所持者数が減少しているのであろうか（図 3）。その主な理由として，①コロナの影響でビザが交付されても入国できない者がいる，②日本国籍または永住権を取得したなどの原因で「在留外国人統計」における「経営・管理」と「高度専門職 1 号ハ」の統計対象から除外された者の数は，新規統計対象の数を上回った，の 2 つがあげられる。

3.2 日本における外国人企業家の出身地構成

表 2 と表 3 は，
「経営・管理」ビザ所持者と「高度専門職 1 号ハ」ビザ所持者の出身地
域・出身国構成を示している。両表からは，次の特徴が分かる。
① 出身地域構成をみると，「経営・管理」ビザ所持者のうち，アジア出身者（アジア地域の国籍を持つ者）の割合は，2012 年の 82.6％から 2015 年の 87.7％，2020 年の 91.2％
へと上昇しつつあり，他地域出身者の割合と比べ，極めて突出している。
一方，「高度専門職 1 号ハ」ビザ所持者（高度経営管理者）の内，アジア出身者の割合は，同ビザが新設された 2015 年の 41.2％から 2020 年の 68.6％へ上昇しているもの

153東アジア論壇 第 18 号の，在日外国人全体におけるアジア出身者の割合（8 割超）を下回っている。これに対して，同ビザ所持者におけるヨーロッパ・北米・オセアニア出身者の割合は 2015
年の 56.9％から 2020年の 30.3％へ下落しているが，在日外国人全体におけるこれら地域の出身者の割合合計（6％程度）を大きく超えている。
② 国別構成をみると，「経営・管理」ビザ所持者のうち，中国，韓国・北朝鮮，ネパー
ル，パキスタンの出身者が上位を占めている。中国出身者の割合は群を抜いて 1 位になっているが，南アジア・東南アジア出身者の割合も急上昇している。一方，「高度
専門職 1 号ハ」ビザ所持者の内，中国，米国，韓国，イギリスの出身者の割合が上位を占めている。

表 2 外国人企業家向けのビザ所持者の出身地域構成（単位：人，％）
2012年

2015年

高度専門職
経営・管理
１号ハ

総数

2020年

高度専門職
経営・管理
１号ハ

総数

高度専門職
経営・管理
１号ハ

総数

総数（人）

2,033,656-

12,6092,232,189

51

18,1092,887,116

676

27,235

アジア

1,638,417-

10,415

1,835,811

21

15,8872,435,281

464

24,842欧州

56,894-

1,045

68,17916

1,082

75,010

85

1,242

北米

61,066-820

66,06412

771

71,564

101

745

オセアニア

12,536-

227

13,561

1

253

13,760

19

254

アフリカ

10,880-59

13,368-82

18,5952

107

南米

253,243-41

234,6331

32

272,279

5

43

無国籍

620

-

2

573

-

2

627

0

2

構成（％）

100.0

-

100.0

100.0

100.0

100.0

100.0

100.0

100.0

アジア

80.6

-

82.6

82.2

41.2

87.7

84.3

68.6

91.2

欧州

2.8

-

8.3

3.1

31.4

6.0

2.6

12.6

4.6

北米

3.0

-

6.5

3.0

23.5

4.3

2.5

14.9

2.7

オセアニア

0.6

-

1.8

0.6

2.0

1.4

0.5

2.8

0.9

アフリカ

0.5

-

0.5

0.6

-

0.5

0.6

0.3

0.4

南米

12.5

-

0.3

10.5

2.0

0.2

9.4

0.7

0.2

無国籍

0.0

-

0.0

0.0

-

0.0

0.0

-

0.0

（出所）法務省出入国在留管理庁（各年版）より作成

154

東アジア論壇 第 18 号

表 3 外国人企業家向けのビザ所持者の出身国（地域）構成（単位：人，％）
2012年
総数
総数

2015年

高度専門職
経営・管理
１号ハ

総数

2020年

高度専門職
経営・管理
１号ハ

総数

高度専門職
経営・管理
１号ハ

2,033,656-

12,6092,232,189

51

18,1092,887,116

676

27,235

中国

652,595-

4,423

665,847

8

8,690

778,112352

14,317

韓国・朝鮮

530,048-

2,941

457,7725

2,928

426,908

45

2,819

ネパール

24,071-

513

54,775-865

95,982

0

1,708

スリランカ

8,428

-

326

13,152-469

29,290

2

1,427

パキスタン

10,599-732

12,708-904

19,103

4

1,374

台湾

22,775-331

48,723

4

636

55,872

25

787

ベトナム

52,367-

23

146,956-78

448,053

8

640

米国

48,361-

687

52,27112

650

55,761

91

605

インド

21,654-307

26,244

1

320

38,55812387

バングラデシュ

8,622

-

181

10,835-224

17,463

1

362

アフガニスタン

1,609

-

172

2,639

-

228

3,509

0

293

フランス

8,455

-

229

10,672

4

236

12,264

16

279

イギリス

14,653-244

15,826

4

238

16,891

33

261

オーストラリア

8,889

-

192

9,843

-

210

9,758

16

211

ドイツ

5,223

-

124

6,336

1

126

6,114

9

158

ルーマニア

2,185

-

9

2,408

-

11

9,249

1

153

タイ

40,133-108

45,379-112

53,379

0

123

カナダ

9,006

-

120

9,538

-

110

10,103

7

121

トルコ

2,529

-

27

4,157

-

40

6,212

2

115

モンゴル

4,837

-

23

6,590

-

42

13,5040107（出所）法務省出入国在留管理庁（各年版）より作成

3.3 在日外国人企業家の経営分野「在留外国人統計」には，外国人企業家の経営分野に関する統計データが公表されていない。このため，他の関連情報ソースからそれを推定せざるを得ない。表 4 は，東洋経済
データサービス（2021）の「日本の会社データ 4 万社」に基づいて作成されたもので，2010 年以降設立された，外国人が経営している企業 296 社の産業分野構成を示している。
同表から，この 296 社の内，製造業企業が約 15％弱しか占めていないが，第 3 次産業に属す企業は 85％以上も占めていることがわかる。後者の内訳をみると，卸売（輸入・輸出貿易など），情報・システム・ソフト，ホテル・旅行・レジャーは，上位 3 大分野となっており，金融・保険，投資業・投信顧問等，コンサルティング，不動産・建設投資など分
野も外国人企業家の重要な活躍領域となっている（表 4）。
注意すべきことは，東洋経済データサービス（2021）の「日本の会社データ 4 万社」に収録されている企業は，上場企業の他，規模の比較的に大きな企業 4 万 2,000 社から構成される。外国人が起業しやすい飲食関連企業の実際の割合は，このデータベースにおけるプレゼンスと比べ，より高いと考えられる。

155東アジア論壇 第 18 号

表 4 外国人経営企業の所在地別・産業分野別構成（単位：社）
所在地

収録企業数

北海道

1

茨城県

2

東京都

223

神奈川県

分野

収録企業数

サービス業

17

254

卸売

76

情報・システム・ソフト

52

ホテル・旅行・レジャー・娯楽

13

千葉県

2

金融・保険

11

埼玉県

3

投資業・投信顧問等

10

長野県

1

コンサルティング

9

愛知県

6

不動産・建設8

静岡県

1

専門店・他小売り

7

三重県

1

運送

6

大阪府

21

新聞・出版・文化

5

兵庫県

14

飲食・外食

4

滋賀県

1

電力・ガス

4

福岡県

1

人材派遣・業務請負

佐賀県

1

他のサービス

沖縄県
合計

1
296

製造業

2
47
42

合計

296

（注）東洋経済データサービスの「日本の会社データ 4 万社」では，『会社四季報』の上場会社と『会社四季報 未上場会社版』の主要未上場会社，『外資系企業総覧』の在日外資系企業，『日本の企業グループ』の上場会社の子会社・関連会社など，厳選された約 4 万 2,000 社の基本情報を収録している。
（出所）東洋経済データサービス（2021）より作成

3.4 日本における外国人企業家の性別・年齢帯別構成
表 5 と表 6 は，日本における外国人企業家の性別・年齢構成を示している。この両表からは，次の特徴が読み取れる。
① 日本における外国人企業家の 75％以上は男性である。
「経営・管理」ビザ所持者における男性の割合は，2012～20年に 75.4％～79.1％の範囲内で推移しているが，「高度専
門職 1号ハ」ビザ所持者における男性の割合は，2015～20年に 80％台前半となっている（表 5）。
② 在日外国人全体の年齢帯別構成では，20 代の割合が一番高く，30 代・40 代・10 代は，
2 番～4番の順になっているが，「経営・管理」ビザ所持者の年齢別構成では，30代の割合が一番高く，40 代・50 代・20 代は 2 番～4 番の順になっている。一方，「高度専
門職 1号ハ」ビザ所持者の年齢別構成では，40代の割合が 1番高く，50代・30代は，2 番と 3 番になっており，明らかに「経営・管理」ビザ所持者の平均年齢を上回っている（表 6）。

156

東アジア論壇 第 18 号

表 5 外国人企業家向けビザ所持者の性別構成（単位：人，％）
2012年

2015年

2020年

在留外国人 高度専門職
在留外国人 高度専門職
在留外国人 高度専門職
投資・経営
投資・経営
投資・経営
全体
１号ハ
全体
１号ハ
全体
１号ハ
外国人総数（人）2,033,656-

12,6092,232,189

51

18,1092,887,116

676

27,235

男性（人）921,869-

9,975

1,050,070

43

13,733

1,429,471

558

20,548

男性の割合（％）

45.33

-

79.1

47.0

84.3

75.8

49.5

82.5

75.4

0～19歳

50.61

-

0.0

51.3

0.0

66.7

51.5

0.0

0.0

20～29歳

47.75

-

71.3

52.9

100.0

69.9

55.4

75.0

76.4

30～39歳

44.52

-

77.2

46.2

83.3

74.1

51.8

79.2

72.9

40～49歳

40.60

-

82.5

40.7

85.2

79.3

43.6

79.0

75.9

50～59歳

43.06

-

83.3

41.7

75.0

81.0

40.3

87.7

79.9

60～69歳

47.84

-

78.2

46.3

100.0

77.2

42.9

92.3

77.8

70～79歳

43.20

-

75.5

43.7

0.0

68.2

45.2

100.0

72.2

80歳以上

37.97

-

66.7

35.0

0.0

76.5

34.8

0.0

69.2

（出所）法務省出入国在留管理庁（各年版）より作成

表 6 外国人企業家向けビザ所持者の年齢帯別構成（単位：人，％）
2012年

2015年

2020年

在留外国人 高度専門職
在留外国人 高度専門職
在留外国人 高度専門職
投資・経営
投資・経営
投資・経営
全体
１号ハ
全体
１号ハ
全体
１号ハ
総数（人）

2,033,656

年齢別構成（％）-

12,6092,232,189

51

18,1092,887,116

676

27,235

-

0～19歳

12.7

-

0.0

12.9

0.0

0.0

11.7

0.0

0.0

20～29歳

25.8

-

12.0

27.1

2.0

18.0

30.8

0.6

11.5

30～39歳

23.2

-

37.6

22.1

23.5

36.5

22.4

26.3

39.5

40～49歳

17.9

-

31.9

16.8

52.9

27.5

14.5

36.7

28.5

50～59歳

10.2

-

14.7

10.8

15.7

13.9

10.7

30.2

15.4

60～69歳

5.7

-

3.2

5.9

5.9

3.7

5.6

5.8

4.4

70～79歳

2.9

-

0.4

3.0

0.0

0.4

2.9

0.4

0.6

80歳以上

1.5

-

0.2

1.4

0.0

0.1

1.4

0.0

0.0

（出所）法務省出入国在留管理庁（各年版）より作成

3.5 日本における外国人企業家の都道府県別分布
表 7 と表 8 は，それぞれ日本における「経営・管理」ビザ所持者と「高度専門職 1 号ハ」
ビザ所持者の都道府県別分布を示している。この両表から，日本における外国人企業家の都道府県別分布について，次の特徴が確認できる。
① 「経営・管理」ビザ所持者は，人口・産業が集積している 3 大都市圏（東京圏，大阪圏，名古屋圏）に集中している。また，COVID-19 パンデミックが発生した前の 2019157

東アジア論壇 第 18 号

年までにインバウンド観光客（交流人口）が急増していた福岡県・沖縄県・北海道など一部の地方自治体の割合も高い（表 7）。
② 「高度専門職 1 号ハ」ビザ所持者は，3 大都市圏に集中する傾向が一層強くなっているが，地方の福岡県，北海道県，沖縄県，茨城県なども人気度の高い創業地になっている（表 8）。

