18

中国経済研究第12巻第 ２ 号

【研究ノート】

中国における幸福感とは何か？

－中国総合社会調査（CGSS）および日本版総合的社会調査（JGSS）のミクロデータを用いた分析－＊1
米田

泰隆・黎

翰丹

［キーワード］幸福感、相対所得仮説、ジニ係数［JEL Classification codes］I 31, C21, D60

要旨
本稿は、中国総合社会調査（以下、CGSS）

大したとしても、社会全体を覆う期待感や起業による一攫千金の機会等により人々の幸福感は上昇する可能性が示唆されている。

のミクロデータを用いて、中国における主観的

一方、JGSS-2012 と CGSS-2012 の比較におな幸福感の要因と経年の変化を分析することをいては、以下の ３ 点が特に興味深い。すなわち、目的としている。また、日本版総合的社会調査

まず日本では相対所得・絶対所得とも幸福度に（以下、JGSS）の利用可能な最新年分である

有意な影響を与えていないではないこと、次にJGSS-2012 のミクロデータを用いた分析も併せ

日本では大学ダミーが有意ではないこと、最後て行い、中国と日本の文化的な違いを比較検証に離婚・死別ダミーについて、中国では離婚ダする。

ミーは有意ではなく死別ダミーは 5 %水準で有本稿の回帰結果から、主に以下の ３ 点が指摘

意に正である一方、日本は両方とも 1 %水準でできる。まず相対所得は、CGSS-2003・2005 ・

強く負に有意であり、文化的な違いがあると考2008・2012・2013 の全てのデータに関して、正

えられること、である。

に有意となっている。これは、Easterlin（1995）
が提示している「相対所得仮説」を支持するものといえる。次に絶対所得について、CGSS2003・2008 は負に有意となっており、他の年分は有意ではない。これは、中国における持続的な高度経済成長の中で名目の所得に対する信頼が薄まり、相対所得に重きを置くようになっているものと解される。最後に各省におけるジニ係数について、CGSS-2003・2005 と CGSS2008・2012・2013 で係数の符号条件が有意に逆に出ている。一般的に、所得格差を表す指標であるジニ係数は、幸福感に負の影響を与えると解される。しかしながら、中国全体が急速に経済発展し、世界における存在感も高まっている
中では、一部起業家に富が集中し貧富の差が拡───────────
※
1 本稿は、2017年度中国経済経営学会春季研究集会（2017年 7 月 1 日(土) 於 愛知大学名古屋キャンパス）で報告した論文を加筆修正したものである。本稿の作成にあたっては、北村行伸
先生（一橋大学）、馬欣欣先生（一橋大学）、小塩隆士先生（一橋大学）および学会で討論者をしていただいた孟哲男先生（大阪商業大学）より非常に有益なコメントをいただいた。ここに記して心より感謝申し上げる。但し、残る誤りはすべて筆者らの責任に帰される。また、論文で 使 用 し て い る 日 本 版 General Social Surveys（JGSS）は、大阪商業大学 JGSS 研究センター（文部科学大臣認定日本版総合的社会調査共同研究拠点）が、東京大学社会科学研究所の協力を受けて実施している研究プロジェクトである。

中国における幸福感とは何か？ ―中国総合社会調査（CGSS）および日本版総合的社会調査（JGSS）のミクロデータを用いた分析―

１

19

ここで、Hofstede（1984） では、「 ５ 次元モ

はじめにデル」を用いて国による文化の違いを定量的 ・

本稿は、中国総合社会調査（以下、CGSS）

体系的にスコア化して比較し、主観的感情におのミクロデータを用いて、中国における主観的

ける文化的背景の重要性を指摘している。文化

な幸福感の要因と経年の変化を分析することを的背景が異なれば、人々の主観的な幸福感に対目的としている 。また、日本版総合的社会調する捉え方も異なっていると考えられる。そ査（以下、JGSS）の利用可能な最新年分 であこで本稿では、CGSS-2013 を用いて幸福感をる JGSS-2012 のミクロデータを用いた分析も分析した黎（2017）の手法を参考に、利用可

併せて行い、中国と日本の文化的な違いを比較

能な全ての年分の CGSSデータ 3 を用いて、
「中

検証する。

国における幸福感とは何か？」について順序

1

2

Easterlin の一連の研究において、幸福感はプロビット ・ モデルにより分析を行う。また、

必ずしも所得増加や経済発展に伴って増加する

JGSS-2012 についても同様の手法で分析を行い、わけではないという “Easterlin Paradox” が指CGSS-2012 と比較することにより、幸福感に摘されて以降、幸福感の要因に関する研究がさ対する中国と日本での考え方の違いを考察する。

かんに行われている。現在は、Easterlin（1995）

過去の先行研究を参考に、説明変数としてはで提示された「相対所得仮説」を支持する研以下の14種類を使用する。すなわち、絶対所得、究が蓄積されてきている（例えば、Diener &相対所得（対数）4、年齢、年齢の二乗、身体健Oishi（2000）、Oshio et al.（2011））。しかし、中康、心理健康、社交活動（人間関係）、性別ダ

