（ 31 ）

中原・農村部における就業形態としての自営業の選択要因
村
Ⅰ

上

直

樹 1）

での非農業雇用労働あるいは他地域に移動しての

序1）

非農業雇用労働という選択肢も考慮して検討す

安定成長期に移行したと見られる中国にとってる．この目的のために，2016 年夏に（狭義の）も農村部における経済発展の促進は依然，最重要

中原すなわち河南省の農村部で実施されたアン

課題の１つである．この課題に対応するためにはケート調査によるデータを用いて多項プロビット

農林水産業そのものの生産性向上を図るとともモデルを推計する．河南省は農業大省であり農業に，非農業部門を発展させることも欠かせない．

生産を維持しつつ農村の非農業部門を拡大するこ

後者を実現する主体は都市部（あるいは海外）かとが政策目標として掲げられている．

ら農村部に移転する企業であり，また，農村部で新たに設立される企業・事業体であろう．

本稿でとくに注目するのは個人特性としての人的資本（学校教育等）の効果である．また，個人

40 年ほど前の 1970 年代末に改革開放政策が始の決定に家族特性が影響するか否かも検討する．

動すると「郷鎮企業」と呼ばれる農村企業が誕生

さらに地域特性としてより狭い範囲（村レベル）

し農村工業化を推進する原動力となった．
この「郷と広い範囲（県レベル）とに分けその効果を推計

鎮企業」には人民公社体制下での社隊企業を前身する．本稿ではサンプル全体を世帯主とそれ以外とする集団所有制企業と農民による自営業が含まの家族構成員とに分けた推計も行う．世帯主が家れていた．近年では「大衆よ，起業しよう．万人

族全体の利害を考慮しているとするなら，その就よ，革新しよう．」（「大衆創業，万衆創新」）とい業形態選択要因が家族内の他の構成員と異なる可うスローガンのもと企業家精神に基づく新規企業

能性がある．

の設立が奨励されており，農村部における自営業の広がりにも期待が集まっている．

つづく第Ⅱ節では中国農村部の自営業に関する
既存の文献を整理検討する．第Ⅲ節では，本稿に

本稿はそうした農村部における自営業に焦点をおける就業形態選択モデルを示し，その推計のた

当て，農村部の住民がそれまでの農業従事とは異めに用いるデータについて紹介する．多項プロ

なる非農業の自営業を選択する際の要因を，地元

ビットモデルの推定結果は第Ⅳ節で検討する．第Ⅴ節では同様のモデルを世帯主サンプルと非世帯

本稿の内容に対しては中国経済経営学会 2018 年度
全国大会および京都大学中国経済研究会において劉徳
強，矢野剛（以上，京都大学），馬欣欣（一橋大学），
白石麻保（北九州市立大学）の各氏より貴重なコメントをいただいた．記して感謝の意を表したい．なお，
本研究は新型城鎮化与中原経済区建設河南省協同創新センター国際合作プロジェクト「基於労働力流動的中
原経済区現代化転型研究」の成果の一部である．同センター責任者・耿明斎教授（河南大学中原発展研究院
院長）による物心両面の支援に衷心より感謝したい．

1）

主サンプルに分けて推定した結果を示す．本稿で得られた暫定的結論は最後の第Ⅵ節で述べる．
Ⅱ

自営業の選択と既存研究

中国農村部の経済発展における自営業（個体戸）の貢献をあらためて喚起したのは Zhang et. al（2006）である．この論文では，自営業の位置づ− 31 −（ 32 ）