表 7 「経営・管理」ビザ所持者の都道府県別分布（単位：人，％）「経営管理」ビザ所持者数（人）
2006年
全国

2010年

2015年

「経営管理」ビザ所持者数（％）

2020年

2021年

2006年

2010年

2015年

2020年

2021年

7,342

10,908

18,10927,23526,943

100

100

100

100

100

北海道

54

110

227

389

374

0.7

1.0

1.3

1.4

1.4

青森

5

8

22

25

25

0.1

0.1

0.1

0.1

0.1

岩手

4

10

21

28

30

0.1

0.1

0.1

0.1

0.1

宮城

48

71

86

150

152

0.7

0.7

0.5

0.6

0.6

秋田

3

9

13

21

22

0.0

0.1

0.1

0.1

0.1

山形

4

13

22

35

34

0.1

0.1

0.1

0.1

0.1

福島

15

25

28

51

54

0.2

0.2

0.2

0.2

0.2

茨城

80

218

463

766

800

1.1

2.0

2.6

2.8

3.0

栃木

52

105

212

354

367

0.7

1.0

1.2

1.3

1.4

群馬

64

115

230

309

320

0.9

1.1

1.3

1.1

1.2

埼玉

279

676

1,764

2,858

2,829

3.8

6.2

9.7

10.5

10.5

千葉

302

678

1,373

2,253

2,289

4.1

6.2

7.6

8.3

8.5

東京

4,570

5,797

7,914

9,676

9,264

62.2

53.1

43.7

35.5

34.4

神奈川

362

701

1,372

1,991

1,981

4.9

6.4

7.6

7.3

7.4

新潟

29

49

85

128

131

0.4

0.4

0.5

0.5

0.5

富山

43

90

101

121

124

0.6

0.8

0.6

0.4

0.5

石川

5

6

21

36

34

0.1

0.1

0.1

0.1

0.1

福井

7

10

16

13

13

0.1

0.1

0.1

0.0

0.0

山梨

94

84

119

137

134

1.3

0.8

0.7

0.5

0.5

長野

24

55

105

181

179

0.3

0.5

0.6

0.7

0.7

岐阜

19

41

87

148

162

0.3

0.4

0.5

0.5

0.6

静岡

52

105

136

212

224

0.7

1.0

0.8

0.8

0.8

愛知

211

337

552

1,021

1,065

2.9

3.1

3.0

3.7

4.0

三重

30

52

81

151

165

0.4

0.5

0.4

0.6

0.6

滋賀

0

7

30

60

64

0.0

0.1

0.2

0.2

0.2

京都

31

67

183

535

543

0.4

0.6

1.0

2.0

2.0

大阪

400

625

1,292

2,845

2,919

5.4

5.7

7.1

10.4

10.8

兵庫

294

344

448

627

648

4.0

3.2

2.5

2.3

2.4

奈良

2

18

34

55

58

0.0

0.2

0.2

0.2

0.2

和歌山

5

6

18

30

32

0.1

0.1

0.1

0.1

0.1

鳥取

4

7

13

27

26

0.1

0.1

0.1

0.1

0.1

島根

1

1

6

15

18

0.0

0.0

0.0

0.1

0.1

岡山

18

34

81

131

129

0.2

0.3

0.4

0.5

0.5

広島

23

39

83

124

133

0.3

0.4

0.5

0.5

0.5

山口

9

11

29

50

45

0.1

0.1

0.2

0.2

0.2

徳島

4

6

10

31

30

0.1

0.1

0.1

0.1

0.1

香川

6

10

21

24

25

0.1

0.1

0.1

0.1

0.1

愛媛

3

6

21

22

25

0.0

0.1

0.1

0.1

0.1

高知

4

1

6

9

7

0.1

0.0

0.0

0.0

0.0

福岡

115

248

540

860

880

1.6

2.3

3.0

3.2

3.3

佐賀

1

2

16

25

25

0.0

0.0

0.1

0.1

0.1

長崎

10

16

33

48

51

0.1

0.1

0.2

0.2

0.2

熊本

10

18

36

47

47

0.1

0.2

0.2

0.2

0.2

大分

9

23

47

78

76

0.1

0.2

0.3

0.3

0.3

宮崎

9

13

23

35

38

0.1

0.1

0.1

0.1

0.1

鹿児島

7

16

23

27

27

0.1

0.1

0.1

0.1

0.1

沖縄

21

25

66

287

275

0.3

0.2

0.4

1.1

1.0

（出所）法務省出入国在留管理庁（各年版）より作成

158

東アジア論壇 第 18 号

表 8 「高度専門職 1 号ハ」ビザ所持者の都道府県別分布（単位：人）
2015年
全国合計

2016年

2017年

2018年

2019年

2020年

2021年

51

132

257

395

570

676

635

北海道

2

4

7

8

6

7

6

青森

-

-

-

-

-

0

0

岩手

-

1

1

1

1

0

0

宮城

-

-

-

-

1

2

2

秋田

-

-

-

-

-

0

0

山形

-

-

1

1

1

0

0

福島

-

-

-

-

-

0

0

茨城

-

-

2

5

6

5

4

栃木

-

-

-

-

1

2

2

群馬

-

-

1

1

1

1

1

埼玉

-

-

-

2

10

16

15

千葉

-

1

4

10

10

16

13

東京

43

112

191

276

392

444

414

神奈川

3

6

12

24

30

42

42

新潟

-

-

-

-

-

1

2

富山

-

-

-

-

-

0

0

石川

-

-

-

-

-

0

0

福井

-

-

-

-

-

0

0

山梨

-

-

-

-

1

3

3

長野

-

-

-

-

1

3

4

岐阜

-

-

-

-

-

0

0

静岡

-

-

2

3

2

3

4

愛知

1

2

2

3

8

10

13

三重

-

-

-

1

2

1

0

滋賀

-

-

-

-

-

0

0

京都

1

1

3

3

5

9

11

大阪

-

2

18

34

50

61

52

兵庫

1

2

7

10

16

14

12

奈良

-

-

-

1

1

0

0

和歌山

-

-

-

-

-

0

0

鳥取

-

-

-

-

-

0

0

島根

-

-

-

-

-

0

0

岡山

-

-

-

-

-

0

2

広島

-

-

-

-

-

0

0

山口

-

-

-

1

1

1

1

徳島

-

-

-

-

-

0

0

香川

-

-

-

-

-

0

0

愛媛

-

-

-

-

1

1

1

高知

-

-

-

-

-

0

0

福岡

-

1

4

7

16

23

25

佐賀

-

-

-

1

1

1

1

長崎

-

-

-

-

-

0

0

熊本

-

-

-

-

1

1

1

大分

-

-

-

-

-

0

0

宮崎

-

-

-

-

-

0

0

鹿児島

-

-

-

-

-

0

0

沖縄

-

-

2

3

3

3

4

未定・不詳

-

-

-

-

2

6

0

（出所）法務省出入国在留管理庁（各年版）より作成

4．外国人企業家の地域分布の影響要因

前章では，日本における外国人企業家の推移と特徴を概観した。本章では，外国人企業
家の地域（都道府県）分布の影響要因を分析し，日本政府と地方自治体などが共同で推進

159

東アジア論壇 第 18 号

している外国人創業促進政策の効果を検証する。

4.1 仮説と実証分析モデル
在日外国人企業または企業家の地域分布は，個々の企業家の立地選択行動の結果である。
外国出身者が創業した「移民系企業」の地域分布に関する研究について，日本語文献はまだ少ないが，英語文献は多く存在している。先行研究では，①移民系企業は，移住国の一般企業と同様，経営コストの最小化と利益の最大化を追求するが，特殊なコスト構造を持っている（Sequeira, and Rasheed, 2006；Pe’er, Vertinsky, and King, 2008；Simarasl, Moghaddam, andWilliams, 2021），②情報ネットワーク資源・人的資源・資本資源などの利用コストをできるだけ抑えるために，外国人企業家は，近い人種・宗教・言語背景の外国人（特に同じ出身国からの移民）コミュニティーが発達している地域で創業したがる傾向が強い（Zhang,Wong, and Ho, 2016；Moghaddam, et al., 2017a, 2017b；Gomez, et al., 2020），③創業の分野によって，外国人企業家の立地選択行動と影響要因は異なる（Ferreira, et al., 2016），などの分析結
果が報告されている。
もちろん，日本における外国人企業家の立地選択行動およびその地域分布に対する影響
要因は，必ずしも海外のそれと同じではない。サービス分野を中心に経営活動を展開している在日外国人企業家の諸特徴を踏まえ，彼らの立地選択行動について，次の仮説を立てる。
仮説 1：日本の大都市圏において，人口規模と消費市場規模が大きいとともに，総人口における外国人の比率も高いので，外国人企業家は，大都市圏での創業を選好する。
仮説 2：日本各地で人口減少と市場縮小が続いているなか，外国人企業家は，交流人口が増えている地域（特にインバウンド観光客が伸びている地域）での創業を選好する。
仮説 3：外国人企業家は，自分の投資・経営活動をサポートしてくれる地域（創業促進政策を実施している地域）での創業を選好する。
仮説 4：外国人企業家の地域分布に対して，不動産価格がマイナスの影響を与えている。

本章では，上述した仮説と（外国人創業促進政策が本格的に実施された）2015年以降の5 年間（2015～19 年）の都道府県パネルデータに基づいて，「地域における外国人企業家
数」および「地域における外国人企業家数の対前年増加率」を被説明変数として，それぞ160東アジア論壇 第 18 号

れの影響要因を分析する。実証分析に使われる固定効果モデルは次の通りである。

Yit = α + X'it β + ui +ɛit…… （１）

i = 1, 2, …47; t = 2015, 2016, 2017, 2018, 2019
ただし，
Y は被説明変数である。
X と β は，それぞれ諸説明変数とその係数のベクトルである。
ui は地域 i 特有の個別効果（固定効果）である。
ɛit は誤差項（ui +ɛit）のうち，時間とともに変化する部分である。
α は定数項である。

表 9 に示すように，実証分析で実際に用いられる被説明変数と諸説明変数の意味は次の通りである。
FEPi（被説明変数）：地域（都道府県）i における「経営・管理」ビザ所持者数（人）gFEPi（被説明変数）：FEPi の対前年増加率（％）
HFEPi（被説明変数）：地域 i における「高度専門職 1 号ハ」ビザ所持者数（人）FEPt-1i：前の年の地域 i における「経営・管理」ビザ所持者数（人）SRPi：地域 i における外国人創業促進政策ダミー変数（あり＝1；なし＝0）。
内閣府の「国家戦略特区指定地域」（2014～19 年）や経済産業省の「外国人起業促進政策」（2018～19 年）の実施地域であれば，「促進政策あり」と見なされる。
POPi：地域 i の総人口（千人）
gPOPi：地域 i の対前年人口増加率（％）
PGRDPi：前の年の地域 i の 1 人当たり地域総生産（千円）
INTOURISTi：地域 i のインバウンド観光客数（宿泊ベース，千人）
gINTOURISTi：地域 i のインバウンド客数の対前年増加率（直近 2 年間の平均値，％）HRENTi：地域 i の民間住宅平均家賃水準（円／3.3 平米）なお，上述した諸変数の基本統計量は，表 10 に示されている。

161東アジア論壇 第 18 号

表 9 諸変数の定義とデータの出所（出所）著者作成

表 10 諸変数の基本統計量（出所）著者計算

4.2 実証分析の結果（1）外国人企業家の地域分布の影響要因
表 11 は，地域（都道府県）の外国人企業家数（「経営・管理」ビザ所持者数並び「高度専門職 1 号ハ」ビザ所持者数）を被説明変数とするパネル回帰分析（固定効果モデル）の162

東アジア論壇 第 18 号

結果を示している。同表からは，次の分析結果を確認できる。
① 被説明変数「地域の経営・管理ビザ所持者数」に対して，地域総人口（POP），1人当
たり地域総生産（PGRDP），および地域のインバウンド観光客数（INTOURIST），な
ど変数は，いずれも統計的に有意なプラスの影響を与えている。サービス業を中心に経営活動を行っている外国人企業の数は，地元マーケットの規模と成長ポテンシ
ャルに大きく左右されていることがわかる。また，外国人創業促進政策（SRP）も，統計的に有意なプラスの影響を与えている。一方，地域の家賃水準（HRENT）は，予想通り，統計的に有意なマイナスの影響を与えている。
② 被説明変数「高度専門職 1 号ハビザ所持者数」に対しても，地域総人口（POP），1 人
当たり地域総生産（PGRDP），および地域のインバウンド観光客数（INTOURIST）は，
いずれも統計的に有意なプラスの影響を与えている。ただし，（経営・管理ビザ所持者数に対して有意な影響を与える）外国人創業促進政策（SRP）や家賃水準（HRENT）による影響は，統計的に有意ではない。年齢・収入が相対的に高い高度経営人材にとって，起業資本金（500 万円）や家賃水準などコスト要因は，それほど気になることではないであろう。

表 11 地域の外国人企業家数の影響要因（注） ***と**は，それぞれ 1％と 5％の有意水準で有意であることを示す。
（出所）著者計算（2）地域の外国人企業家数増加率の影響要因

表 12 は，都道府県の外国人企業家数（「経営・管理」ビザ所持者数のみ）の対前年増加

163東アジア論壇 第 18 号

率を被説明変数とするパネル回帰分析（固定効果モデル）の結果を示している4。同表からは，次の分析結果を読み取れる。
① 都道府県の外国人企業家数（「経営・管理」ビザ所持者数）の対前年増加率（gFEP）
に対して，地域の人口増加率（gPOP）と地域のインバウンド観光客伸び率（gINTOURIST）は統計的に有意なプラスの影響を与えている。前年度の地域の外国人企業家数（FEPt-1）による影響は，統計的に有意ではないが，マイナスとなっており，サービス企業が中心である外国人企業の間に，集積効果よりも，競合関係のほうが強いかもしれない。
② 外国人創業促進政策（SRP）は，地域の外国人企業家数の変化にプラスの影響を与えているものの，統計的には有意ではない。

表 12 地域の「経営・管理」ビザ所持者数対前年増加率の影響要因（注） ***は，1％有意水準で有意であることを示す。
（出所）著者計算

5．分析結果の要約と政策インプリケーション

5.1 分析結果の要約

本研究では，在留外国人に関する統計データおよび聞き取り調査に基づいて，日本にお42015 年創設の「高度専門職 1 号ハ」ビザの所持者の数は少なく，増加率が計算できない都

道府県（該当者数ゼロ）もある。その影響要因に関する分析は今後の研究に譲る。3 2015 年創
設の「高度専門職 1 号ハ」ビザの所持者の数は少なく，増加率が計算できない都道府県（該当者数ゼロ）もある。その影響要因に関する分析は今後の研究に譲る。