国の幸福感に関する研究に絞ると、必ずしも所

ミー（男性をベースとして女性ダミーを設定）、得要素だけとは限らない。罗（2009）は絶対所

婚姻状況ダミー（未婚をベースとし既婚ダミー

得と相対所得の両方ともが幸福感に正に相関す

・ 離婚ダミー・死別ダミーを設定）、学歴ダミー

ることを結論とする一方、所得以外の要因も（高卒以下をベースとして大学专科以上ダミー考えられるとも指摘している。また Knight et───────────
3 本稿作成時点においては、CGSS-2003・2004 ・
2005・2006・2008・2010・2011・2012・2013 が公表されている。本稿では、「等価世帯所得」を計算するうえで世帯人数のデータが必要となる。
公 表 デ ー タ の う ち CGSS-2004・2010・2011は、
公表データから世帯人数データが欠落しているため、分析対象から除外する。また、CGSS2006は、世帯人数データは欠落しているものの世帯構成員の情報は存在するため、そこから世帯人数データを作成することは可能である。しかし、世帯構成員の全てが網羅的に聴取されているか不明であるため、明示的に世帯人数を聴取しており他の年分と比較可能性が担保されている CGSS-2003・2005・2008・2012・2013 の ５ 年分を分析対象とする。
4 本稿における絶対所得と相対所得には、世帯
所得を世帯人数の平方根で除して求める「等価世帯所得」を使用する。なお、絶対所得と相対所得を共に実額値とした場合、両者の相関係数はどの年でも0.9を超えるため、多重共線性の問題が発生する可能性が高い。よって、黎（2017）
や小塩・浦川（2012）に倣い、相対所得については対数差分値を用いる。

al.（2009）は中国の農村部について検証し、所
得以外の心理健康や医療に対する満足度等も幸福感に影響することを示した。馬（2015）では、幸福感に対する職種および地域別にみたジニ係数の影響の重要性が指摘されている。刘他
（2012）では、戸籍類型が「城镇（都市）」の場
合に有意に幸福感が上昇することを指摘している。
───────────
1 本稿では、実際に聴取が行われた期間が属す
る年分を調査名の後に記載して標記する。例えば「CGSS-2003」は、2003年に実施された中国
総合社会調査のデータを表し、また「JGSS-2012」は2012年に実施された日本版総合的社会調査のデータをさす。
2 本稿は、2017年度中国経済経営学会春季研究集会（2017年 7 月 1 日 ( 土 ) 於 愛知大学名古屋キャンパス）で報告するために作成されたものであり、その時点での入手可能な最新年分のデー
タとなる。

20

中国経済経営研究

第 1 巻第 2 号を設定）、居住地（沿海部をベースとして内陸間柄でも自分の所得を他者に示すことは稀で相（地方）ダミーを設定）、就業状況ダミー（就対所得を実感する局面が少ないことが起因して労をベースとし定年退職ダミー・無職ダミーをいると考えられる。次に、日本では大学ダミー

設定）、社会的地位の自己評価および各省におが有意ではない。これは、日本では大学進学率

けるジニ係数 5、である。

が高く、また高卒アルバイトでも十分な賃金稼以上により順序プロビット・モデルで回帰得が可能 6 な状況であるため、相対的に大学進分析を行った結果から、主に以下の ３ 点が指学の価値が低いことが原因と解される。最後摘できる。まず相対所得は、CGSS-2003・2005に離婚 ・ 死別ダミーについて、中国では離婚ダ・ 2008・2012・2013 の 全 て の デ ー タ に 関 し

ミーは有意ではなく死別ダミーは 5 %水準で有て、正に有意となっている。これは、Easterlin

意に正である一方、日本は両方とも 1 %水準で（1995）が提示している「相対所得仮説」を強く負に有意であり、文化的な違いがあると考支持するものといえる。次に絶対所得についえられる。この結果をそのまま考察すると、日て、CGSS-2003・2008 は負に有意となっており、 本では離婚・死別が幸福感に大きなマイナスを
他の年分は有意ではない。絶対所得は、相対所与える文化であると考えられるが、一般的には

得同様、一般的には正に有意になるものと考え中国の方が家族を大切にする気持ちが強いことられる。しかし、中国における持続的な高度経が知られており、やや違和感のある結果となっ済成長の中で名目の所得に対する信頼が薄まり、 ている。これは、中国では家族愛が強いが故に、相対所得に重きを置くようになっているものと離婚 ・ 死別を経験しても他の家族・親類が精神解される。最後に各省におけるジニ係数につい的に支えるため、幸福感に与えるマイナスの影て、全て有意であるものの、CGSS-2003・2005

響が相当程度緩和されているものと解釈すれば、と CGSS-2008・2012・2013 で係数が逆になっ

妥当な結果といえる。

ている。一般的に、所得格差を表す指標である

本稿の構成は、以下のとおりである。まず、ジニ係数は、幸福感に負の影響を与えると解さ

第 ２ 節において、先行研究をサーベイしたうえれる。しかしながら、中国全体が急速に経済発で本研究の特徴を述べる。第 ３ 節では、本稿で展し、世界における存在感も高まっている中で用いる分析手法およびデータセットを説明する。