経済集志第 89 巻第１号

けについて懐疑的な見方，すなわち近代部門へのの 就 業 形 態 選 択 の 分 析 と し て は Wang, Li and

就業が困難な労働者の受け皿となっているという

Lien（2016）があげられる．この研究では 2010

見方と，積極的な見方，すなわち，自営業は企業

年の夏に陝西省の６つの県でアンケート調査が実家精神の発露であって農村部における経済発展と施され，農村居住者の就業形態選択について地元

近代化の進展に多大な役割を担っているという見における場合と移動先での場合に分けた回帰分析方がある中で，後者の見方を支持する分析が展開が試みられている．その結果はたとえば学校教育されている．そこでは，学校教育，職業訓練を通および社会人教育を通じて蓄積された人的資本はじた人的資本の蓄積が自営業の選択を促進すると地元における場合に比べて，移動先でよりランクいう結果も得られている．この論文で分析に用いの高い就業形態を実現するためにプラスの効果をられているのは 2000 年に６つの省の 60 ヵ村におもたらすといったものである．同論文では就業形

ける 1199 の農村家庭をサンプルとして実施され態の１つとして自営業が含まれている．

たアンケート調査から得られたデータであり，そMa and Deng（2016）は都市に移動して来た農

こにはとくに「自営業」の経営状態に関する詳細

民の就業形態選択の１つとして自営業を捉え，自なデータが含まれている．

営業に関する懐疑的な見方「偽装失業仮説」と積同 じ 個 票 デ ー タ を 用 い た 分 析 は Mohapatra,

極的な見方「企業創出仮説」のいずれが妥当する

Rozelle and Goodhue（2007）でも展開されていかを検証している．同論文では 2007 年の CHIP

る．この論文では生産性の高い自営業を対象に農データを用いてサンプルセレクションバイアスを村部における自営業選択の要因がプロビット分析

考慮した賃金関数を推計し，自営業が賃金（収入）により明らかにされている．その結論は自営業選面で不利であるにも関わらず止むを得ず選択され択者の教育水準が相対的に高く，専門技術を身にているという「偽装失業仮説」の妥当性を支持す着けていることなどから，自営業の役割を積極的る結果を得ている．
個票データではなく集計データを用いて自営業に評価するものとなっている．
以上の論文は中国農村部における自営業従事者

就業者比率（非農業就業者全体に占める自営業就の増加という当時の時系列的趨勢を受けたもので業者の比率）の省別差異の要因を回帰分析によっある．しかし，そうした趨勢は正に上記の２つ分て 明 ら か に し よ う と 試 み た 分 析 と し て Li and析が対象としていた 2000 年を過ぎたころに変化

Zhao（2011）をあげることができる．そこではした．すなわち，都市部への移動（出稼ぎ）賃労

1999 年から 2008 年までのパネルデータにより，働者が増加する一方，地元での自営業を選択する

経済が発展しているほど自営業の割合は小さくな

者の人数は停滞するようになったのである．こうるという分析結果が得られており，著者はここかし た 変 化 を 受 け て，Wang et. al（2011） で はら自営業が経済発展に貢献するとしてもそれは経

Zhang et. al（2006）で用いられたアンケート調

済発展の水準が低い段階において当てはまるにす

査の２回目として実施されたアンケート調査の結

ぎないと結論づけている 2）．

果を用いた比較分析が試みられている．そこでの自営業と経済発展の関係については，中国以外

結論は自営業選択者の特性が 2000 年の分析と同を対象にした研究も数多く存在する．
そのなかで，

様であることから，都市部における賃金上昇がと

Pietrobelli, Rabellotti and Aquilina（2004） は 国

くに若年層における移動賃労働の選択を促進しているとしても，農村部における自営業の役割は基本的に変わらないとするものである．
中国農村部で収集された個票データによる最近− 32 −

2）

省別のパネルデータを用いて自営業就業者比率の違いを説明しようとする計量分析は高波（2011）にも見られる．

（ 33 ）

中原・農村部における就業形態としての自営業の選択要因（村上）

別の自営業就業者比率の違いを統計的に分析して

s
s
s
s
s
s
M ihvp=IihvpβI ＋HhvpβH＋VvpβV＋PpβP＋uihvp, s∈｛1,2,3,4｝,

いる．同論文では 64 の発展途上国と 19 の先進国

Pr（mihvp=s）=Pr（M ihvp＞M ihvp, M ihvp＞M ihvp,
s

s

s''

s
s'''
M ihvp＞Mihvp）, s', s'', s'''（≠s）∈｛1,2,3,4｝,を含む国単位のパネルデータを用いて１人当り
GDP と製造業分野における自営業就業者比率とs'