164

東アジア論壇 第 18 号

ける外国人企業家の推移と特徴を考察し，その都道府県分布の影響要因および各地の外国人創業促進政策の効果を分析した。主な分析結果は次のように要約できる。
① 経営管理活動を行っている在日外国人（外国籍）企業家は，主に「経営・管理」と「高度専門職 1 号ハ」の 2 種類のビザ所持者から構成される。ただし，数万人規模の前者に対して，後者の規模はまだ数百人程度にとどまっている。この 2 種類の外国人
企業家は，2019 年までにいずれも増加しつつあるが，COVID-19 パンデミックの影響で，2020 年以降は減少に転じている。
② 日本における外国人企業家の主体は 30代～50代の男性である。
「経営・管理」ビザ所持者の内，アジア出身者が 9 割以上を占めているのに対して，「高度専門職」ビザ所持者のうち，アジア出身者と欧米出身者がそれぞれ約 6 割と 4 割を占めている。
③ 日本における外国人企業家は，主に 3 大都市圏に分布しているが，福岡県・北海道・沖縄県など地方自治体においても活躍しつつある。
④ 2015～19 年のパネルデータと固定効果モデルに基づいて分析した結果によると，地域（都道府県）の「経営・管理」ビザ所持者数や「高度専門職 1 号ハ」ビザ所持者数に対して，地域総人口，1 人当たり地域総生産，および地域のインバウンド観光客数
は，いずれも統計的に有意なプラスな影響を与えている。サービス業を中心に経営活動を行っている外国人企業家の数は，地元マーケットの規模と成長性に大きく左右されていることがわかる。また，外国人創業促進政策は，地域の「経営・管理」
ビザ所持者数に対して統計的に有意なプラスの影響を与えているが，地域の「高度専門職 1 号ハ」ビザ所持者数への影響は，統計的に有意ではない。
⑤ 地域（都道府県）の外国人企業家（「経営・管理」ビザ所持者のみ）の増加率に対して，地域の人口増加率とインバウンド客の増加率は統計的に有意なプラスの影響を与えている。一方，各地の外国人創業促進政策はプラスの影響を与えているものの，統計的に有意ではない。また，前年度の地域の「経営・管理」ビザ所持者による影響は，統計的に有意ではないが，マイナスとなっている。サービス企業が中心である外国人企業の間に，集積効果よりも，競合関係の影響がより強いかもしれない。

5.2 分析結果からの政策示唆

外国人創業促進政策の導入時間はまだ短いので，その効果に関する検証は時間をかけて165

東アジア論壇 第 18 号

続ける必要がある。現段階の分析結果を見ると，上述した要約から，次の政策示唆が得られる。
第 1 に，人口減少と市場縮小が進んでいるなか，インバウンド観光は数少ない成長分野の 1 つとして，外国人投資と外国人企業家の重要な受け皿となっているが，外国人の創業をさらに促進し，外国人企業を技術水準・雇用創出効果のより高い企業へ変貌させるためには，より一層の規制緩和を通じて，日本の持続可能発展に寄与する投資需要・成長分野
をより多く創出することが必要である。
第 2 に，日本各地の外国人創業促進政策は，2019 年までにすでに一定の効果を上げているが，2020年以降，コロナの影響でその効果が薄くなっている。また，英語での情報発信は足りないので（大井，2021），創業意欲の高い研究者・技術者が集積している米・中・台などの国（地域）における認知度はまだかなり低いと見られる。今後，厳しい財政事情の下で，在日留学生と SNS 交流アプリを活用し，日本各地の発展ビジョン・創業優遇政策などに関する情報を効果的に発信するとともに，創業支援活動については，経済力が相対的に弱いが，新技術に関する能力の高い若者を中心に行うべきである。
第 3 に，近年の日本政府の円安容認政策の影響もあって，米ドルで評価される日本の賃金水準は，アメリカとの差が大きく拡大しているだけでなく，ITなど一部の産業分野では
アジア主要都市（シンガポール・香港・ソウル・上海・北京・深圳）にも相次いで追い越されるようになっている。国際所得（賃金）格差の空間パターンが大きく変貌しているな
か，海外の優秀な技術者・研究者・経営管理者を直接的に日本へ誘致することは以前より難しくなっていると見られる。米国などの経験を考えると（Ozgen and Minsky, 2013），今後，日本国内の留学生を優秀な企業家へ育成できるかどうかは，日本の外国人創業促進事業の成功のカギになると思われる。

参考文献
大井 裕貴（2021）「日本におけるスタートアップビザとは？」ジェトロ「地域・分析レポート」（https://www.jetro.go.jp/biz/areareports/2021/d802202dd86e2df0.html?msclkid=0e50400fc23611ecbffc215626b67ae4）
沖縄県（2022）国家戦略特区／沖縄県 （https://www.pref.okinawa.jp/site/kikaku/chosei/staff/kokkasenryakutokku.html）
観光庁（各年版）「宿泊旅行統計調査」（https://www.mlit.go.jp/kankocho/siryou/toukei/shukuhakutoukei.html）
北九州市（2018）「北九州市国家戦略特別区域外国人創業活動促進事業実施要綱」（2018 年 7 月 2 日）（https://www.city.kitakyushu.lg.jp/kikaku/28500119.html）

166

東アジア論壇 第 18 号

経 済 産 業 省 （2018） 「 外 国 人 起 業 活 動 促 進 事 業 に 関 す る 告 示 」（https://www.meti.go.jp/policy/newbusiness/startupvisa/kokuji.pdf）
経済産業省（2022）「外国人起業活動促進事業に関する制度の概要」（https://www.meti.go.jp/policy/newbusiness/startupvisa/index.html）
務省統計局（各年版 a）「日本の統計」（https://www.stat.go.jp/data/nihon/02.html）
総務省統計局（各年版b）「社会生活統計指標－都道府県の指標」（http://www.stat.go.jp/data/shihyou/index.html）
福岡市（2017）「福岡市「スタートアップビザ」特区制度」（https://fukuoka-visa-assist.com/news/1065/）
法務省出入国在留管理庁（各年版）「在留外国人統計（旧登録外国人統計）統計表」（https://www.moj.go.jp/isa/policies/statistics/toukei_ichiran_touroku.html）
法務省出入国在留管理庁（2017a）「高度人材ポイント制による出入国在留管理上の優遇制度」（改訂版）（https://www.moj.go.jp/isa/content/930001655.pdf）
法務省出入国在留管理庁（2017b）「ポイント計算表」（https://www.moj.go.jp/isa/content/930001657.pdf）
法務省出入国在留管理庁（2020a）「国家戦略特別区域外国人創業活動促進事業に係る在留資格の変更，在留期間の更新のガイドライン」2020 年 3 月（https://www.moj.go.jp/isa/content/930005156.pdf）
法務省出入国在留管理庁（2020b）「本邦の大学等を卒業した留学生による起業活動に係る措置について」（https://www.moj.go.jp/isa/publications/press/09_00001.html?msclkid=a2b2972ac3a311ecb24b5b4158165f6c）
法務省出入国在留管理庁（2022）「高度人材ポイント制とは？」（https://www.moj.go.jp/isa/publications/materials/newimmiact_3_system_index.html）
内閣府（2022）「県民経済計算」（https://www.esri.cao.go.jp/jp/sna/sonota/kenmin/kenmin_top.html）
内閣府地方創生推進事務局（2015）「創業人材の多様な外国人の受入れ促進」（https://www.chisou.go.jp/tiiki/kokusentoc/pdf/punch/y3-2.pdf）
内 閣 府 地 方 創 生 推 進 事 務 局 （2022） 「 国 家 戦 略 特 区 の 指 定 地 域 」（https://www.chisou.go.jp/tiiki/kokusentoc/shiteikuiki.html）
東洋経済データサービス（2021）「日本の会社データ 4 万社」2021 年 10 月版，東洋経済新報社
Anderson,S.

(2018),“55%

ofAmerica’s

Billion-dollar

Startups

Have

an

Immigrant

Founder”,(https://www.forbes.com/sites/stuartanderson/2018/10/25/55-of-americas-billion-dollarstartups-have-immigrantfounder/?sh51a1b840548ee)
Azoulay, et al. (2022), “Immigration and Entrepreneurship in the United States ”, American Economic Review: Insights, 4 (1): 7188.
Dai Erbiao and Hatta Tatsuo (2021), “ The Effects of Demographic Changes on Regional Economic Growth: Evidence from167

東アジア論壇 第 18 号

Japan” , The Singapore Economic Review, Vol. 66, No. 6, pp. 1549-1575. DOI: 10.1142/S0217590818420109
Ferreira, J.J., Fernandes, C.I., Raposo, M.L., Thurik, R. and Faria, J.R. (2016), “Entrepreneur Location Decisions across Industries”,
International Entrepreneurship and Management Journal, Vol. 12, No. 4, pp. 985-1006.
Gomez, C., Perera, B.Y., Wesinger, J.Y. and Tobey, D.H. (2020), “Immigrant Entrepreneurs and Community Social Capital: an
Exploration of Motivations and Agency”, Journal of Small Business and Enterprise Development, Vol. 27 No. 4, pp. 579605.
Moghaddam, K., Aidov, A., DuVal, C. and Azarpanah, S. (2017a), “High-growth Entrepreneurial Firm Funding: a Qualitative Studyof Native-born and Immigrant Entrepreneurs”, Venture Capital, Vol. 19, Issue 1-2, pp. 75-94.
Moghaddam, K., Tabesh, P., Weber, T. and Azarpanah, S. (2017b), “The Effect of Culture on Opportunity Recognition: a Qualitative
Study of Immigrant and Native-born Entrepreneurs”, International Journal of Entrepreneurship and Small Business, Vol.
31 No. 2, pp. 309-324.
NIF (National Immigration Forum) (2018), “Immigrants as Economic Contributors: Immigrant Entrepreneurs”.
(https://imigrationforum.org/wp-content/uploads/2018/07/Immigrants-as-Economic-Contributors-ImmigrantEntrepreneurs.pdf)
Ozgen, E. and Minsky, B.D. (2013), “Why Some College Students Engage in Entrepreneurial Activities while Others Do Not”,
Journal of Entrepreneurship Education, Vol. 16, pp. 45-58.
Pe’er, A., Vertinsky, I. and King, A. (2008), “Who Enters, Where and Why? The Influence of Capabilities and Initial Resource
Endowments on the Location Choices of de Novo Enterprises”, Strategic Organization, Vol. 6 No. 2, pp. 119-149.
Sequeira, J.M. and Rasheed, A.A. (2006), “Start-up and Growth of Immigrant Small Businesses: the Impact of Social and Human
Capital”, Journal of Developmental Entrepreneurship, Vol. 11, No. 4, pp. 357-375.
Simarasl, N., Moghaddam, K. and Williams, D.W. (2021), "Antecedents of Business Location Decisions: the Case of Aspiring
Immigrant Opportunity Entrepreneurs", Journal of Small Business and Enterprise Development, Vol. 28, No. 7, pp. 10751094. (https://doi.org/10.1108/JSBED-06-2020-0204)
Wadhwa, V., Rissing, B., Saxenian, A. and Gereffi, G. (2007), “Education, Entrepreneurship and Immigration: America’s New
Immigrant Entrepreneurs, Part II”, https://ssrn.com/abstract=991327)
Zhang, J., Wong, P.K. and Ho, Y.P. (2016), “Ethnic Enclave and Entrepreneurial Financing: Asian Venture Capitalists in Silicon
Valley”, Strategic Entrepreneurship Journal, Vol. 10 No. 3, pp. 318-335.

168東アジア論壇 第 18 号

他山の石:

国際都市研究东京最新中长期城市规划趋势探析
张兵（山梨县立大学国际政策学部教授）

一、引言城市规划是规范城市各项建设和统筹城市布局及各方面发展的综合部署，是一定时期
内城市发展的蓝图和城市建设城市运营的依据。中长期城市规划则是以更为长远的目光对城
市未来的发展做出全局性的规划，更具前瞻性、指导性和综合性。对一个城市来说，制定中长期规划能使城市沿着一条明确有效的路径发展下去，意义十分重要。为了保证城市的有序
的建设和健全的发展，日本于 1919 年制定公布了《都市计划法》，全国主要城市开始实施城市规划。1968 年制定公布了新的《都市计划法》，此后经数次大规模修改而实施至今。以此为依据，各个城市定期出台和更新各自的中长期规划。
改革开放以来，中国政府实施了积极推进城市化的发展战略，中国的城市化迈上了快速发展的轨道并对社会经济的整体发展发挥了巨大的引领作用。但与此同时，城市化的快速发展也引发了一些问题和矛盾，尤其是大城市人口规模的急速增长所带来的交通拥堵、环境污染、教育及医疗资源不足等社会问题即“大城市病”引起了人们的广泛关注。习近平于 2022
年10月16日在中国共产党第20次全国代表大会上所作的报告中明确指出：“提高城市规划、
建设、治理水平，加快转变超大特大城市发展方式，实施城市更新行动，加强城市基础设施建设，打造宜居、韧性、智慧城市。”（1）由此可以预见，今后一段时期内，“提高城市规划
及建设、治理水平，加快转变超大特大城市发展方式”将是中国城市发展方面的重大课题，其目标则是“打造宜居、韧性、智慧城市”。
他山之石，可以攻玉。中国的城市发展路径并非独一无二，世界上很多国家的城市发
展都有共同或者相互借鉴之处。本文就东京最新中长期城市规划趋势做一探析，在明确其内
容和特色的同时，也为中国超大城市中长期规划的制定提供参考借鉴。

二、东京城市规划综述169

東アジア論壇 第 18 号（一）东京的基本情况
东京的全称是“东京都”，是日本的一级行政区之一。其下辖行政区分为 3 类，即①特别区，简称“区”，共有 23 个区，统称“区部”；②市，共有 26 个市，统称“市部” ；③町村，共
有 5 个町、8 个村，统称“町村部”。区部是市区，即东京的中心城区，其中千代田区、中央区、港区 3 个区是日本中央政府机关以及大企业总部集中地区，习惯称为“都心”（核心区）。
区部人口密集，市部次之，町村部人口稀少。为了缓解中心城区的压力，东京从 20 世纪 50
年代开始推进多极分散型城市的形成，先后在中心城区外环建立了 7 个“副都心”（次核心区），在郊区建立了 5 个“核都市”（区域核心城市）。另外，东京都与邻接的埼玉县、千叶县、
神奈川县交通连为一体，城市功能关联密切，所以习惯上将这 1 都 3 县称为“东京圈”或者“东
京都市圈”、“东京通勤圈”。东京圈集聚了日本全国近三分之一的人口（截止 2021 年 4 月 1日，东京圈人口 3680 万人，占日本总人口 1 亿 2541 万人的 29.3%，其中东京都人口 1396 万人，占日本总人口的 11.1%；东京圈面积 13566 平方公里，占日本总面积 377930 平方公里的3.6%），其人口规模远远超过纽约大都市圈、伦敦大都市圈和巴黎大都市圈，是全球人口规
模最大的都市圈。都市圈在城市与区域管理学界被认为是“最重要并且最有效率的城市空间组织形态”（2），以东京、大阪、名古屋为中心的三大都市圈构成了日本社会经济发展的核心区域。在中国，都市圈的形成无疑也是城市化发展的产物和方向。