は、一部起業家に富が集中し貧富の差が拡大し続く第 ４ 節では、分析で使用する説明変数と幸たとしても、社会全体を覆う期待感や起業による一攫千金の機会等により人々の幸福感は上昇する可能性が示唆されている。
一方、JGSS-2012 と CGSS-2012 の比較においては、以下の ３ 点が特に興味深い。まず、日本では相対所得・絶対所得とも幸福度に有意な影響を与えていない。これは、日本では親しい───────────
5 ジニ係数は各省におけるものを使用する一方、相対所得は ４ 節（ １ ）で後述するとおり年齢 ・
学歴・性別・地域別に区分した24グループの準拠集団対するものを使用している。そのため、両者を同時に説明変数として使用しても問題はない。実際、 どの年分のデータセットにおいても、相関係数は多重共線性が疑われるレベルには達していない。

───────────
6 日本における2012年の最低賃金時給は、749円である（全国加重平均値。東京都では837円）。１
日 ８ 時間、月に25日勤務すると仮定すると、年間で約180万円（東京都では201万円）となり、特別な技術を持たない高卒アルバイトが最低賃金時給で労働したとしても、生活するには十分な賃金が稼得可能であるといえる。なお、2017年の最低賃金時給は、848円（全国加重平均値。
東京都では958円）であり、また例えば東京都
における牛丼店での深夜アルバイトでは、時給1,625円で求人されることも珍しくはない。仮に時給が1,625円として同様に計算すると、年間稼得額は390万円となる。一方、中国では、そもそも日本のようにアルバイト形態で仕事を行える
機会が非常に少なく、特に技術を持たない高卒以下の者が日本のような水準の賃金を稼得することは、非常に難しい状況である。

中国における幸福感とは何か？ ―中国総合社会調査（CGSS）および日本版総合的社会調査（JGSS）のミクロデータを用いた分析―

21

福度の関係を分析したうえで、本稿が提示した

まず １ 点目の「複数時点のデータを用いてモデルによる分析結果の示し、結果の考察を行

中国における幸福感に関する経年変化を検証う。第 ５ 節は、本稿のまとめである。

していること」について、CGSS を用いた幸福２al.（2011）、覃他（2014）、黎（2017）等いくつ

先行研究から得た知見と本研究の特徴（ １ ）先行研究のサーベイ度に関する分析は、叶・冯（2014）、Oshio et
か存在するが、それぞれ CGSS-2006・2008 ・

前節で指摘したとおり、“Easterlin Paradox”

2013 の単年データを使用した分析である。刘

が指摘されて以降、幸福感 7 に関する心理学や他（2012）は、CGSS-2003・2005・2006・2008

経済学などの研究が盛んに行われている。前節

・ 2010を用いた分析であるがデータを累積してで示した研究以外では、まず小塩 ・ 浦川（2012）

分析しており、また相対所得等の重要な変数がは日本のインターネット調査のデータに基づ考慮されていない。CGSS-2012・2013 といっき、相対所得仮説の有無について検証している。 た新しいデータまで用いて、かつ相対所得等のAntinyan A（2015）は南コーカサス地域の幸
重要な説明変数も含め各調査時点で分析し頑健
福感と収入の関係を検証し、主に社会心理学に性を確認している研究は、本稿が初めてである。

おいて注目される上方比較と下方比較の両方が次に ２ 点目の「CGSS のデータを詳細に分析し幸福感に影響すると結論づけている。日本におていること」について、本稿では回帰分析に先ける分析では、宍戸・佐々木（2011）は JGSS-

立って、説明変数と幸福度との関係を １ つずつ

2000・2001・2002・2003・2005・2006・2008 ・

分析している。この検討の過程で示す分布統計

2010 のデータを累積してサンプル数を増やしとしての図表についても、大きな価値があるとつつ年代効果も考慮した分析を行い、客観的な解している。

所得の多寡よりも周囲の人々（準拠集団）と比最後に ３ 点目の「JGSS-2012 との比較を行っ較した所得水準の相対的な位置の認知により強ていること」について、Oshio et al.（2011）でく影響を受けることを強調している。黎（2017）

は CGSS-2006 と JGSS-2006 の比較分析を行っは、これらの分析を踏まえ、中国における人々ているものの、両者のデータを用いた比較分の幸福感を分析する際は、「経済改革・対外開析はそれほど多くは存在しない。少なくとも、放政策（改革・開放政策）」の一環として「経CGSS-2012 と JGSS-2012 を比較検討した論文

済特区」「経済技術開発区」が設定され経済発は、本稿が初めてである 8。

展が著しい沿海部と、そうではない内陸部に分３

けて分析する必要性を強調し、併せて省別に分分析方法

けた詳細な分析も行っている。

（ １ ）分析手法（ ２ ）本研究の特徴とし、説明変数は先行研究に倣い、絶対所得、本稿の分析は、主観的な幸福度を被説明変数
本稿の大きな特徴としては、①複数時点の相対所得（対数）、年齢、年齢の二乗、身体健康、データを用いて中国における幸福感に関する

心理健康、社交活動（人間関係）、性別ダミー

経年変化を検証していること、② CGSS のデー（男性をベースとして女性ダミーを設定）、婚

タを詳細に分析していること、および③ JGSS-

姻状況ダミー（未婚をベースとし既婚ダミー ・2012 との比較を行っていること、の 3 点が挙───────────
8 JGSS-2012 のデータ配布が東京大学社会科学
研究所附属社会調査・データアーカイブ研究セン
ター（SSJDA; Social Science Japan Data Archive）
から開始されたのが2016年10月12日であり、本稿はいち早くそのデータを利用し、分析を行った。