ただし，M ihvp は第 p 県の第 v 村に住む第 h 家族sの間にマイナスの関係があるという結果を得ていの一員である第 i 個人が第 s 就業形態を選択する

る．そこから著者は自営業が他の選択肢がない場ことによって得られる間接効用である．Iihvp は個合止むをえず選択される就業形態であり，経済発

人特性，Hhvp は家族特性，Vvp は村の特性，Pp は展とともに減少していくと結論づけている．自営

県の特性を表し，βは推定係数，u は確率誤差項

業に対する懐疑的見方を支持しているのであを示す．また，mihvp は実際に選択された就業形態，

3）

Pr は対応する選択確率を表す．

る ．
以上のように過去さまざまな分析がなされてい被説明変数に関するインデックス s の値は「自る中，本稿では 2016 年という比較的新しい個票

営業」
（s=1）
，
「非地元雇用就業」
（s=2）
，
「地元

データを用いた回帰分析により「自営業」を中心

雇用就業」（s=3）および「農業」（s=4）である．

に中国農村部における就業形態選択の決定因を明

間接効用を決める４つの特性（説明変数）として，らかにすることを試みる．なお，データの制約等

まず個人特性である世帯主か，それ以外の家族かから本稿は，本来そうあるべき仮説の提示とそのの区別，性別，年齢，婚姻者であるか否か，を考検証という明確な形式はとらず，推定結果の解釈

慮した．本分析における焦点の１つである人的資を通じていくつかの可能性を議論するという叙述

本については健康状態と就学年数を含めた 5）．２

形式に従う．

番目に家族特性として家族の人数および家族１人
当り請負地面積をとった．村レベルの地域特性とⅢ

しては村の人口および人口密度を，またより広域

自営業の選択要因の分析の県（市区を含む）レベルの地域特性として県の１

常住人口と都市化率を説明変数とした．

回帰モデルの設定

本稿では農村部において選択される就業形態として「自営業」以外に，「農業」の継続，地元に２

アンケート調査の実施概要

おける非農業（「地元雇用就業」），地元から移動

本稿の分析に用いるデータは 2016 年夏に（狭しての非農業（「非地元雇用就業」）の３種類を考義の）中原すなわち河南省の農村部で実施された

慮した．推定モデルは標準的多項プロビットモデ

アンケート調査の結果から得た．この調査は河南4）ルである ．モデルの背景は以下の式で表される．
Matsumoto, Kijima and Yamano（2006）はアフリ
カの３ヵ国（エチオピア，ケニヤ，ウガンダ）の農村部で収集された個票データを用いて，地元および労働
移動先での非農業の選択を規定する要因を多項プロ
ビットモデルを推計することによって明らかにしている．同論文では「自営業」を独立の選択肢としてはいない（「地元非農業」に含めている）が，本稿は分析手法について同論文から示唆を受けている．
4） 多項プロビットモデルは多項ロジットモデルに比べて「無関係な選択肢からの独立性の仮定（IIA）」，
すなわち，任意の２つの選択肢の相対確率がそれら２つの選択肢の特性のみに依存するという仮定を満たし
3）

省開封市に所在する河南大学中原発展研究院が主体となって進められている「『百県千村』人口流動とデータベース構築プロジェクト」によるものである（以下，「百県千村調査」）．このプロジェ− 33 −ている必要がないという推計上の優位性を持っている．
5） データの制約から経験年数を表す変数を含めることはできなかった．Ma（2001）は都市部から地元農村部に帰郷した人がその就業経験を活かして起業する
可能性の高いことを回帰分析により明らかにしている．そうした「帰郷創業」（「回郷創業」あるいは「返郷創業」）については村上（2011）も参照されたい．