（二）东京城市规划的历程
1. 东京都中长期城市规划体系
东京城市规划分为东京都规划体系和首都圈整备规划体系，前者以东京都为规划对象，
由东京都政策企划局编制、东京都知事发布；后者以东京都及周围 7 县为规划对象，由中央
政府的国土交通省编制、国土交通大臣发布（3）。在此就东京都的中长期规划进行论述。
“东京都”名称始于 1943 年，为强化首都功能将以前的“东京府”和“东京市”废除统合为“东京都”，后经 1947 年的《地方自治法》施行而正式建制。建制后一段时间致力于战后重建，1963 年 2 月，第一部城市规划《东京都长期规划》（规划期间为 1961-1970 年）终于出
台。此后东京都的城市规划多以 10 年期间的长期规划形式出现，不过 1968 年开始先后颁布
了 6 个三年规划期间的《东京都中期规划》（规划期间有重复，合计为 1969-1976 年）和两个《东京都行财政三年规划》（规划期间有重复，合计为 1977-1980 年），时隔 20 年才于 1982 年
12 月颁布了第二部长期规划《东京都长期规划：My Town 东京，以 21 世纪为目标》（规划期间为 1981-1990 年）。第三部长期规划是 1990 年 11 月颁布的，题目也与第二部相似，叫做170

東アジア論壇 第 18 号

《第三次东京都长期规划：My Town 东京，迎接 21 世纪》（规划期间为 1991-2000 年）。此后因东京都内外形势的变化以及东京都知事频繁变动，规划的周期和名称变得很不规则，例如，2006 年 12 月《10 年后的东京》（规划期到 2016 年）、2011 年 12 月《2020 年的东京》（规划期到 2020 年）、2014 年 12 月《东京都长期愿景》（规划期到 2020 年）等先后颁布，规划期间和
内容都有很多重复和混乱。现任知事小池百合子 2016 年 7 月当选（2020 年 7 月再选连任）后，先后于 2016 年 12 月颁布了《都民第一创造新东京：面向 2020 年的实行计划》（规划期到 2020 年），2017 年 9 月颁布了《都市营造的宏伟设计：创造未来东京》（规划期到 2040 年），
2019 年 12 月颁布了《未来东京战略愿景》（规划期到 2040 年），2021 年 3 月颁布了《未来东京战略》（规划期到 2040 年）。后三者规划期间和内容都基本相似，原因在于此间形势变化迅速，与此相应对规划进行修改补充后重新推出。这一做法的好处是随时对形势的变化做出反应，使规划尽量及时和准确，但是作为长期规划如此频繁地修改更新也容易使人对规划名
称及内容的理解上产生混乱。

2. 1963 年《东京都长期规划》
1963 年 2 月，东京第一部中长期城市规划《东京都长期规划》出台，规划期间为 19611970 年。当时由于大量外部人口的流入，东京都人口已超过 900 万人，出现了城区无序扩张、
交通堵塞、上下水道等城市设施不足、环境恶化、住宅及公共空间严重缺乏等问题。因此长期规划主要以解决这些问题的对策为内容，包括在郊区开发卫星城以疏散集中于城区的人口
及产业；在中心城区外环建立“副都心”以缓解中心城区的压力；加快各种城市基础设施的建设；改善城区生活环境。高度成长期随着人口往城市的大规模流入，一般会出现城市设施饱
和的现象，日本称之为“过密”。当时以东京、大阪、名古屋为中心的三大都市圈都出现过这一问题。解决这一问题的政策称为“过密对策”，除了对症疗法的扩建基础设施以及限制工厂
和大学等在市区设立以外，还参考英国的卫星城政策有计划地进行郊外开发，向郊外疏散人
口，并结合东京地理和交通的特点在环状线“山手线”沿线建立“副都心”，走多极分散化路线。
这些措施对于短期间内抑制市区的过度集中行之有效，也奠定了东京城市建设和管理的基本
思路。

3. 1982 年《东京都长期规划：My Town 东京，以 21 世纪为目标》
1963 年《东京都长期规划》以后，东京都的城市规划多以 10 年期间的长期规划形式出现，不过 1968 年开始先后颁布了数个三年规划期间的《东京都中期规划》和《东京都行财

171

東アジア論壇 第 18 号

政三年规划》，时隔 20 年才于 1982 年 12 月颁布了第二部长期规划《东京都长期规划：My
Town 东京，以 21 世纪为目标》，规划期间为 1981-1990 年。当时东京城区的人口和产业集中仍然十分严重，尤其是地价上涨和交通堵塞等问题困扰着人们的生活。因此第二部规划进一步明确提出打造“多极型城市结构”，将“副都心”在原来的新宿、涩谷、池袋之上又增加了上野-浅草、锦系町-龟户、大崎、临海 4 个，扩大城市功能分散能力；同时继续加快和增加多
摩、南野、山田樱台、高岛平、光丘等卫星城建设，推进职住平衡（就近上班通勤）。

4. 1990 年《第三次东京都长期规划：My Town 东京，迎接 21 世纪》
1990 年 11 月发布的第三部长期规划《第三次东京都长期规划：My Town 东京，迎接 21世纪》规划期间为 1991-2000 年，不过政策内容基本是第二部长期规划的延续，即推进“副都心”和卫星城建设，并逐步在东京西郊地区建设八王子、立川、多摩新城、町田、青梅等几
个“核都市”，通过多极型城市结构的形成实现城市功能的分散。与此相应，第三部长期规划还致力于铁路网和干线道路建设以加强各个极点间的联系。铁路网建设包括数条地铁线路的增设、既往铁路线的复线化、郊外轻轨的增设等。干线道路方面主要有首都高速公路中央环状线以及城区与临海副都心间桥梁的建设等。
以上 3 次长期规划基本上都是以解决市区内人口过于集中、基础设施不足的“大城市病”
问题为中心，走多极分散化路线，具体措施上则以加强城市基础设施为主，体现为城市规模的扩大和城市建设量的增长。东京的城市布局和外在的城市面貌在短期内发生了巨大的变化。
可以说东京现在的城市布局和主要基础设施的格局基本都是在这一时期形成的。

5. 2006 年《10 年后的东京》
2006 年 12 月发布的《10 年后的东京》以 10 年后的 2016 年东京申办奥运会为目标，提出不应只着眼于城市基础设施建设，还要在环境、安全、文化、观光、产业等各个方面加大力度，推动东京向更高更全面的方向发展，实现以下 8 个具体目标。①水绿相映的美丽东京、②密集而有效的交通网、③世界环境负荷最少的城市、④安全抵御自然灾害的韧性城市、⑤
领先世界的老龄化社会模范城市、⑥具有强大的产业凝聚力和城市魅力、⑦人人都有机会挑战的社会、⑧通过体育使下一代拥有梦想。与此前的 3 次长期规划都以加强城市基础设施建设和构建城市整体布局为中心相比，《10 年后的东京》将目光转向环境、安全、文化、观光等新的领域，可以说城市建设和管理的重点开始从量向质转变。

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東アジア論壇 第 18 号

6. 2016 年《都民第一创造新东京：面向 2020 年的实行计划》
小池百合子当选为东京都知事后，于 2016 年 12 月颁布了《都民第一创造新东京：面向2020 年的实行计划》，规划期到 2020 年，提出要实现一个安全、多元化、可持续发展的新东
京。安全方面出台了包括地震对策和城市基础设施维修加固在内的 7 项具体措施。多元化方
面出台了包括儿童及老人、残疾人、外国人支援在内的 8 项具体措施。可持续发展方面出台
了包括新能源对策、自然环境保护、交通物流网完善、国际金融和经济城市建设在内的 8 项
具体措施。
《都民第一创造新东京：面向 2020 年的实行计划》正如其名称所言，强调政策制
定和实行要立足于都民（东京都居民），建设一个人人安心生活，充满希望与活力的新东京，并相应提出了打造“三个之城”目标，即“安全之城”，包括自然灾害的应急对应能力和基础设施的强韧性、治安的强化等；“多元之城”，实现人人平等、兼容并包；“智慧之城”，推进 I o
T（Internet of Things）、AI、FinTech 的普及应用，追求可持续发展。打造“三个之城”成为此后东京城市规划的重要理念之一，2019 年还配套制定了《加强实现“三个之城”的政策》，分别
就“三个之城”的实现规定了具体的政策措施，其中“安全之城”7 项、“多元之城”8 项、“智慧之城”8 项，共计 23 项政策措施。

7. 2021 年《未来东京战略》
东京最新的城市中长期规划是 2021 年 3 月颁布的《未来东京战略》。
《未来东京战略》
在继承《都民第一创造新东京：面向 2020年的实行计划》所提出的打造“三个之城”目标的同时，适应新的形势，在规划的内容上做了许多扩充。一是将规划期间做了分段和层次安排，
分别规定了最近 3 年、2030 年、2040 年的实现目标及相应政策措施，并对 50 年后、100 年后
的远景做出展望；二是在新冠肺炎感染症流行的背景下，增加了疫情防控以及后疫情时代的展望和对策方面的内容；三是针对气候变动危机加剧这一全球化局势，在环保和可持续发展方面做了很大更新和补充；四是顺应数字技术的迅速发展，对于技术创新与应用、智慧型城
市建设提出了许多新的要求和举措。如果说《10 年后的东京》标志着东京城市建设和管理的重点开始从量向质发生转变，《未来东京战略》则将这一转变向前大大推进了一步。

三、《未来东京战略》的内容、背景及特色分析（一）
《未来东京战略》的内容《未来东京战略》由东京都政策企划局编制，东京都知事发布，规划期到 2040 年，内173東アジア論壇 第 18 号

容主要由以下 3 个方面构成。①以 2040 年为目标的 20 个愿景、②面向 2030 年的 20＋1 战略（＋1 为战胜新冠肺炎疫情战略）、③创造未来东京的 122 个项目（参见表格）。
《未来东京战略》的主要内容
总体目标：成长与成熟并立的①安全之城、②多元之城、③智慧之城
基本战略：①逆向思维※、②官民合作、③技术先导、④弹性应对战略层次：①三年行动计划（2021-2023 年），②2030 年目标、③2040 年目标、④未来东京
规划内容(一)以 2040 年为目标的 20 个愿景
1 儿童快乐，人们乐于生育，家庭和社会和谐

11 构筑最高水准的便利舒适的交通网络

2 树立新的教育模式，所有儿童和年轻人对未来充满希望

12 用数字技术激发东京的潜力，实现“智慧东京”

3 女性按照自己的意愿选择生活方式，实现自我13 世界上最开放的城市，接纳来自世界各地的人、

4 人生 100 年时代，老年人健康长寿

物、钱、信息5 人人都能积极工作，发挥自己的能力

14 新产业不断涌现，世界第一的创业城市

6 不同的人共同生活，富有多样性

15 实现世界最高水准的生产效率，引领世界经济

7 社区和谐，邻里互助

16 优美舒适的自然环境

8 韧性城市，保护市民免受灾害威胁

17 零排放城市

9 有效应对犯罪、事故、火灾、疾病，居民生活安心

18 以文化和娱乐吸引世界

10 高度的都市机能与自然相协调，人们乐于其中

19 体育融入日常生活
20 与全国其他区域协调发展、共存共荣

（二）面向 2030 年的 20＋1 战略
0 战胜新冠肺炎疫情战略11 创业促进战略1 为了孩子们微笑的战略

12 技术创新战略2 为了孩子成长的战略13 美丽城市战略

3 促进女性活跃的战略14 零排放战略

4 实现长寿社会战略

15 文化娱乐城市战略

5 人人发光的工作方式推进战略

16 普及体育战略

6 多元化共生社会推进战略17 多摩和岛屿振兴战略

7 注重居住和区域的战略

18 全日本合作战略

8 安全安心城市建设战略

19 奥运会和残奥会遗产战略

9 进一步提升城市功能战略

20 东京都政府结构改革战略

10 智慧东京战略（三）创造未来东京的 122 个项目
1 东京湾 ESG(Environment Social Governance)项目

9 新时代工作方式推进项目

2 零排放、氢气社会推进项目

10 职业生涯推进项目

3 打造国际金融城市项目

11 以人为本的宜居城市建设项目

4 东京数字高速公路项目

12 打造绿色东京项目

5 2.07(总和生育率)团队项目

13 无电线杆化推进项目

6 新教育模式推进项目

14 魅力观光城市建设项目

7 实现长寿社会项目

15 实现世界第一美食城市项目

8 创建共同家园项目

其他※逆向思维指以最终目标为出发点制定政策措施，即以最终目标为准，依次向前推算各阶段所需要的政策措施。
资料来源：根据《未来东京战略》整理。

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東アジア論壇 第 18 号

《未来东京战略》的总体目标是建设一个成长与成熟并立的安全城市、多元化城市、
智慧型城市。但这一目标不是一蹴而就，而是设想为阶段性推进，由三年行动计划即最近三
年内（2021-2023 年）每年要达成的目标、2030 年目标、2040 年目标等不同层次构成。这些
目标涉及儿童、教育、女性活跃、长寿、工作方式、多样性、社区、防灾、生活、城市建设、
交通网、智慧城市、商务和研发、创新驱动、产业、自然、环境保护、文化娱乐、体育、全国协作 20 个方面。这 20 个愿景目标构成了东京 2040 年的蓝图。
作为实现以上愿景目标的步骤和措施，《未来东京战略》提出了 20＋1个具体战略和 122个推进项目。20 战略涵盖了社会、经济、技术、环境、城市建设及治理等各个方面。新冠
肺炎疫情应对战略因为事情比较特殊，被作为“＋1”列入。与 21 个战略相辅，每个战略中包
含了一些特定的具体的事业和工程，加起来一共 122 个项目。每个项目都要求明确项目实施与 SDGs（Sustainable Development Goals 联合国可持续发展目标）的对应关系。
成长、成熟、安全城市、多元化城市、智慧型城市等概念在东京都以前的城市规划中
已有提出，20 个愿景和 20 个战略中的一些部分也承袭自以前的规划，反映了东京都城市政策的连续性。另一方面，《未来东京战略》提出了许多具有时代特点的新的政策措施，尤其是①以推广新型工作和生活方式为中心的面向后疫情时代的政策措施，②包括低碳、零排放、新能源利用在内的长远性环保和资源策略，③数字技术应用和智慧型城市建设相关的政策举
措，④针对少子化和老龄化问题的 3C（儿童 Children、长寿 Choju、社区 Community）对策，⑤基于 SDGs 视点的政策设计等等，都是针对现实问题和国际趋势量身打造。