げられる。
───────────
7 幸福感の他に、幸福度、主観的厚生、happiness、
subjective well-being 等、様々な呼称が存在する。

22

中国経済経営研究

第 1 巻第 2 号

離婚ダミー ・ 死別ダミーを設定）、学歴ダミー

統計学的特徴や社会意識などについてのデータ（高卒以下をベースとして大学专科以上ダミーを収集する目的で実施されている社会学的調査を設定）、居住地（沿海部をベースとして内陸である。この調査は、中国人民大学中国調査と（地方）ダミーを設定）、就業状況ダミー（就データセンター（中国人民大学中国调查与数据

労をベースとし定年退職ダミー・無職ダミーを中心）が、無作為抽出された18歳以上の成人13

設定）、社会的地位の自己評価および各省におを対象に、直接面接方式により実施されている。

けるジニ係数の14種類の説明変数を用いた重回抽出方法は、層化抽出法および確率比例抽

帰分析を行う 9。本稿で使用する CGSS データ

出（PPS）によって行われている。層化抽出は、は、各自の主観的な幸福度が １ から ５ までの ５

具体的には、一層目で直轄市、省都、副省級都段階で表されているため、順序プロビット・モ

市の36市から抽出必須地域を 5 つ選定して抽出

デルを用いて分析を行う10。回帰分析は、本稿

し、二層目で非必須地域を抽出する。確率比例で精査した説明変数の頑健性を検討するため、抽出は、人口規模および人口密度に応じてして調査年ごとに行う 。

抽出を行っている。層化抽出の抽出必須地域は、

11

GDP、教師の人数、外国直接投資額より因子（ ２ ）データセット

12

CGSS は、中国の居住者を対象として、人口───────────
9 説明変数と幸福度との関係については、続く
４ 節（ １ ）にて詳細に分析する。
10 回帰モデルについて、黎（2017）や小塩・浦川（2012）では順序プロビット・モデルが採用されている一方、Oshio et al.（2011）や馬（2015）
等では順序ロジット・モデルを用いて分析している。両者は確率分布関数として正規分布を選
ぶかロジスティック分布を選ぶかの違いがあるが、本稿では両方のモデルで分析した結果、大きな差異は生じなかったため、正規分布を仮定
した順序プロビット・モデルでの分析のみを紹介する。
11 宍 戸・ 佐 々 木（2011） や 刘 他（2012） で は、
複数時点のデータを累積し、調査年別のダミー
変数を入れて分析を行っている。このような手法も当然考えられるが、本稿の回帰分析で用いた CGSS データのサンプル数は4,404～10,151であり、各年一定程度のサンプル数が確保されている。本稿は、説明変数を丁寧に精査することが大きな特徴の１つであるため、各年の結果を比較することにより説明変数の頑健性を検討することが可能なよう、調査年ごとに回帰分析を行う方法を採用する。
12 本稿は日本語の論文であるため、JGSS に関する説明は JGSS の WEB サイトに譲る。また、CGSS に関する本節の記述は、黎（2017）を参考に作成している。より詳細な CGSS の説明については、CGSS の WEB サイトを参照されたい。
JGSS : http://jgss.daishodai.ac.jp/english/inde
x.html分析し、 5 位以上の都市である。2013年の調査における抽出必須都市は、上海、北京、広州、
深圳、天津となっている。非必須地域は、区と県に分け、人口密度、非農業人口比率、一人当たりの GDP で因子分析し、最終的に区を19層、
県を31層に区分して各層において抽出する。
なお、抽出されたサンプルについて、回答がない場合は追加的に抽出した別のサンプルの回答を充当し、各省に割り当てられたサンプル数を確保している点に留意が必要である。これは、現実には回答率を100%にするのが困難である
一方、データセット全体における地域によるサ
ンプルの偏りを避けるためであり、サンプリン
グバイアスが起こることを防ぐために、必要に応じてサンプル数を増加させているものである。
この調査は、2003年から毎年実施され、調査対象となる地域は全国31か所の省・市・自治区14 の都市部および農村部15 である。CGSS の───────────CGSS : http://www.chinagss.org/index.php?r=index/index&hl=en
13 日本における成人の定義は20歳であるが、中国においては18歳となっている。また、CGSS2003については、調査対象年齢は18歳から69歳に限定されている。
14 香港、マカオおよび台湾は、そもそも CGSSの調査対象外となっている。
15 CGSS-2003 については、農村部は調査対象外となっており、都市部のサンプルのみとなって中国における幸福感とは何か？ ―中国総合社会調査（CGSS）および日本版総合的社会調査（JGSS）のミクロデータを用いた分析―