（ 34 ）

経済集志第 89 巻

第１号

クトは 2014 年に開始され，以後毎年アンケート

それ以外の職種（「管理者」，「技術者」，「一般工」）

調査を実施することでパネルデータが構築されつが回答されている．また，同時にそれぞれの職種つある．

に従事している地域に関する回答を得ている．地

調査対象地域は河南省の全ての市（18 地級市）

域の選択肢は「本村」（戸籍のある村）「本県」，（同の 130 県・区に属する 390 の村である．調査は大じ県内の「本村」以外の地域）
「本省」
，
「外省」
，
（
「本

きく２つからなる．１つは村の状況を聞くもので省」以外の省）および「海外」の５つである．本

あり，この調査は毎年ではなく３- ５年に１回実稿ではこの２つの質問に対する回答を用いて以下施される．もう１つは各村原則として４農家を対の手順で４つの就業形態を定義する．

象に毎年実施されているパネル調査である．
なお，

まず，４つの職種のうち公務関係である「幹部」

サンプルとした村の選択は無作為抽出に従っていについては性質が他と異なると考え，サンプルかるが，個別農家については調査員（河南大学の大ら除外した．
「管理者」
，
「技術者」
，
「一般工」の学院生を中心に組織されている）の事情を考慮し３職種は雇用就業として括り，さらに「本村」とて選択されている．

「本県」を地元，それ以外の「本省」
，
「外省」
，
「海

村対象の調査では，人口，土地，経済および交外」を移動先（非地元）と見なして「地元雇用就通インフラ等の状況に関する情報を収集してい業」と「非地元雇用就業」を定義した（第１表のる．また，農家調査では，個人の特性，家庭の基地域分布を参照されたい）．
「自営業」については

本状況および経済状況，とくに労働移動の状況にその従事地域に関わらず１つの就業形態とした．

関する質問を行っている．調査形式は調査員が直

なお，「農業」従事者については世帯主サンプル

接農家および村役場を訪問して聞き取る方式であと非世帯主サンプルで特定の方法がやや異なる．

る．

この点については本稿末の付論を参照されたい．

以下，本稿で主に用いるのは 2014 年に実施さこのように特定された４就業形態の人数およびれた村調査および 2016 年に実施された農家調査

構成比は第１表のとおりである．
「自営業」の数の単年クロスセクションデータであり，世帯主おは限られているものの最大 388 人（7.8%）が選択

よび非世帯主を含むサンプル数は最大 4968 であしている．約半数は「農業」従事，地元で「自営る．

業」
以外の非農業に従事している（「地元雇用就業」
を選択している）のは 844 人（17.0%），地元から３移動して非農業に従事している（「非地元雇用就就業形態と地域分布

業」を選択している）のは 1186 人（23.9%）であ

本稿で用いる農家対象の調査では，従事している非農業における職種として「幹部」
，
「自営業」
，

第１表

る．

就業形態・地域別分布（全サンプル）

就業形態
人数

地域分布

構成比（%）

本村

本県

本省

外省

海外

農業

2550

51.3

2550

−

−

−

−

地元雇用就業

844

17.0

246

598

−

−

−

非地元雇用就業

1186

23.9

−

−

536

647

3

自営業

388

7.8

161

116

59

50

2

全体

4968

100.0

2957

714

595

697

5

− 34 −

（ 35 ）

中原・農村部における就業形態としての自営業の選択要因（村上）同じく第１表の地域分布を見ると「自営業」に

査年鑑 2016』では「二，外出従業地区」として「１．
２．省外」

ついてもその従事（営業）地は同じではない．と本省（１）郷外県内（２）県外省内

くに約 29% の 111 人は移動先での営業である．

と分類されている．一方，
本稿では「本村」と「本

本稿では主に企業家精神の具現化という意味で県」を地元とし，「本省」以上を非地元の移動先（外「自営業」を捉えるため，あえてその従事地は問出）と定義した．すなわち，村から出ても県内にわなかったが推計結果の解釈においてはこのよう留まる限り地元とし，県から出て初めて移動（外な従事地のばらつきに注意しなくてはならない．