（二）《未来东京战略》的背景
关于《未来东京战略》制定的背景，笔者认为可以从以下 6 个方面加以解释。

1. 人口规模与结构的变化《未来东京战略》预测东京都的劳动力人口在 2025 年达到最高峰的 938 万人后将急速减少，预计到 2040年将降至 850万人，出现劳动力缺乏和经济衰退的局面。其背景是少子化
和老龄化的急剧进展，2020 年的出生率只有 1.15（4），为了维持社会持续正常发展，到 2040
年出生率需要达到 2.07。2020 年东京都的老龄化率（65岁以上人口占总人口的比率）达 23%，
到 2040 年和 2060 年，老龄化率将分别达到 28%和 32%。少子化、老龄化、人口减少给城市
建设和管理带来了许多新的课题。

175東アジア論壇 第 18 号

2. 基础设施和公共服务更新的需要《未来东京战略》指出，包括道路、桥梁、港湾和很多建筑物在内的东京的基础设施
都是以 1964 年的东京奥运会为契机在高度成长期建造的，需要在出现问题之前进行维修和
更新；同时，城市的发展和成熟以及国际竞争的加剧又对基础设施和公共服务提出了新的要求，尤其是商业设施、医疗及养老设施、儿童设施、公共空间及市民交流设施、国际交流设施、羽田机场的功能强化。基础设施的韧性和长寿命化受到重视。
3. 生态问题和气候恶化的日趋严重《未来东京战略》认为气候变动已成为人类所面临的最大危机之一，东京也必须实现可持续发展，即使 50年后、100年后也是一个发达富饶的城市。因此在 2019年就提出到 2050
年实现零排放的目标，在 2020 年出台了针对气候变动的行动宣言。
《未来东京战略》还指出，
与欧美主要城市相比，东京都的人均公园面积还很小，需要大力增加公园和绿地面积。
4. 社会不平等现象的加剧《未来东京战略》指出，近年来，丧偶独居的老年人、没有正式工作或者失去工作的
中年人、不愿上学的学生、因各种原因宅在家里的年轻人日益增加，新冠肺炎疫情的蔓延和长期化更使雪上加霜，人与人之间的距离越来越远。外国人尤其是外国人的儿童因语言和文化习惯的不同而感到不安和孤独的人也大有人在。东京需要形成一个包容和多元化的城市，
人人都能安心生活，发挥自己的潜能，实现自己的价值。
5. 新技术的迅猛发展《未来东京战略》指出，在世界迅猛发展的数字技术浪潮中，日本严重滞后；产（企业）学（大学及研究机构）联合利用新技术创新创业的成果也远远落后于其他一些主要国家。
东京迫切需要加速数字技术革命的步伐，以实现智慧型城市为目标，提高市民的 QOL（Quality of Life）。
6. 经济全球化的进展东京的 GDP 约占日本 GDP 总额的 20%。作为日本首屈一指的国际化都市，东京的发展也受益于经济全球化的进展。例如仅是位于东京的外资企业就占日本外资企业总数的 75%。
不过《未来东京战略》指出，近年来东京的 GDP 年均增长率远远落后于上海、北京、新加坡等其他亚洲主要城市，最新发布的世界城市综合实力排名中东京在市场魅力、商务环境、
商务便利性等方面都严重滞后，面临着严峻的竞争。究其原因，《未来东京战略》认为东京在经济活动方面的限制比较多，同时难以用英语进行沟通，需要在这些方面进行改善，创造
一个吸引外国企业和人才的环境。

176東アジア論壇 第 18 号

（三）《未来东京战略》的特色
通览《未来东京战略》，可以看出其在目标和策略上表现出了以下特色。

1. 创新经济
《未来东京战略》提出要通过创新来带动社会实现巨大变革，把东京建成领先世界的创新经济中心。具体步骤是：2021 到 2030 年，把东京湾区打造成自由的实验基地，开展包括无人机、空中飞行汽车、无人驾驶、5G、人工智能等在内的各项新技术的应用实验；
2030 到 2050 年，把东京打造成亚洲有代表性的创新经济中心，在交通、物流、医疗、新能源等方面独树一帜，吸引国内外企业前来创新创业；2050年以后，把东京打造成领先世界的22 世纪型未来城市。
2.可持续发展
《未来东京战略》把可持续发展规定为城市规划的最重要的理念和准绳，要求各项政
策都要从可持续发展的视角去制定和推行。例如在环境方面要求加速应对气候变动，实现零排放、氢气社会；城市建设方面要求以人为本设计道路、空间等各种设施，充满绿色，实现人与环境的调和；工作生活方面要求不仅是提供工作的机会和生活的场所，还要形成人人都能发挥自我、安心工作和生活下去的制度和环境。另外需要特别提到的是，《东京战略》要求各项政策都要跟联合国制定的全球可持续发展目标（SDGs）对接，基于 SDGs 进行政策设计和监督。
3. 公平包容《未来东京战略》提出要把东京建成一个多元化城市，不分性别年龄国籍，不同的人
和平相处，共享生活。尤其是面向外国人提供各种支援和日语教育，使外国人能安心生活；
以 2020 东京奥运为契机，完善无障碍设施和标识，让残疾人和老年人、外国人都能畅通无
阻；加强人权观念渗透，使尊重人权成为每个人的意识。
4. 安全韧性
日本是各种自然灾害发生比较频繁的国家，东京随时面临地震、台风的威胁。
《未来
东京战略》出台了一些具体的提高城市韧性的措施，例如把现在 99%的建筑物抗震率到 2035
年提高到 100%；到 2040 年实现无电线杆化；木造住宅的不燃化率由现在的 64%到 2030 年达
到 70%以上；家庭防灾物资储备实施率到 2030 年达到 90%以上；到 2040 年，人工智能等先端技术普遍应用到防灾以及应对事故、火灾、犯罪、疾病等各个方面，有效保护居民生命和
生活安全。

177

東アジア論壇 第 18 号

5. 社区活力《未来东京战略》认为少子老龄化以及生活困难者增加所带来的人际关系的疏远是一个日益严重的问题，最近又新增加了许多因新冠肺炎疫情以及数字技术的应用而感到孤立和
困惑的人群，需要强化 3C（儿童 Children、长寿 Choju、社区 Community）对策，不让一个人
孤立于社会之外。儿童对策主要除了政策和制度上的育儿支援外，还包括强化学校、图书馆、公园等的建设和完善，为儿童健康成长提供一个好的环境。长寿对策完善各种医疗和社会福利以外，还包括加强社区互助例如提供购物支援、吸引老人参与各种社区活动，使其老有所
乐。社区对策除了推进社区管理情况公开度以及推进公营住宅共享空间建设以外，重点放在后疫情时代的社区活力推进方面，包括强化在线市政服务和生活支援以适应居家工作和生活
需要；促进线下线上交流空间的同时建设，为居民提供线下线上相结合的更多的交流机会等。

（四）《未来东京战略》的实施为了提高规划实施效率，东京都强调严格遵守 PDCA 流程。即在政策计划（PLAN）决
定后，扎实正确地推进实施（DO），同时定期对实施情况进行评价核查（CHECK），发现问题后及时进行纠正和改善（ACTION）。东京都的城市规划通常先有东京都政府机构之一的政策企划局起草方案，然后由知事主持听取各方面的意见。例如《未来东京战略》草案出台后，先后多次召开了知事与东京都各区市町村首长的意见交换会、知事与各有关机构团体的
意见交换会、知事与日本经济团体联合会等多个全国性行业协会的意见交换会，就草案的内容听取意见和建议。另外，还以都内居民以及在都内上班上学者为对象实施了大规模问卷调查，共收到 10936人的回答；在都内的 13所大学举办研究会，请大学的师生就草案内容进行
研究讨论。根据各方面的意见和建议对方案进行修改补充后，《未来东京战略》由知事作序并以东京都的名义颁布实施。
为了规划能有序实施和有效检测评估，《未来东京战略》的每一项政策措施都有一个可视化实施规程，即①三年行动计划，包括 3年间（2021-2023年）每一年度的具体行动计划，②2030 年目标，预定在 2030 年达成的具体数值目标，③2040 年愿景，一目了然。
按照惯例，规划颁布实施后，各有关部门观察掌握实施情况并定期做成实施情况详细报告，然后由知事在东京都议会（东京都议政机构）的定例会（一年 4 次）上进行汇报，议
会对此进行咨询和评估。

（五）《未来东京战略 Version up 2022》

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2022年 2月，东京都公布了《未来东京战略》的刷新版，名为《未来东京战略 Version up
2022》，在继承《未来东京战略》的基础上适应形势的变化做了一些补充。
所谓形势的变化主要是东京奥运会的举办和新冠病毒疫情的防控。2021 年 7 月 23 日至8 月 8 日，东京奥运会因新冠疫情影响推迟一年举办，而且举办期间疫情形势也仍然十分严
峻，作为主办城市的东京自始至终采取了一系列防控对策。除了新冠疫情防控对策以外，在治安反恐、人类共生、云旅游、5G、自动驾驶等方面都出现了许多新的对策和尝试。如何
将奥运会期间的成果运用于城市发展，适应时代的变化和需要对城市战略规划和政策进行调整，成为摆在东京面前的课题。这些是仅隔一年制定和公布《未来东京战略》刷新版的动机和原因。与《未来东京战略》相比，《未来东京战略 Version up 2022》具有以下 6 个方面的刷
新和特点。
第一，安全安心，加强危机管理，保护都民的生命和生活。强化东京iCDC功能（Tokyo
Center for Infectious Disease Control and Prevention，东京感染症对策中心，2020 年 10 月成立，感染症的应急管理及政策立案、调查研究等综合机构），建设一个能有力应对感染症的城市。
实施“城市强韧化 10 年工程”（从 2022 年开始的 10 年中，为应对洪水及地震、火山喷发、感染症所进行的一系列工程）。运用 DX（Digital Transformation）等新技术加强自然灾害的应
急管理。
第二，共生社会，消除差别，使人人能自由舒适地生活。无障碍设施（Barrier-free）的普及（包括精神和信息的无障碍化）。促进城市的多样性和包容性。强化对年轻人及单亲家庭、老年人的支援，促进女性活跃和男女平等。促进就业，减少失业，特别是强化对因新冠
疫情失业人群的支援。加强对外国人的支援，促进多文化共生社会的形成。把东京奥运会期间活跃的志愿者服务活动作为一种文化传承下去。
第三，绿色及数码时代，与自然共生的可持续发展社会。推进低碳和无碳化，2050 年
实现建筑物零排放。推进电动车及氢能源车的利用和配套设施的建设。推进能源节约及循环利用。打造智慧城市，扩建智慧城市试验点。进一步推进以人为本的城市建设。水的净化，推进绿化，增加绿地公园和海上公园。
第四，全球化，建设世界瞩目的金融、经济、文化城市。东京湾 eSG（Environment、Social、Governance）工程的推进，活用东京奥运设施，建设综合性先端区域。促进旅游业的发展，打造观光都市东京。将东京建成领先世界的国际金融城市。推进文化产业的发展。
第五，儿童优先，基于儿童的观点进行政策设计。在东京都厅新设儿童政策连携室，综合推进儿童政策。从儿童的立场和观点出发，对城建、交通、公园、住宅等进行改造改善。

179東アジア論壇 第 18 号

加强生育和育儿支援，构建东京型教育模式。强化对有困难和有问题的儿童的支援，采取措施减轻新冠疫情给儿童和育儿带来的影响。
第六，城市结构改革，新城市管理的加速。加强与居民的对话。活用网络、数码及在
线模式提高工作效率。改善职场环境。

四、东京最新中长期城市规划的评价及其启示

以上以 2021年 3月颁布的《未来东京战略》及 2022年 2月颁布的《未来东京战略 Version
up 2022》为中心，就东京最新中长期城市规划的内容做了介绍分析。以下就其总体理念和目标的“三个之城”的含义的变化及其启示做一整理考察。
如上所述，“三个之城”的提法开始于 2016 年 12 月颁布的《都民第一创造新东京：面向 2020
年的实行计划》，《未来东京战略》及《未来东京战略 Version up 2022》都继承了这一提法，
不过其含义有所变化。
安全之城。即韧性城市。日本是个自然灾害频发的国家，历来重视对各种自然灾害的预防和应对。
《未来东京战略》及《未来东京战略 Version up 2022》继承了这一方针，对地震、
洪水、火山喷发等自然灾害的预防和应急管理都增加了一些新的政策措施，尤其是“城市强韧化 10 年工程”构想的出台。与此同时，把对感染症的防控提升到重要的位置，尤其是强化东京 iCDC 功能体现了疫情防控常态化的认识，对于今后感染症的防控将起到重要的作用。
前述中国共产党第 20 次全国代表大会报告中所提到的韧性城市就是安全城市，居民能安全
安心生活的城市。城市的韧性不只是基础设施的强固程度和抵御各种自然灾害的防灾能力，还应该包括应对各种人为突发事件及感染症流行的危机管理能力，最近各种突发事件的频发
及新冠疫情的流行使后者显得更加重要。
多元之城。即多元化城市、宜居城市。
《未来东京战略》及《未来东京战略 Version up
2022》强调城市建设和管理要以人为本，基础设施不只是规模和充足度，更看重人们的舒适
便利和心理满足度，无障碍设施和标识的普及即为一例。另外，在硬件建设和管理的同时，通过各种政策制度及社会意识的充实提高使生活在城市的每一个人都使得其所、安居乐业。
尤其是加强对儿童、青年人、妇女、老年人、残疾人、外国人等相对弱势群体的支援，尽量减少各种人为的限制，构建一个包容平等的多文化共生的社会。城市规模越大，其人群和文化也就越复杂和多样化，多元化是超大城市必须具备的最重要的本质之一。东京最新城市规
划中所提倡的多元之城其实就是中国现在被关注的“广义的宜居城市”，即城市在经济、社会、180