図１ 主観的幸福度の推移
主観的幸福度の推移
図１

（幸福度）
4.3
4.3

（各幸福度の割合）（各幸福度の割合）
100%
100%
90%
90%

4.1
4.1

80%
80%

3.9
3.9

70%
70%

3.7
3.7

60%
60%

3.5
3.5

50%
50%

3.3
3.3

40%
40%

3.1
3.1

2.9
2.9
2.7
2.7
2.5

2.5

23

2003

2005

1

2

2008

3

30%
30%
20%
20%
10%
10%
0%

2012

4

（出所）

幸福度５の割合
幸福度４の割合
幸福度５の割合
幸福度３の割合
幸福度４の割合
幸福度２の割合
幸福度３の割合
幸福度１の割合
幸福度２の割合
平均幸福度

幸福度１の割合
平均幸福度

2013 （年分）
0%
（年分）

・

5

・

・

・

調査結果は、インターネットを介して提供される。主観的幸福度の推移および内訳を整理したており、社会学や経済学などの調査において広ものが、図 １ 16 および表 １ である。CGSS-2003

く利用されている。なお、CGSS は2006年から、では平均3.27であった主観的幸福度は、CGSS-JGSS、韓国社会総合調査（KGSS）、中国台湾

2005 では平均3.41、CGSS-2008 では平均3.71、

社会変遷調査（TSCS）と協力し、東アジア社

CGSS-2012 では平均3.81と年々上昇しており、会調査（EASS）プロジェクトを始めている。

内訳を見ても、幸福度 １ ・ ２ および ３ と回答す

４

分析結果

（ １ ）説明変数と幸福度との関係についての分析

る人数は年々減少し、一方幸福度 ４ ・ ５ と回答する人数は年々増加している。これは、中国における急速な経済成長と世界における存在感の上昇が、国民全体の幸福感上昇に寄与してい本節では、まず説明変数と幸福度との関係にるものと考えられる。一方、CGSS-2012 からついて分析を行う。それに先立って、まず被CGSS-2013 にかけては、幸福度はほぼ横ばい

説明変数である幸福度に関する状況を確認すとなっている。

───────────いる。この点につき、サンプルの属性を区分して分析する方法も考えらえるが、都市部のみを比較する分析ないし CGSS-2003 を除外した分析となり、限定的な研究に留まってしまう。そこ
で本稿では、都市と農村の実質的な区分は、所
得 ・ 地域等の他の説明変数でコントロール可能と考え、特段の区別はしないものとして分析を行う。

ここから、各説明変数と幸福度との関係についての分析に移る。まず「相対所得 ５ 分位」の推移を示したものが、図 ２ である。
───────────
16 本節での図については、比較が容易なよう、縦軸の幸福度の最小値は2.5、最大値は4.3に固定する。また表については、紙幅の関係上、必要に応じて示すに留める。

24

中国経済経営研究

第 1 巻第 2 号

相対所得を計算するうえでの準拠集団の平均は、上海市、北京市、天津市、浙江省、江蘇省、所得の計算方法は、以下の通りである。まず属

広東省、福建省、遼寧省、山東省、河北省、广

性について、Oshio et al.（2011）では年齢 ５ 区分、

西壮族自治区（広西チワン族自治区）の計11の

学歴 ３ 区分、性別 ２ 区分という ３ つの属性に注

市および省、内陸部は重慶市、湖北省、湖南省、

目し、計30グループ（ 5 × 3 × 2 ）の準拠集団

吉林省、黒竜江省、安徽省、山西省、江西省、を設定している。一方、黎（2017）では、更に陝西省、四川省、河南省、青海省、云南省、貴地域という属性を追加し、年齢を ３ 区分、学歴

州省、甘粛省、海南省、内蒙古自治区、寧夏回２ 区分に変更して、計24グループ（ 3 × 2 × ２族自治区および新疆维吾尔族自治区（新疆ウイ× ２ ）の準拠集団に分類している。本稿では、

グル自治区）の計19の市・省および自治区とし地域の重要性も加味した黎（2017）に基づいてて分類する17。なお、チベット自治区について

相対所得の計算を行う。具体的には、以下のよ

は、CGSS-2003・2005・2008・2012・2013のどうに各属性を区分する。まず、年齢に関しては、 のデータにおいても存在しないため、本稿の分
10・20・30代、40・50代、60代以上の 3 グルー
プに区分する。30代を10・20代と同一グループにしたのは、10・20代のサンプル数が少ないことに起因し誤った分析結果となることを避けるためである。次に学歴では、中国では「大学专科卒」以上の学歴が重視されるという一般的な共通認識を踏まえ、大卒专科以上と高校卒業以下の学歴の ２ つに区分する。次に性別は、男女
２ つに区分する。最後に地域については、「沿海部」と「内陸部」の ２ つに区分する。沿海部───────────
17 沿海部と内陸部の分け方について、「沿海部」という字面を重視する場合、海岸線のある地域を指すため、北京市はそれに含まれない。しかし北京市は、海岸線があり沿海部とされる河北省と天津市に囲まれている地理関係にある。よって、経済・文化のスピルオーバー効果を考慮し、本稿では北京市をも沿海部に分類した。なお、経済学における多くの研究では、例えば潘 ・ 李（2007）、 齐 他（1999）、 万 ・ 张（2008）、马他
（2014）および日置（2004）等、北京市を沿海部に入れて分析をしている。