出）としたのである．
『河南調査年鑑 2016』では本項の最後に本稿のデータが河南省全体の状況

村から出ても同じ郷内である限り地元（本地）にを代表していると言えるか検討しておこう．国家分類される．しかし，両方の分類を統一すること

統計局河南調査総隊編『河南調査年鑑 2016』（2016

は不可能である．なぜなら，「百県千村調査」で

年 12 月）の 312 頁に「８-66農村労働力外出従は郷に関する選択肢が用意されていないため，も業状況構成」という表がある（以下本項最後までし，「本県」を移動（外出）に含めてしまうと，『河南調査年鑑 2016』の内容は原則として中国語戸籍のある村から出て同じ郷内の他の村で働く場のまま表記する）．この表の「一，年末就業状況」

合も移動（外出）となってしまい，今度は地元のによると河南省農村部の労働力の構成は①本地務範囲が『河南調査年鑑 2016』より狭くなってし農（40.1%）②本地非農自営（6.8%）③本地非農

まう．

務工（19.7%）④外出従業（26.8%）⑤未従業及其他（6.6%）となっている．これらの数字は，第１４

説明変数に係るデータ

表に示した本稿サンプルの就業形態別構成比に近

前項で述べたように本稿の推定においては，「自く，本稿のデータは『河南調査年鑑 2016』にあ営業」など就業形態選択に係る決定要因として４る河南省全体の状況を概ね代表していると判断しつのカテゴリーの説明変数を考えた．
「個人特性」，てよいであろう．

「家族特性」，「村の特性」および「県の特性」で

ただし，『河南調査年鑑 2016』のデータと本稿ある．このうち「個人特性」と「家族特性」に関のデータとの比較には問題が存在することに注意

するデータは「百県千村調査」の「農家調査」よを要する．その内の１つは「百県千村調査」ではり得られた．また，「村の特性」については同じ

職種として「幹部」という選択肢があり，先に述く「百県千村調査」における村対象の調査（「村

べたように本稿ではこの「幹部」をサンプルから調査」）より得られた．４番目のカテゴリーであ除外している．
『河南調査年鑑 2016』
ではどうなっる「県の特性」については『河南統計年鑑』（2014ているのか．⑤未従業及其他に含まれているのだ