東アジア論壇 第 18 号

文化、环境等各个方面都能协调发展，人们在此工作、生活和居住都感到满意，并愿意长期
（5）
居住下去。
多元之城强调城市在拥有一个充足的“硬环境”以满足居民物质需要的同时，还

有形成一个人与人之间和谐共处的“软环境”，满足人们日益增长的精神需求。
智慧之城。即智慧城市、可持续发展城市。
《未来东京战略》及《未来东京战略 Version
up 2022》对于智慧城市的要求重点不是新技术的发明，而是新技术在社会经济各个方面的应用和普及。新技术的发明和越境传播变得越来越迅速，新技术成果的共享也变得越来越简单容易。东京最新城市规划都把重点放在新技术在生产和生活中的应用方面，即对新技术的应
用和普及加以引导并提供政策和技术支持。另外，除了新技术的培育、应用和普及之外，东
京最近城市规划特别重视可持续发展理念的导入和落实。这里所说的可持续发展是指联合国
制定的面向 2030年的 17项全球发展目标 SDGs，不仅是环保和资源节约等环境方面的目标，还包括消除贫困、充分就业等经济方面的目标，人人机会平等、包容安全社区建设等社会方面的目标。东京最新城市规划要求立足于 SDGs 的观点，每一项政策的制定和实施都要与SDGs 的目标相对应。可以说，SDGs 的导入和落实是今后一段时期内城市规划的一个重要指标和课题。
总之，东京最新中长期城市规划在继承此前规划有关理念的基础上，更大程度地将着
眼点从高速增长转向高质量发展，其追求的已经不是城市基础设施的量的扩大，而是其安全性和舒适度的提高，与此同时，对城市发展的推动力的期待已经不是基础设施建设而是技术革新，对城市发展成果的考量重点从经济效益转向综合效益及可持续发展水平。今后城市发
展的方向应该是，每个居民都可以在一个安全安心的空间里平安健康地生活（安全之城、韧
性城市）、在一个人人平等人人受尊重的氛围中自由发挥自己的个性和价值（多元之城、宜居城市），在一个高度技术化和效率化的环境下充分施展个人的潜力和抱负（智慧之城、智慧城市）。

注释及参考文献(1)新华社：《习近平在中国共产党第二十次全国代表大会上的报告》，http://www.xinhuanet.com/2022 年 10 月 30日阅览。
(2)李国平：《东京大都市圈：多策并举应对挑战》，《光明日报》2019 年 8 月 1 日。
(3)东京都周围 7 县为：埼玉县、千叶县、神奈川县、茨城县、栃木县、群马县、山梨县。关于首都圈整备规划体系请参见以下研究论文。熊达云：《日本都市圈的建设实践及其特点简析》，《东亚论坛》，第 17 号，2021 年 11 月。
(4)合计特殊出生率，即每名女性一生中生育孩子的平均数。
(5)盛继洪主编：《建设国际一流的和谐宜居之都研究》，社会科学文献出版社 2017 年 12 月。

181東アジア論壇 第 18 号

科学技術フロンティア

研究紹介：共生--樹木、菌根菌、そしてキノコ
練 春蘭（東京大学農学生命科学研究科附属アジア生物資源環境研究センター
森林共生生物学研究室 教授）

地球上では、殆どの生物が独立で生きているではなく、何かのかたちでほかの生物と共生しています。なぜ樹木は大きく成長できるのでしょうか。また、なぜ森の中にはたくさんのキノコが発生するのでしょうか。実は、森の中で見られる多くのキノコは樹木の根に共生しており、土壌中に広げた菌糸から養水分を吸収して樹木に渡しています（図１）。

図 1： 樹木、外生菌根菌、キノコ共生の模式図

樹木は、外生菌根菌と総称されるこれらのキノコと共生しなければ成長することができず、生存することすら困難です。菌根が 4 億年前の化石から発見されました。海から上陸の間もない植物は、養分が乏しい陸地に定着するため、菌類と共生して菌根を形成しました。その後、植物は菌類との共進化してきて、2 億年前に樹木が外生菌根菌との共生が進化したと言われています（Strullu-Derrien et al., 2018）。図 2 に示しているように、樹木の根に182

東アジア論壇 第 18 号

多様な外生菌根菌と共生して菌根を形成しています。樹木と外生菌根菌の共生は森林生態系の成立・維持などに大きな役割を果たします。
私は、鉱山性荒廃地や乾燥地，塩類集積地などの植生回復に外生菌根菌が利用できないかと考えて、外生菌根菌の重金属耐性や耐塩性に対するメカニズムを明らかにしてきました（Li et al., 2022; Shi et al., 2022; Yan et al., 2022）。これまでに、鉱山跡地の銅鉱滓上でのマツ
実生の生残と成長が外生菌根菌の共生によって促進され、鉱山跡地の森林回復において外生菌根菌の接種が有効であることが示されました（Zong et al., 2015）。現在は、ゲノム解析
により外生菌根菌のストレス環境適応についての研究を進めています。

図２：森中の多様なキノコと菌根

一方、高価な食用キノコとして知られるマツタケやトリュフも外生菌根菌です。外生菌
根菌は樹木から光合成産物を得なければ成長することができず、キノコを形成することも183

東アジア論壇 第 18 号

できません。そのため、ほとんどの外生菌根菌のキノコは人工栽培に成功していません。
私は、野外でのマツタケ繁殖様式を明らかにしました（Lian et al., 2006）。現在、ゲノムワ
イド関連解析やゲノム編集などの新たな技術を用いて菌根やキノコの形成を制御する遺伝子とそれらの機能を明らかにし、里山での食用菌根菌キノコの増産・栽培技術を開発した
いと考えています（図 3）。

解説トピック・外生菌根：菌類（カビやキノコ）の菌糸が植物の根に侵入して形成される構造です。根に侵入した菌糸は細胞壁の外（細胞間隙）に留まっています。陸上植物の約２％は外生菌根を形成します。日本の里山林を構成するマツ科やブナ科などの樹木は、外生菌根を形成します。
・ゲノムワイド関連解析（genome-wide association study、GWAS）：多くの個体を用いて、ゲノム全体に渡る DNA 多型データを対象に、ある形質に関連する DNA 領域または遺伝子があるかどうかを調べる方法です。現在、よく行われているのは一塩基多型（SNP）と形質との関連です。
図 3：樹木と外生菌根菌との共生に関する研究の概要図

184東アジア論壇 第 18 号

参考文献

Lian CL, Narimatsu M, Nara K, Hogetsu T 2006 Tricholoma matsutake in a natural Pinus
densiflora forest: correspondence between above- and below-ground genets, association withmultiple host trees and alteration of existing ectomycorrhizal communities. New Phytologist,
171, 825-836
Li JL, Li CF, Tsuruta M, Matsushita N, Goto S, Shen ZG, Tsugama D, Zhang SJ, Lian CL.
2022 Physiological and transcriptional responses of the ectomycorrhizal fungus Cenococcum
geophilum to salt stress. Mycorrhiza, 32, 327–340.
Strullu-Derrien C, Selosse M, Kenrick P, Martin FM. 2018 The origin and evolution of
mycorrhizal symbioses: from palaeomycology to phylogenomics. New Phytologist, 220,1012-1030.
Shi Y, Yan T, Yuan C, Li C, Rensing C, Chen Y, Xie R, Zhang T, Lian C. 2022 Comparative
physiological and transcriptome analysis provide insights into the response of Cenococcum
geophilum, an ectomycorrhizal fungus to cadmium stress. Journal of Fungi, 8, 724.
doi.org/10.3390/jof8070724
Yan T, Zhang P, Pang W, Zhang X, Lian C, Zhang T. 2022 Effects of high temperaturetriggered transcriptomics on the physiological adaptability of Cenococcum geophilum, anectomycorrhizal

fungus. Microorganisms,

10,

2039.

doi.org/10.3390/microorganisms1010203
Zong K, Huang J, Nara K, Chen YH, Shen ZG, Lian CL 2015 Inoculation of ectomycorrhizal
fungi contributes to the survival of tree seedlings in a copper mine tailing. Journal of Forest
Research, 20, 493–500.

185

東アジア論壇 第 18 号

科学技術フロンティア

LSI Testing: A Core Technology to a Successful LSI Industry
Xiaoqing Wen
Department of Computer Science and Networks
Kyushu Institute of Technology
Kawazu 680-4, Iizuka 820-8502, Japan
https://www.vlab.cse.kyutech.ac.jp/~wen/index.htm

slump caused by the COVID-19 pandemic and is returning toa very high growth rate.

Abstract—Despite its ever-growing importance in all innovation
fields, such as automotive and IoT applications, the LSI industry is
fragile due to its a weak technology-business chain. In addition, its
products, namely LSI chips, are vulnerable to six risks (defective
chip escape, radiation, aging, malicious attack, counterfeiting). LSI
testing is the technology that is indispensable to mitigate these risks.
This paper highlights the intent of LSI testing as well as its impact
on the LSI industry.

I. INTRODUCTION
LSI (Large Scale Integration) chips or LSIs are one of themost important inventions of mankind. Since its birth, evergrowing scaling, ever-increasing complexity, and evershrinking process feature sizes have made LSIs an
indispensable part of the modern society and industry.
Nowadays, LSIs have become the key to all major innovations,
including AI (Artificial Intelligence), VR (Virtual Reality),
big data, AD (Autonomous Driving), IoT (Internet of Things),
and robotics.

AI

Fig. 2 Global LSI Industry Outlook

Fig. 3 shows the share distribution of 2017 LSI sales.
Although standard PCs and cellphones consume most of LSI
chips, automotive and IoT applications have top growth rates.
This indicates that automotive and IoT devices will become
the driving forces for the LSI industry.

AD

LSI
VR
IoT

Big Data

Automotive

Robot

IoT

Fig. 1 LSI: The Key to All Innovations

Although being a strategic industry with unprecedented
importance, the LSI industry is fragile due to the weakness in
its technology-business chain. In addition, LSIs are subject tosix major risks. In order to mitigate these risks, LSI testing has
become an indispensable core technology to the LSI industry.
In the rest of this paper, the intent and impact of LSI testing
will be briefly described. The purpose is to highlight theimportance of LSI testing.

Fig. 3 Driving Forces for the LSI Industry

The major trend for cars is CASE (Connected, Automation,
Sharing, Electrification). Expected benefits of CASE includes
the ever-existing-and-growing market, the need for all types
of LSIs, and the high entry barrier. Its potential challenges
include high quality at low cost (0-defect w/o TMR), longterm reliability, and legal liability (level-3 AD and above). On
the other hand, IoT devices usually need to achieve ultra-lowpower (1mW) and have to employ emerging memory andedge AI. The potential problems of IoT devices are low selling
prices, edge security concerns, and reliability worries in harshenvironment.

II.DRIVING FORCES FOR THE LSI INDUSTR
Fig. 2 shows the global LSI industry outlook from 2006 to
2021. It can be seen that the LSI industry is getting out of the186東アジア論壇 第 18 号
III.

The LSI industry is so unique that business models andstrategies commonly effective in other industries often do not
apply. It is thus imperative that special attention be given to
the unique properties of LSI: a fragile industry.

LSI TECHNOLOGY-BUSINESS CHAIN

As illustrated in Fig. 4, the LSI technology-business chain
consists of four major fields, namely design (including both
functional design and design for test), manufacturing,packaging, and testing. The supporting sectors for the LSI
industry include EDA (Electronic Design Automation), wafer,
photoresist, photomask, and equipment companies. The
producing sectors for the LSI industry include IDM(Integrated Device Manufacturer), fabless, foundry,
packaging, and testing companies.
Supporting
Sectors

Technical
Fields

Producing
Sectors

EDA

Design(Function / Test)

IDM

Wafer

IV.

Despite of their significant importance and high impact,
LSIs are nonetheless extremely vulnerable to six major risks
as shown in Fig. 6. It is necessary to be fully aware of theserisks and to take proactive measures to prevent them from
causing severe harms to the producers and users of LSIs.
Defective Chip EscapeRadiation

Fabless

Manufacturing

Photomask
Equipment

Foundry

Testing

Packaging/Testing

Aging

LSI

Photoresist
Packaging

FIVE RISKS OF LSIS

Malicious Attack

Fig. 4 Major Sectors in the LSI Industry

Despite the wide-recognized importance of the LSI
industry, its technology chain is astonishingly fragile as
illustrated in Fig. 5. Many of its sectors are monopolistic, inthat one sector is often served by only one or two dominating
suppliers. For example, the mask aligner sector is dominatedby ASML, the MPU-IP sector is dominated by ARM, and thetest EDA is dominated by Mentor Graphics. Therefore, thesefactors are highly vulnerable to disruptive risks. For example,
SoftBank purchased ARM in 2016 and then sold it to Nvidia
in 2020, Simens took over Mentor Graphics in 2017. Althoughthose past transactions were friendly and smooth, there remainhigh risks that some future business maneuvers may gethostile and cause huge damages to customers. In addition,
natural disasters, terrors, and wars can easily cause
catastrophes to the LSI industry.