中国における幸福感とは何か？ ―中国総合社会調査（CGSS）および日本版総合的社会調査（JGSS）のミクロデータを用いた分析―

25

26

中国経済経営研究

第 1 巻第 2 号

中国における幸福感とは何か？ ―中国総合社会調査（CGSS）および日本版総合的社会調査（JGSS）のミクロデータを用いた分析―

27

28

中国経済経営研究

析から除外している。

第 1 巻第 2 号

概ねどの年分も一般的に好ましいと考えられる

相対所得は、どの年分においても所得分位が高くなるほど幸福度の平均値が高まる傾向が見状況になるほど幸福度が上昇する傾向を示している。

られる。これは、Easterlin（1995）が提示して次に「性別」の推移を示したものが図 ９ であいる「相対所得仮説」を支持するものといえる。 るが、平均的幸福度という観点では男女ほぼ同
次に、「絶対所得 ５ 分位」、「身体健康」、「心理一であった。しかし、男性に比べ女性は学歴や

健康」、「社交活動」、「学歴（高卒以下・大卒以所得が平均的に低いことは CGSS データ上も指上）」、「居住地（沿海部・内陸部） 」の ６ 項目

摘することができ、幸福感には学歴や所得が正の推移を示したものが、図 ３ ～ ８ である。

の影響を与えることを考えると、幸福感は女性

18

この ６ 項目については、相対所得 ５ 分位同様、 の方が高いという多くの先行研究を支持してい───────────
18 31の省・市・自治区に分けてダミーを設定して分析をした結果、一般的な傾向として指摘できる点はなかったため、本稿においては沿海部
および内陸部の二区分を用いる。なお、個別に着目すると、広東省と新疆维吾尔族自治区が特に興味深い。広東省の最新データである CGSS2013では、平均等価世帯所得は63,665元（28省・ 市・自治区中、２位）、ジニ係数は0.34（同 ３ 位）にもかかわらず幸福度は3.24（同28位、最下位）となっている。一方、新疆维吾尔族自治区における最新データの CGSS-2012 では、平均等価世
帯所得は17,995元（29省・市・自治区中、18位）、ジニ係数は0.49（同23位）であるが、幸福度は4.34（同 １ 位）となっている。

るとも考えられる。
次に「年齢」の推移を示したものが、図10である。
年齢は、概ね多くの先行研究と同じ傾向を示している。すなわち、若い頃は比較的高いものの、40～50歳代で下がり、高齢になると再び上昇する傾向がある。よって、本稿でも年齢および年齢の二乗項を説明変数として加える19。
───────────
19

具体的には、若い頃から40～50歳代にかけて下がる効果を「年齢」で、40～50歳代から高齢にかけて再び上昇する効果を「年齢の二乗項」
で説明する。

中国における幸福感とは何か？ ―中国総合社会調査（CGSS）および日本版総合的社会調査（JGSS）のミクロデータを用いた分析―

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中国経済経営研究

第 1 巻第 2 号

中国における幸福感とは何か？ ―中国総合社会調査（CGSS）および日本版総合的社会調査（JGSS）のミクロデータを用いた分析―

次に「就業状況（就労・定年退職・無職）」の推移を示したものが、図11である。
就業状況は、無職の幸福度は比較的低く、定年退職は高くなる傾向がある。
次に「婚姻状況（未婚・既婚・離婚・死別）」

31

2005年は明確な負の関係があるものの、他の年分についてはそのような傾向はない。但し、明確な正の傾向があるわけでもないため、馬（2015）の指摘も踏まえ、本稿では説明変数に加えるものとする。

の推移を示したものが、図12である。
婚姻状況については、既婚が未婚をやや上回（２） 回帰式およびデータ総数との分析可能データ数

り、両者に比べ死別は一段階幸福度が低く、離婚はその死別よりも更に幸福度が低い結果となっている。
次に「社会的地位の自己評価」の推移を示したものが、図13である。

回帰式は、幸福度ををとし、、自らの絶対所得と準拠集団の平均所得の対数差分である相対所得を、他の制御変数をとすると、以下のとおりとなる。

社会的地位の自己評価については、概ね区分が上がるほど幸福度も高まる傾向がある。
次に、「各省におけるジニ係数」に関し、まずは全国平均幸福度と全国ジニ係数の推移を示したものが、図14-1である。

各年の CGSS データにつき、幸福度および上述13種類の説明変数の全てを回答しているサン

この図14-1を見る限り、全国平均幸福度と全プルのみを分析対象とする。具体的な各年の国ジニ係数は、明確な負の相関関係があるとい

データ総数および分析可能データ数は、以下のえる。一方、各年における幸福度と各省におけとおりである。

るジニ係数の散布図を描いたものが、図14-2～
図14-6である。

CGSS-2003：デ ー タ 総 数 5,894、分 析 可 能

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中国経済経営研究

第 1 巻第 2 号

中国における幸福感とは何か？ ―中国総合社会調査（CGSS）および日本版総合的社会調査（JGSS）のミクロデータを用いた分析―

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中国経済経営研究

第 1 巻第 2 号

データ数 4,404（データ総数の（ ３ ）回帰結果

約75%）以上を踏まえ、順序プロビット・モデルで調CGSS-2005：デ ー タ 総 数 10,372、分 析 可 能
データ数 9,683（データ総数の約93%）