年版）を利用した．各変数の定義，基本統計量等

ろうか，確認する必要がある．

は第２表に掲げたとおりである．

また，④外出従業の「外出」について『河南調第２表

説明変数の基本統計量

定義等

単位

サンプル数

平均

標準偏差

最小

最大

データ出所

世帯主ダミー

世帯主を１とした．

−

4968

0.260

0.439

0

1

農家調査

性別ダミー

男性を１とした．

−

4968

0.524

0.499

0

1

農家調査

年齢

2016 −生年

歳

4962

40.0

14.1

15

88

農家調査

婚姻ダミー

婚姻者を１とした．

−

4968

0.858

0.349

0

1

農家調査

［個人特性］− 35 −

（ 36 ）

経済集志第 89 巻

第１号

定義等

単位

サンプル数

平均

標準偏差

最小

最大

データ出所

健康状態ダミー

健康を１，その他（かつて大病を患ったか，現在何かの障害を持っている）を０とした．

−

4968

0.907

0.290

0

1

農家調査

就学年数

小学校未満を１年，小学校卒を７年，中学高校卒を 13 年，大年
卒以上を 17 年として換算した．

4968

11.5

4.2

1

17

農家調査

人

4886

5.1

1.2

1

9

農家調査

請負地面積 / 家族人数

ムー

4564

1.29

5.36

0

村の人口

アンケートの質問項目（2013
年）

千人

4902

1.820

1.159

0.098

7.8

村調査

村の人口密度村の人口 / 村の総面積

人/
ムー

4774

0.931

1.059

0.043

10.3

村調査

県の常住人口2013 年

万人

4930

64.27525.1595.64

143.07『河南統計年鑑』（2014 年版）

県の都市化率2013 年

％

4930

40.3

15.1

23.0

100.0

『河南統計年鑑』（2014 年版）

［家族特性］−

家族人数
家族１人当り
請負地面積183.3 農家調査

［村の特性］［県の特性］であることは「自営業」の選択確率を高める（たⅣだし，年齢効果は逓減的である）．２つの人的資推計結果

本関連の説明変数については，健康ダミーの限界
１

効果が正で有意（10% 水準）である一方，就学

プロビット推定の結果「自営業」を含む４つの就業形態選択を対象と年数の限界効果は有意とはなっていない．健康でした多項プロビットモデルを推定する前に，「自あることは「自営業」の選択を促進するが，どれ営業」とその他の就業形態間の選択要因を明らかだけの長さ学校に通ったかは「自営業」の選択ににするプロビットモデルを推定した．被説明変数

影響しない．

は「自営業」を１，その他の就業形態を０とした

家族特性については家族人数の限界効果が有意

ダミー変数であり，説明変数は第２表に示したと（10% 水準）であるのに対して，１人当り請負地

おりである（ただし，「年齢」の二乗項を追加した）．

面積は有意とはならなかった．地域特性について

結果は第３表に平均値で評価した限界効果として

は村の人口の限界効果が有意（５% 水準）であ示した．

る一方，村の人口密度については有意な限界効果

すべての説明変数を含むモデル（１）を見るとが得られていない．村を含むより広域の県の特性

個人特性に関してはまず，世帯主ダミー，性別ダについては，常住人口の規模が有意とはならな

ミー，年齢，既婚ダミーの限界効果がいずれも高かったのに対して，都市化率の限界効果は有意い有意性（１%）を示している．世帯主であるこ（５% 水準）であり，都市化が進んだ地域ほど「自とは「自営業」選択の確率を 3.4% ポイント高める．

営業」
が選択され易いということを示唆している．

同じく男性であること，年齢が高いこと，既婚者

多重共線性の可能性を調べるため説明変数間の− 36 −

（ 37 ）

中原・農村部における就業形態としての自営業の選択要因（村上）

第３表

プロビットモデルの推計結果（全サンプル）ａ
（１）

（２）

（３）

［個人特性］
世帯主ダミー
性別ダミー
年齢
２

（年齢）

婚姻ダミー
健康ダミー

0.034 ＊＊＊
（3.59）
0.038 ＊＊＊
（4.71）
0.007 ＊＊＊
（3.65）− 0.000 ＊＊＊（4.01）
0.127 ＊＊＊
（5.71）
0.023 ＊

0.055 ＊＊＊
（7.75）
0.008 ＊＊＊

0.034 ＊＊＊
（3.41）
0.041 ＊＊＊
（4.88）
0.008 ＊＊＊

（4.27）− 0.000 ＊＊＊（4.24）
0.127 ＊＊＊
（5.67）（3.93）− 0.000 ＊＊＊（4.24）
0.109 ＊＊＊
（5.49）（1.90）
0.001（1.24）

0.020 ＊
（1.69）
0.001（1.33）

0.030 ＊＊
（2.33）
0.001（1.42）

0.005 ＊
（1.96）
0.000（0.66）

0.006 ＊＊
（2.10）
0.000（0.52）

0.005 ＊
（1.86）
0.000（0.52）

0.007 ＊＊＊
（2.75）
0.000（0.01）

0.007 ＊＊＊
（2.70）− 0.000（− 0.01）

−

0.000

0.000

−

（0.41）
0.001 ＊＊
（2.29）（0.36）
0.001 ＊＊
（2.29）−

就学年数−［家族特性］
家族人数
家族１人当り請負地面積［村の特性］
村の人口
村の人口密度−［県の特性］
県の常住人口県の都市化率対数尤度− 1069.9− 1076.7− 1136.1