Counterfeiting

Fig. 6 Six Risks of LSIs

●Defective Chip Escape: Defective LSIs may be shipped tothe market and result in dire consequences. For example, acompany made a 100M$ recall of HDDs due to defective LSIs
(defect rate = 0.8%). Defective AI LSI chips may have poor
accuracy. It has been reported that the inference accuracy isideal if the yield of the RRAM used to implement a crossbararray-based weight matrix is 97.8%. However, if the yield of
RRAM drops to 95%, 90%, and 80%, inference accuracy will
be reduced by 37%, 59%, and 69%, respectively. Such low
accuracy will result in accidents if the AI LSI chips are used
for autonomous driving.
● Radiation: High-energy particles, such as Alpha particles
from LSI packages, cosmic neutrons and protons, as well as
thermal neutrons, may flip the states of FFs or SRAM cells in
LSIs, causing transient LSI abnormality, called soft errors. It
has been reported that soft errors shortened the orbit life ofsmall satellites built with commercial LSIs and caused
workstation failures at VeriSign (a US-based domain nameregistry service company), resulting in huge losses for many
internet companies using its service.
● Aging: LSI chips may fail due to field degradation,
including physical and electric stress, dielectric breakdown,bias temperature instability. LSI defect rates generally growin time and/or in harsh environment. The impact of LSI aging
poses a severe risk for cars, airplanes, railway, infrastructure,etc. For example, a time-dependent dielectric breakdown in asingle LSI chip used in an exchange system once caused
phone service outage in central Tokyo, Japan.

Fig. 5 LSI: A Fragile Industry

187東アジア論壇 第 18 号
● Malicious Attach: Trojan circuitry may be inserted in an
LSI during outsourced design and manufacturing. It can thenbe used in malicious attacks again the resulting LSIs. It has
been reported that a Trojan block was found in an electric ironthat could invade Wi-Fi-connected PCs in 200m around it.
Trojan circuitry was also found in LSIs used in weapons,transportation, nuclear plants, etc. in the US. It is widely
known that someone may steal secrets from a PC or
smartphone through side-channel attack against encryption
LSIs by analyzing power dissipation, fault information, andtiming information. Generally, every system is risky if it uses
LSIs and the internet. Cars are a typical example since theyuse many LSI-based ECUs (Electronic Control Units) and areconnected to the internet through wireless networks.
● Counterfeiting: Counterfeit, remarked, or recycled LSIs arerampant nowadays. It has been estimated that 5% of LSIs in
the world market are counterfeit. Producers of LSIs sufferfrom the costs of detection and protection against
counterfeiting as well as the damage to their brand images.
Consumers of LSIs suffer from losses in terms of money,
quality, health, and safety. For example, fake low-quality
remarked operational amplifier LSIs were made and sold tothe market, causing huge losses to its genuine maker, Analog
Devices, Inc. Counterfeiting also causes severe security
concerns. For example, it has been reported that 15% spare
LSIs purchased by the U.S. Military from the market are
estimated to be counterfeit.

V.

The LSI testing flow in Fig. 7 is mainly targeted at
production testing. In practice, LSI testing is a much wider
concept spamming from design, manufacturing, and field
application. Generally, LSI testing includes all techniques for
mitigating the six major risks of LSIs. For this reason, LSI
testing is served by its own industry as shown in Fig. 8.
The LSI test industry mainly consists of three sectors,
namely test design, test application, and test equipment. The
test design sector takes functional design data as its input, add
special test-specific circuitry, and generate test stimuli as wellas test responses. Functional and test design data are used tocreate test specifications while test stimuli and test responses
form test data. The test application sector generates test
programs based on test specifications and test data. It also
creates necessary test fixtures, including performance boards,
socket boards, and probe cards. The test equipment sector
manufactures ATEs, probers and handlers for carrying out LSI
testing.

INTENT OF LSI TESTINGLSI testing is the technology that are indispensable tomitigate the six major risks of LSIs. The basic concept of LSI
testing is illustrated in Fig. 7. In order to conduct LSI testing,test stimuli need to be generated from LSI design data; inaddition, (expected) test responses need to be obtained fromboth test stimuli and LSI design data. Test stimuli are applied
to fabricated LSIs through ATE (Automatic Test Equipment)
and their actual (test) responses are obtained. ATE thencompares (expected) test responses with actual (test)
responses. If they fully match, the LSI under test passes thetest and is considered a good (defect-free) LSI; if they differ
even slightly, the LSI under test fails the test and is considereda bad (defective) LSI.

Fig. 8 Sectors of the LSI Test Industry

VI.

IMPACT OF LSI TESTING

Fig. 9 (a) shows the ideal of LSI testing, which passes all
good (defect-free) chips and fails all bad (defective) chips.
That is, ideal LSI testing does not incur any under-test, overtest and test costs. However, in reality, LSI testing may passbad chips, fails good chip, and incurs high test costs, as shownin Fig. 9 (b). That is, under-test and over-test may occur,causing quality degradation and financial losses, respectively.
High test costs may even surpass production costs, threatening
the viability of the LSI business itself.

Automatic Test Equipment

Test Stimuli

LSI
Fabrication
Design Data

Good or Bad ?
Identical ?

Test Responses
YES

Actual Responses
NO

Passing

FailingGood LSI

Bad LSI(a) The Ideal

Fig. 7 Concept of LSI Testing188

東アジア論壇 第 18 号
three major factors have made LSI testing as a core technology
for the LSI industry. The first factor is “diversity” in terms ofprocesses(FinFET,
multi-patterning),architectures(heterogenous processing elements, new memories), andpacking (3D, in-memory computing). The second factor is“test for everything” as LSI testing is now needed for debug,
diagnosis, reliability, security, and safety. The third factor is“high test ROI” as LSI testing can serve as a uniquecompetitive weapon and a powerful revenue source. In
general, it can be observed that LSI testing has conceptionally
evolved from TAC (Test as Cost) to TAV (Test as Value).
Furthermore, test engineers, with broad technical skills, agood sense of balance, and good people skills, are now in highdemand.

(b) The Reality
Fig. 9 LSI Testing: Ideal vs. Reality

The impact of under-test manifests itself as significant infield risks, especially for such mission-critical applications as
satellites, airplanes, trains, nuclear power plants, autonomouscars. The impact of over-test manifests itself as significant
revenue losses, especially for such high-end chips as
microprocessors for workstations. Furthermore, the growing
test costs has become a big burden to the LSI industry. For
example, the volume price of a connectivity SoC for IoT
applications can be as low as 0.5$, making it very hard toafford its test costs. Therefore, high test quality, low testinduced yield loss, and low test costs are indispensable for the
LSI industry.
As illustrated in Fig. 10, LSI testing is an extremely
difficult technical field. For example, the size of a defect in atransistor in an advanced LSI chip is 1/107 of the chip size.
Detecting for such a defect is as difficult as finding a missing
kid from a satellite 10,000km away from the earth.

Fig. 11 LSI Testing: A Bottleneck for the LSI Industry

VII. CONCLUSIONSThis paper first provided a general review of the LSI
industry and pointed out the six major risks faced by LSIs. It
then introduced LST testing and highlighted its importance toa successful LSI industry. It is expected this paper will draw
the attention of more students and young researchers to LSI
testing, an exciting core technology to the LSI industry.
ACKNOWLEDGEMENTS
This work was jointly supported by JSPS KAKENHI Grant Numbers
21H03411 and JSPS Grant-in-Aid for the Promotions of Bilateral Joint
Research Projects (Japan-China).

REFERENCES
Fig. 10 LSI Testing: A Bottleneck for the LSI Industry[1]

As shown in Fig. 11, LSI testing has become thebottleneck for the LSI industry in recent years due to two
trends in terms of technology innovations (from scaling tointegrating) and application risks (from low to high). In thepast, LSI testing was considered as a cost source. In the earlier
years, LSI test technologies were mostly ad-hoc. Later, moreadvanced LSI test technologies were developed for targetingproduction defects. High test efficiencies were pursued bymaking use of similarities in LSI chips but the ROI (Return on
Investment) of LSI testing was generally low. In recent years,

[2]
[3]
[4]
[5]
[6]

189

H. Fujiwara, Logic Testing and Design for Testability, The MIT Press,
1985.
M. Abramovici, M. A. Breuer, and A. D. Friedman, Digital Systems
Testing and Testable Design, Computer Science Press, 1990.
A. Grouch, Design for Test – For Digital IC’s and Embedded Core
Systems -, Prentice Hall PTR, 1999.
M. L. Bushnell and V. D. Agrawal, Essentials of Electronic Testing for
Digital, Memory & Mixed-Signal VLSI Circuits, New York: Springer
Science, 2000.
L.-T. Wang, C.-W. Wu, and X. Wen, Eds., VLSI Test Principles andArchitectures: Design for Testability, San Francisco: Morgan
Kaufmann, 2006.
P. Girard, N. Nicolici, and X. Wen, Eds., Power-Aware Testing and
Test Strategies for Low Power Devices, New York: Springer, 2009.

東アジア論壇 第 18 号

科学技術フロンティア

人工智能安全 -- 在荆棘中前行李鹏（会津大学 上級准教授）
近年来，由于海量数据的积累、计算机能力的提升以及机器学习技术的不断研究和发展，语音识别、图片识别和自然语言翻译等技术得到了广泛应用。人工智能（Artificial Intelligence，AI）步入了一个具有历史意义的时代[1]。据人工智能之父约翰麦卡锡的说法，AI 是“制造智能机器的科学与工程，特别是智能计算机程序”。具体来说，AI 是能够以模仿人类智能的方式执行任务，并根据训练数据迭代改进自身的机器和系统
[2]。尽管 AI 具有改变人类历史进程的巨大潜力，但它也带来了重大的安全隐患。 造成这种安全隐患的根本原因是在 AI 算法设计之初，往往没有考虑到相关的安全风险。 因此，恶意攻击者很容易影响 AI 算法的判断结果，导致 AI 系统错误运行。安全风险在工业、医疗、交通和监控等关键领域尤为严重； 如果 AI 系统遭到恶意攻击，轻则造成财产损失，重则威胁人身安全[1]。
既然 AI 中的安全如此重要，我们在重视这一问题的同时, 需要对 AI 安全问题有一个
系统的认识：构成 AI 安全问题的攻击方式都有哪些? 我们能采取什么措施来保障安全? 这些安全问题能否被正确利用从而为我们带来好处？
AI 安全中的攻击方式
AI 安全风险除了存在于理论分析之外，还存在于目前使用的众多人工智能应用中。
对于训练数据，识别过程和识别结果，都存在攻击方式来破坏 AI 系统的正常功能。这些
攻击对生产和生活造成了极大的危害。
1）数据投毒攻击和后门攻击 --“笑里藏刀”的训练数据为了适应数据分布的变化，AI 系统中的常见做法是使用运行期间收集的新数据更新
模型。 在这种情况下，攻击者可以通过引入精心制作的训练数据来误导 AI 模型，最终危及系统的正常功能。Google 和 UC 伯克利的一项研究[3]表明，攻击者可以通过仅仅添加8% 的恶意数据，使 AI 模型对超过 50%的患者产生建议时，出现超 75%的用药变化量。
与此同时， AI 模型也可以被嵌入后门。这些后门只能由构建它的人激活。由于 AI 模
190

東アジア論壇 第 18 号型仅由结构和参数组成，不像传统程序那样具有人类可读的源代码，因此后门的隐蔽性更高。纽约大学的 Gu 博士等人[4] 提出一种在 AI 模型中嵌入后门的方法，模型虽然对正常输入与原模型判断一致，只有当输入图像包含特定图案时，后门才能被激活，而其他人很难分析激活图案的组成模式。
2）对抗攻击和伪造攻击 --“浑水摸鱼”的识别过程试想一下，如果存在一张“神奇贴纸”，把它放在脸上，能让人脸识别门禁系统将其
他人“误认”成你；同样是这张“神奇贴纸”，把它放置在眼镜上，就可以 1 秒解锁你的手机人脸识别…… 这并非科幻电影中的场景，而是人工智能安全大赛中的比赛内容。伪造攻
击[5]是一种将虚假数据发送到生物识别系统以通过身份验证的攻击技术。对抗攻击[6]则
是攻击者故意在数据集中引入细微干扰，导致 AI 模型对特定实例产生不准确的预测。
3）模型窃取攻击 --“顺手牵羊”的结果分析
模型/训练数据窃取攻击[7]是指通过分析识别过程的输入输出和模型的更新信息，推测 AI 模型的参数及训练数据的攻击方式。模型和训练数据在标注和训练过程中都消耗了
大量的人力物力，这些重要的知识产权在攻击中被盗取。
一种更加容易实现的攻击类型是成员信息的推断攻击[8]，攻击者在 AI 模型正常使用
范围外推断某个待测样本的信息特征。例如攻击者通过医院的疾病诊断 AI 模型推断该模型训练集中的病患信息，或者在社交网络数据中，推断成员的社交关系。
AI 安全防御手段
对于上一章所述的攻击方式，学术界已经提出了许多防御手段，对于可能遭受的攻击
提供不同程度的预防和控制。
1）识别修改 –“瞒天过海”的模糊处理
面向模型的防御以减少模型泄露的额外信息，或者减少模型的过拟合为目标，对模型进行适当的修改，从而降低了模型和数据泄露的风险。
面向数据的防御则是在运行过程中模糊处理，对预测结果增加轻度的噪声 [9]。这些模糊
操作在保障 AI 模型输出结果有效性的前提下，尽可能地打乱结果中包含的额外信息，从而降低攻击者窃取隐私的准确性。
2）查询控制 --“釜底抽薪”的恶意用户模式识别为了侦测隐私泄露威胁，防御者可以通过查询控制防御，根据用户查询行为进行特征提取。企图发起隐私泄露攻击的攻击者必须在目标模型上启动多个不同的查询操作，以191東アジア論壇 第 18 号