査年分ごとに回帰分析を行う20。回帰結果をまとめたものが、表である。
この回帰結果から、主に以下の ３ 点が指摘

CGSS-2008：デ ー タ 総 数 6,000、分 析 可 能

で き る。 ま ず 相 対 所 得 は、CGSS-2003・2005

データ数 5,591（データ総数の・ 2008・2012・2013 の 全 て の デ ー タ に 関 し

約93%）て、正に有意となっている。これは、Easterlin

CGSS-2012：デ ー タ 総 数 11,765、分 析 可 能（1995）が提示している「相対所得仮説」を

データ数 10,151（データ総数

支持するものといえる。次に絶対所得についの約86%）て、CGSS-2003・2008 は負に有意となっており、CGSS-2013：デ ー タ 総 数 11,438、分 析 可 能

他の年分は有意ではない。絶対所得は、相対所

データ数 9,687（データ総数の得同様、一般的には正に有意になるものと考え約85%）られる。しかし、中国における持続的な高度経データ総数の少なくとも ４ 分の ３ 以上が分析可能データとして残っており、データ処理上も特段恣意的な操作はしていないため、統計的に偏りのないデータセットでの分析が可能な状況であると解される。

───────────
20 「Stata 14」を用いて、回帰分析には「oprobit」、
ジニ係数計算には「ineqdeco」のコマンドを使用。なお、クロスセクション分析では自由度修
正済決定係数は概ね0.1程度以上が望ましいとされているが、本稿で示した ６ つのクロスセクショ
ン分析における自由度修正済決定係数の平均は0.1076となっている。

有意水準-0.108946 0.0389473 ***-0.10451 0.0730013-0.146909 0.0685533 **0.3781942 0.0259103 ***内陸（地方）ダミー

定年退職ダミー

無職ダミー

社会的地位の自己評価

係数6.03E-07

標準偏差

有意水準

0.046025 ***-9791.3302
9,683-4709.4031

4,404

対数尤度

サンプル数

係数

有意水準

4.36E-07 **標準偏差0.030711

5,591-6902.7624

0.08080.4881228 0.2366136 **-0.142254 0.0080541 ***-0.078956 0.0423269 *0.0201435 0.0565736-0.036473

0.2497769 0.0462368 ***-0.109285 0.1048183-0.129922 0.1218123

0.2108027 0.0638232 ***0.0689836 0.0303133 **0.0956355 0.0180071 ***0.1492767 0.0180982 ***0.19832 0.0154437 ***0.000643 0.0000799 ***-0.052349 0.0073449 ***0.1544207 0.0198386 ***-8.64E-07

2008

CGSS
係数
5.1E-07

標準偏差

有意水準

0.4305566

10,151-10682.176

0.07940.24789 *0.1470079 0.0070576 ***0.0284277 0.0319973-0.022416 0.0407985

0.0452267 0.0263828 *0.0515262 0.0362193

0.117344 0.0678676 *-0.100599 0.0859474

0.3121173 0.0512791 ***0.0702748 0.0236508 ***0.03794 0.0109507 ***0.219934 0.0124167 ***0.1266425 0.0126579 ***0.0004053 0.0000472 ***-0.033832 0.0047726 ***0.103318 0.0171179 ***1.18E-072012
係数4.44E-07

標準偏差

有意水準

0.00486 ***0.067758

9,687-10190.509

0.0801

1.955454 0.1735487 ***0.1445735 0.0074283 ***0.0205402 0.0318753-0.049583 0.0422842-0.058509 0.0265529 **0.0928424 0.0360683 ***0.0575214-0.259318 0.0866811 ***0.2356215 0.0500577 ***0.1118931 0.0239294 ***0.0707619 0.0115201 ***0.2242065 0.0139368 ***0.1312557 0.0131369 ***0.0004379 0.0000482 ***-0.036475

0.1353119 0.0174492 ***-3.97E-07

2013

標準偏差

有意水準

0.022352 ***3,388-3557.4361

0.18000.0354323 0.3083549

0.2587119 0.0257066 ***0.0217449 0.0540676-0.024018 0.0741269-0.123753 0.0499894 *-0.061459 0.0519824-0.74697 0.0666945 ***-0.518347 0.0824806 ***-0.386928 0.0818255 ***0.0510262 0.0456309

0.4048782

0.2567105 0.0219646 ***0.3221313 0.0209467 ***0.0004411 0.0000833 ***-0.051926 0.0088465 ***-0.01182 0.0503645

0.0001851 0.0001491

係数

JGSS
2012

（出所） CGSS-2003,2005,2008,2012,2013 および JGSS-2012 を元に筆者作成

注１）CGSSとJGSSは、調査主体やサンプル数が異なるため単純比較できるものではないが、質問項目は手法は概ね同一であり、対比可能であると考える。
注２）JGSS-2013 における「省ごとのジニ係数」欄の数値は、５段階で回答する「居住地域の規模」に応じたジニ係数を適用させ計算したものである。

0.1197-0.524228 0.1673031 ***0.418839 0.0197941 ***-0.107371 0.0422682 **-0.02558 0.0397382-0.074323 0.0236508 ***0.2937208

0.0781209 0.0765574-0.160796 0.1061274

0.504647 0.0510656 ***0.0266802 0.0231874

0.2701317 0.0154478 ***0.1712801 0.0135499 ***0.0978015 0.0102835 ***0.000574 0.0000548 ***-0.052694 0.0052721 ***0.2088562 0.0155918 ***-8.98E-07