サンプル数

4384

4348

4559

ａ被説明変数は自営業＝１，その他＝０とするダミー変数．平均値で評価した限界効果である．
括弧内はｚ値の絶対値．
＊＊＊，＊＊，＊はそれぞれ１%，５%，10% 水準で有意なことを示す．

相関係数を求めたところ，世帯主ダミーと他の個

つのカテゴリーの内，個人特性と家族特性だけを人特性を表す変数の間でかなり高い値が見られ含む推定である．結果によるとモデル（１）におた．そこでモデル（２）として世帯主ダミーを説ける個人特性と家族特性が「自営業」の選択に与明変数から除いた推定も行った．結果は限界効果

える効果は地域特性（村および県の特性）を調整の大きさ，有意性ともモデル（１）の結果にほぼするか否かの影響をあまり受けないことがわかる．

近いものであった．モデル（３）は説明変数の４− 37 −

（ 38 ）

２

経済集志

第 89 巻第１号

まず個人特性としての世帯主であるかないか，

多項プロビット推定の結果
多項プロビットモデルの推定結果は第４表に示

性別，年齢については「非地元雇用就業」，「地元

したとおりである．以下では「非地元雇用就業」，

雇用就業」に関する限界効果がいずれも正で高い「地元雇用就業」および「農業」の選択要因と比有意性を示しており，「自営業」選択と似た傾向

較することを通じて，「自営業」の選択に関してにある．これらの要因は（「自営業」
だけではなく）どのような追加的解釈が可能かという観点で第４非農業一般の選択を促している．婚姻ダミーにつ表の結果を見ることにしたい．

いては状況が異なる．すなわち，この変数につい第４表ａ
多項プロビットモデルの推計結果（全サンプル）

自営業

非地元雇用就業

地元雇用就業

農業［個人特性］
世帯主ダミー
性別ダミー
年齢
（年齢）２
婚姻ダミー
健康ダミー
就学年数

0.046 ＊＊＊
（4.07）
0.049 ＊＊＊
（5.17）
0.007 ＊＊＊

0.056 ＊＊＊
（2.65）
0.215 ＊＊＊
（13.99）0.039 ＊＊＊

0.161 ＊＊＊
（8.67）
0.059 ＊＊＊
（4.01）
0.015 ＊＊＊

− 0.264 ＊＊＊（9.29）− 0.323 ＊＊＊（16.39）− 0.061 ＊＊＊（3.28）− 0.000 ＊＊＊（3.56）
0.152 ＊＊＊
（5.86）
0.030 ＊＊
（2.10）
0.001（0.99）（9.73）− 0.001 ＊＊＊（12.18）− 0.028（1.15）
0.011（0.39）
0.007 ＊＊＊
（3.42）（4.44）− 0.000 ＊＊＊（4.62）
0.023（0.94）
0.046 ＊＊
（2.02）
0.008 ＊＊＊
（4.42）（13.48）0.001 ＊＊＊
（16.08）− 0.148 ＊＊＊（4.48）− 0.087 ＊＊＊（2.70）− 0.015 ＊＊＊（6.57）

0.006 ＊
（1.84）
0.001（1.37）− 0.016 ＊＊＊（2.89）
0.001（0.48）− 0.002（0.46）− 0.010（1.62）

0.013 ＊
（1.81）
0.007 ＊
（1.88）

0.009 ＊＊＊
（2.77）
0.004（1.00）− 0.005（0.92）
0.009（1.30）− 0.002（0.29）
0.034 ＊＊＊
（6.03）− 0.002（0.23）− 0.047 ＊＊＊（4.92）