加快攻击的执行[10]。我们可以根据用户的查询行为来识别哪些用户是攻击者，然后可以限制他们的查询行为或拒绝为其服务，以达到防御攻击的目的。
3）对抗训练 –“以逸待劳”的预先处理过程针对对抗性攻击的最直观的保护方式是对抗性训练[11]。AI 模型在训练过程中同时采
用良性和攻击样本作为训练数据集，从而在运行过程中可以主动对抗攻击数据。与此同时，通过正确地预处理输入数据，基于输入预处理的对抗性防御方法消除了部分输入数
据中的对抗性扰动。
AI 安全问题的正向利用
除了以上的攻防对抗以外，许多原本是攻击的方式也被研究者加以利用， 从而转化为一种保护方式。 譬如， 由微软和南京大学合作的一项研究[12]在交通管理中使用生成对抗网络修改监控数据, 在保留轮廓的情况下能够遮挡如车牌等关键信息。多伦多大学向量研究所的 Jia 博士等人[13]利用数据投毒攻击, 对发布在社交媒体上的数据预处理, 从而
避免数据在未经授权的情况下被用作其他用途。芝加哥大学的 Shan 博士等人[14]利用了
后门攻击的方式, 主动修改模型, 当模型被窃取时可以通过预先设定的输入输出对来验证版权信息。
AI 这一新兴战略技术正引领新一轮科技革命和产业变革浪潮。习近平总书记多次做
出重要指示，强调“要深入把握新一代人工智能发展的特点， 加强人工智能和产业发展
融合，为高质量发展提供新动能”。近年来，越来越多的国家和地区推出了数据安全法律
法规来保护用户的隐私数据，例如：欧盟的《通用数据保护规（GDPR）》、美国的《NIST SP 800-122》以及中国的《中华人民共和国数据安全法（草案）》[15]，这些加速
落地的法律法规也为 AI 带来了相应的安全保障。我们坚信，凝聚行业共识，深入分析、
技术、应用和治理的趋势，维护 AI 安全政策，有助于推动 AI 的安全稳定健康发展。

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参考文献
[1]人工智能安全白皮书 [R]. 浙江:浙江大学-蚂蚁集团金融科技研究中心, 2020.
[2] AI 安全白皮书 [R]. 华为技术有限公司, 2018.
[3] M. Jagielski, A. Oprea, B. Biggio, C. Liu, C. Nita-Rotaru and B. Li, "Manipulating machinelearning: Poisoning attacks and countermeasures for regression learning," in IEEE Symposium on
Security and Privacy (S&P), 2018.
[4] T. Gu, B. Dolan-Gavitt and S. Garg, "Badnets: Identifying vulnerabilities in the machine learningmodel supply chain," in NIPS MLSec Workshop, 2017.
[5] Mahmood Sharif, Sruti Bhagavatula, Lujo Bauer, and Michael K. Reiter. Accessorize to a crime:
Real and stealthy attacks on state-of-the-art face recognition. In Proceedings of the 2016 ACM
SIGSAC Conference on Computer and Communications Security, Vienna, Austria, October 24-28,
2016, pages 1528–1540. ACM, 2016.
[6] Dongyu Meng and Hao Chen. Magnet: A two-pronged defense against adversarial examples. In
Proceedings of the 2017 ACM SIGSAC Conference on Computer and Communications Security, CCS
2017, Dallas, TX, USA, October 30 - November 03, 2017, pages 135–147. ACM, 2017[7]Nicolas

Papernot,Patrick

D.

McDaniel,

Ian

J.

Goodfellow,

SomeshJha,

Z. Berkay Celik, and Ananthram Swami. Practical black-box attacks against machine learning. In
Proceedings of the 2017 ACM on Asia Conference on Computer and Communications Security,
AsiaCCS 2017, Abu Dhabi, United Arab Emirates, April 2-6, 2017, pages 506–519. ACM, 2017.
[8] Reza Shokri, Marco Stronati, Congzheng Song, and Vitaly Shmatikov. Membership inference
attacks against machine learning models. In 2017 IEEE Symposium on Security and Privacy, SP 2017,
San Jose, CA, USA, May 22-26, 2017,pages 3–18. IEEE Computer Society, 2017.
[9] Florian Tramèr, Fan Zhang, Ari Juels, Michael K. Reiter, and Thomas Ristenpart. Stealing machinelearning models via prediction apis. In 25th USENIX 55 Security Symposium, USENIX Security 16,
Austin, TX, USA, August 10-12, 2016, pages 601–618. USENIX Association, 2016.
[10] Mika Juuti, Sebastian Szyller, Samuel Marchal, and N. Asokan. PRADA: protecting against DNN
model stealing attacks. In IEEE European Symposium on Security and Privacy, EuroS&P 2019,
Stockholm, Sweden, June 17-19, 2019, pages 512–527. IEEE, 2019.
[11] Xuanqing Liu and Cho-Jui Hsieh. Rob-gan: Generator, discriminator, and adversarial attacker. In
IEEE Conference on Computer Vision and Pattern Recognition, CVPR 2019, Long Beach, CA, USA,
June 16-20, 2019, pages 11234–11243. Computer Vision Foundation / IEEE, 2019.
[12] H. Wu, X. Tian, M. Li, Y. Liu, G. Ananthanarayanan, F. Xu, and S. Zhong. Pecam: Privacyenhanced video streaming and analytics via securely-reversible transformation. In ACM MobiCom,
October 2021.
[13] H. Jia, C. A. Choquette-Choo, V. Chandrasekaran, and N. Papernot. Entangled watermarks as adefense against model extraction. In 30th {USENIX} Security Symposium ({USENIX} Security 21),
page 18, 2021.
[14] S. Shan, E. Wenger, J. Zhang, H. Li, H. Zheng, and B. Y. Zhao, “Fawkes: Protecting privacy
against unauthorized deep learning models,” in Proc. USENIX Security, 2020.
[15] 人工智能白皮书 [R]. 中国信息通信通院, 2022.
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日本華人教授会議活動記録（2021 年 11 月～2022 年 10 月）
１．学術活動・社会教育活動◆【2021 年次国際シンポジウム・未来への新思考～共感、共創、そして共生へ】
2021 年 11 月 6 日「未来への新思考～共感、共創、そして共生へ」をテーマにオンライン
で Zomm による国際シンポジウムを開催。
約 180 名参加。
◆2021 年 12 月 25 日、日本華人教授会と日本政治法律学会の共催セミナー『中国·日本：回顧と展望』をオンラインで開催。4 人の報告者と 2 人の討論者は、両団体のメンバーで、世界の大変局下における中日米関係および中日社会が直面する共通の経済、社会課
題について議論を交わす。約 200 名参加。
◆ 【公開講座・東アジアの経済枠組の比較と展望ーーIPEF も視野に】
2022 年 6 月 25 日 オンラインで Zoom による公開講座「東アジアの経済枠組の比較と展望
ーーIPEF も視野に」を開催。講師：劉曙麗、
司会：呉暁林。118 名参加。
◆【公開講座・徹底 中国のゼロコロナ政策】
2022 年 8 月 6 日オンラインで Zoom による公開講座「徹底 中国のゼロコロナ政策」を開催。講師：周牧之、コメンテーター：周瑋生、
司会：時亮。延べ 100 名以上参加◆【緊急討論会・スリランカ情勢と「債務の罠」の「罠」――「一帯一路」の行方を合わせて考える】
2022 年 8 月 8 日オンラインで Zoom による緊急討論会〈スリランカ情勢と「債務の罠」の「罠」――「一帯一路」の行方を合わせて考える〉を開催。発表者:朱建栄、朱炎、日本
貿易振興機構アジア経済研究所 南アジアグ
ループ長 荒井悦代氏。約 200 名参加
194◆【机器人能为人类带来幸福吗？】2022 年 8 月 28 日心智提升研究所が主催する
オンラインセミナー「机器人能为人类带来幸福吗？」に協賛。金堅敏がコメンテーターとして参加。
◆【公開講座・中日新材料领域研究开发动态ーー两国的竞争与合作】
2022 年 9 月 25 日オンラインで Zoom による公開講座「中日新材料領域研究開発動態ーー
两国的竞争与合作」を科技创新委员会と共催。
講師：魯雲、コメンテーター：巨東英、劉迪、
程子学、司会：時亮。
◆【2022 年次日中国交正常化 50 周年記念フ
ォーラム】
2022 年 10 月 15 日、「日中国交正常化 50 周年記念」をテーマに、日本華人教授会議と日本政治法律学会が共同で、オフラインとオン
ラインのハイブリット形式で慶應義塾大学
三田キャンパスにてシンポジウムを開催。約250 名参加。
2.日中大学生スピーチコンテスト◆ 【中国大学生選抜日本語スピーチコンテスト】
2022 年 3 月 26 日、中国北京市内の中国大飯店において決勝大会を開催。オンラインで53,000 名が視聴。
［東北ブロック予選］
10 月 10 日（日）於：吉林大学［西北ブロック予選］
10 月 23 日 （土）於：西安外国語大学［西南ブロック予選］
10 月 24 日 （日）於：西南大学［華中ブロック予選］
10 月 30 日（土）於：華中師範大学［北京ブロック予選］
10 月 31 日（日）於：対外経済貿易大学［華北ブロック予選］

東アジア論壇 第 18 号

11 月 6 日 （土）於：天津外国語大学［華南ブロック予選］
11 月 7 日（日）於：広東外語外貿大学［華東ブロック予選］
11 月 14 日 (日）於：浙江工商大学◆【全日本大学生中国語スピーチコンテス
ト・漢語橋日本予選 決勝大会】
2022 年 6 月 18 日現場会場の早稲田大学小野記念講堂とオンラインのハイブリット形式
で決勝大会を開催。オンラインで 17 万人以上が視聴。
［東日本ブロック予選］
5 月 28 日（土）：オンライン形式にて開催［西日本ブロック予選］
5 月 29 日（日）：オンライン形式にて開催［南日本ブロック予選］
5 月 28 日（土）オンライン形式にて開催。
［東北・北海道ブロック予選］
5 月 29 日（日）：東北・北海道ブロック
オンライン形式にて開催。
3.対外交流活動◆2022 年 5 月 17 日 第二期 海南大学国際（日
本華人華僑博士協会）学者論壇「RCEP 与海
南自貿港」に主催側として参加。
◆2022 年 7 月 26 日 在日本中国大使館にて孔鉉佑中華人民共和国駐日本国特命全権大使を表敬訪問。熊代表、段事務局長、幹事の朱建栄、杜進、唐亜明、宋立水が列席。
◆2022 年 8 月 28 日オンラインにて中華人民
共和国駐日本国大使館胡志平公使参事官の歓送座談会を開催。中国大使館側は、胡志平公使参事官、陳麗萍参賛、劉維二秘、張琼琼二秘がご出席、日本華人教授会議は会員十数名が出席。
4.組織運営◆ 第九期第 6 回幹事会 2022 年 3 月 26 日
(オンライン会議)◆ 第九期第 7 回幹事会 2022 年 7 月 3 日
195(オンライン会議)◆ 2022 年 7 月～9 月 選挙管理委員会を立ち上げ、任期（2 年）満了に伴う幹事会選挙を行う。
◆ 第九期第 8 回幹事会 2022 年 9 月 15 日
(オンライン会議)
9 月 5 日選挙管理委員会が開票を行い、第十期幹事会幹事を選出、結果以下の通り。幹事会にて承認を得る。10 月 15 日の総会で会員に報告。
馬欣欣、巨東英、朱炎、朱建荣、劉迪、
呂暁彤、杜進、李春利、吴暁林、金堅敏、
金群、段瑞聡、康上賢淑、熊達雲、戴二彪◆第九期臨時幹事会 2022 年 9 月 20 日
(オンライン会議)
慶應義塾大学 段瑞聡教授が次期代表として、一致選出。
◆ 第九期第 9 回幹事会 2022 年 9 月 23 日
(オンライン会議)◆ 第九期第 10 回幹事会 ・第十期第 1 回幹事会 2022 年 10 月 10 日
(オンライン会議)◆第九期役員人事の任期(2 年)満了に伴い、同じく 10 月 15 日の総会で第十期の役員と事務局人事を会員に報告。
代表
段瑞聡
常任副代表 金群副代表
金堅敏・戴二彪事務局長
馬欣欣
副事務局長 欒殿武・練春蘭・李睿棟
事務局委員 劉曙麗
◆第十期第 2 回幹事会 2022 年 10 月 23 日
(オンライン会議)
(文責

事務局)

東アジア論壇 第 18 号

編集後記

『東アジア論壇』第 18 号（2022 年）の編集を終えた際、2022 年の除夜の鐘が響きました。2022 年は日中国交正常化 50 周年の年でしたが、両国関係は低迷し続けています。
さらに、この 1 年に世界を震撼させた事件も多く発生しました。新しい年に、日中両国をはじめ、世界各国が協力して平和な世界を構築していく姿が見られるように心から願っています。
『東アジア論壇』は日本華人教授会議（中国語名：日本華人教授会）の会報で、会員の研究活動や各種交流活動を反映する重要な窓口となっています。本号（18 号）では、会員の寄稿（論文・研究紹介など）12 編が掲載・転載されています。内容は中国の政治、経済、医療保障、社会保障、日本の外国人起業促進制度と都市計画、日中関係、先端科学技術の研究開発動向などに及び、いずれも日中両国で高い関心を集めている重要な問題だと思います。また、本号では、過去 1 年間に日本華人教授会議が主
催または共催した主な活動についても紹介されています。
本号の編集にあたって、会員の皆様（特に執筆者の方々）及び日本華人教授会議事
務局から多大なるご協力ご支援をいただき、誠にありがとうございました。2023 年も、引き続きよろしくお願いいたします。

『東アジア論壇』18 号編集部
戴二彪（アジア成長研究所）、劉 迪（杏林大学）、李睿棟（金沢大学）
2022 年 12 月 31 日

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