2005

0.10530.297146 **0.2746354 0.0449756 ***大卒ダミー-0.62475-0.048289 0.1354996

死別ダミー

省ごとのジニ係数0.3001248 0.0837888 ***-0.260285 0.1404253 *0.033807 ***既婚ダミー

0.1526014

0.2728 0.0205797 ***0.0917993 0.0256015 ***

離婚ダミー

女性ダミー

社交活動（人間関係）

心理健康

―

0.0009229 0.0001154 ***

年齢の２乗

身体健康

0.328703 0.0250301 ***-0.078683 0.0106302 ***相対所得（対数）9.86E-07 ***

標準偏差

2003

年齢

-2.91E-06

係数

回帰分析結果絶対所得表

中国における幸福感とは何か？ ―中国総合社会調査（CGSS）および日本版総合的社会調査（JGSS）のミクロデータを用いた分析―
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中国経済経営研究

第 1 巻第 2 号

済成長の中で名目の所得に対する信頼が薄まり、 国における主観的な幸福感の要因と時系列の変相対所得に重きを置くようになっているものと化を分析し、また JGSS の利用可能な最新年分解される。最後に各省におけるジニ係数についである JGSS-2012 のミクロデータを用いた分て、全て有意であるものの、CGSS-2003・2005

析も併せて行い、中国と日本の文化的な違いをと CGSS-2008・2012・2013 で係数が逆になっ比較検証した。

ている。一般的に、所得格差を表す指標である

CGSS の分析に関しては、主に、相対所得がジニ係数は、幸福感に負の影響を与えると解さ

本稿における全ての分析対象データに関して正れる。しかしながら、中国全体が急速に経済発に有意となっていること、絶対所得が CGSS-

展し、世界における存在感も高まっている中で2003・2008 は負に有意となっており他の年分は、一部起業家に富が集中し貧富の差が拡大しは有意ではないこと、および各省におけるジたとしても、社会全体を覆う期待感や起業によ

ニ係数について、CGSS-2003・2005 と CGSS-る一攫千金の機会等により人々の幸福感は上昇

2008・2012・2013 で係数が逆になっていることする可能性が示唆されている。

の ３ 点を指摘した。特に ３ 点目については、一一方、JGSS-2012 と CGSS-2012 の比較にお般的な経済理論や馬（2015）等の先行研究と相いては、以下の ３ 点が特に興味深い。まず、日違する部分があるが、近年中国全体が急速に経本では中国とは逆に、相対所得・絶対所得とも済発展し、世界における存在感も高まっている

幸福度に有意な影響を与えていない。これは、中では、一部起業家に富が集中し貧富の差が拡

日本では親しい間柄でも自分の所得を他者に示大したとしても社会全体を覆う期待感や起業にすことは稀で相対所得を実感する局面が少ない

よる一攫千金の機会等により幸福感は上昇することが起因していると考えられる。次に、日本可能性があるということを指摘することができ

では大学ダミーが有意ではない。これは、日本

たため、非常に意義のある結果であると解する。

では大学進学率が高く、高卒アルバイトでも十一方、JGSS-2012 と CGSS-2012 の比較にお分な賃金を得ることが可能な状況であるため、

いては、日本では相対所得・絶対所得とも有意

相対的に大学進学の価値が低いことが原因と解な影響を与えていないこと、日本では大学ダされる。最後に離婚・死別ダミーについて、中ミーが有意ではないこと、中国と日本では離婚

国では離婚ダミーは有意ではなく死別ダミーは・ 死別が幸福感に与える影響が大きく異なる文

5 %水準で有意に正である一方、日本は両方と化的背景が存在すると推測されること、の ３ 点

も 1 %水準で強く負に有意であり、文化的な違を指摘した。しかし、小塩・浦川（2012）等、

いがあると考えられる。この結果をそのまま考

日本においても「相対所得仮説」が成立すると察すると、日本では離婚・死別が幸福感に大き指摘する研究は多く存在する。また、大竹・富なマイナスを与える文化であると考えられるが、 岡（2011）等では、日本においては未婚に比べ一般的には中国の方が家族を大切にする気持ち

既婚の方が正に有意（より幸福である）とするが強いことが知られており、やや違和感のある

一方、本稿における JGSS-2012 の分析では未結果となっている。これは、中国では家族愛が婚に比べ既婚の方が負に有意（より不幸せであ

強いが故に、離婚・死別を経験しても他の家族る）という結果となっている。これは、JGSS-・ 親類が精神的に支えるため、幸福感に与える

2012 のサンプル数が3,388とやや少ないことにマイナスの影響が相当程度緩和されているもの

起因している可能性がある。よって、宍戸 ・と解釈すれば、妥当な結果といえる。

佐々木（2011）のように累積複数時点のデータ

５

おわりに

本稿は、CGSS のミクロデータを用いて、中を累積してサンプル数を増やす手法を試すことや、他の年分の JGSS も分析し頑健性を確認することが今後の課題である。

中国における幸福感とは何か？ ―中国総合社会調査（CGSS）および日本版総合的社会調査（JGSS）のミクロデータを用いた分析―

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37

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以上
（よねた

やすたか

一橋大学大学院経済学研究科博士課程）
（れい

かんたん

前一橋大学大学院経済学研究科修士課程）