0.000（0.55）
0.001 ＊＊
（2.32）

0.001 ＊
（1.94）− 0.002 ＊＊＊（3.19）− 0.000（0.08）
0.002 ＊＊＊
（3.39）− 0.001 ＊（1.70）− 0.000（0.73）［家族特性］
家族人数
家族１人当り請負地面積［村の特性］
村の人口
村の人口密度［県の特性］
県の常住人口県の都市化率
対数尤度− 4323.3

サンプル数

4384

ａ平均値で評価した限界効果である．括弧内はｚ値の絶対値．
＊＊＊，＊＊，＊はそれぞれ１%，５%，10% 水準で有意なことを示す．
− 38 −

中原・農村部における就業形態としての自営業の選択要因（村上）（ 39 ）ては「自営業」の選択に関して限界効果が正で有Ⅴ意となっているが，他の非農業選択に関しては有世帯主と非世帯主

意な結果とはなっていない（「農業」選択の限界
効果が負で有意）．既婚であることがリスクを軽１減し，「自営業」選択をより促進していると解釈

世帯主と非世帯主の違い
前節の分析により世帯主は家族の他の構成員（非世帯主）に比べて「自営業」を選択する可能できるかもしれない．
人的資本の変数ではとくに就学年数に注目した性の高いことが明らかとなった．では，その選択い．「自営業」選択において就学年数は有意な限に係る要因は世帯主と非世帯主で異なるであろう

界効果が得られなかった．
しかし，他の非農業，「非か，この点を検討するため本節では前節と同様の

地元雇用就業」および「地元雇用就業」の選択にモデルを世帯主サンプルと非世帯主サンプルに分関しては正で有意な限界効果が得られている（「農

けて推定する．

業」選択の限界効果が負で有意）．学校教育（正家族を一つの経済主体と捉えると世帯主はその規教育）は賃労働に有利な知識を培い，それは「自意思決定に中心的に関わっていると考えられる点営業」の選択に対しては必ずしも貢献しないのかがその他の構成員と異なる．この点に注目した興もしれない．

味深い実証分析として梶谷・小原（2011）をあげ

家族特性に関しては「非地元雇用就業」の選択ることができる．同論文では農村部において土地に関して負で有意な限界効果が得られた．家族の経営権の賃貸市場が機能していない場合，１人当

人数が多いことが移動の費用（機会費用）を高め

り耕地面積は非農業の選択に対してマイナスの効地元を離れて働く誘因を下げている．そのような果を持つという議論につぎのような新たな観点が解釈に立つと，「自営業」選択に関してこの変数の加えられている．すなわち，家族内で離農者が出限界効果が正であることは，とくに地元で営業すてもその土地を家族の別のメンバーが肩代わりしる場合「自営業」は「非地元雇用就業」に比べて機て耕作しつづけるかぎり上記のようなマイナス効6）

会費用の低いことが要因であるとも考えられる ．

果が生じないと論じた上で，家族全体が農業を続

地域特性では村の人口の推定結果が特徴的であけるか否かの決定権を有している世帯主についてる．すなわち，「自営業」選択に関しては正で有は土地面積が就業選択にマイナス効果を有する

意な限界効果が得られているが，「農業」を含む

が，世帯主以外の家族については肩代わりされる

他の選択に関しては有意とはなっていない．
「自ためマイナス効果が生じないという仮説が提起さ営業」に関してはより狭い範囲の市場規模が重要れている．同論文はこうした形で世帯主と非世帯であることを示唆している．県の特性では県の都主の間で就業選択要因が異なることを四川省にお市化率が「非地元雇用就業」の選択に関して負でける個別農家のデータを用いて検証している 7）．

有意な効果を持っている．県レベルの都市化が進第５表には本稿における全サンプルを世帯主とんでいることが「自営業」の選択を促している一非世帯主とに分けて，就業形態別の構成比および方，地元県の都市化が遅れていることが他地域へ従事地の分布を示した．就業形態別構成比は両サ移動して非農業に従事する誘因となっていること

ンプルでかなり異なる．すなわち，「農業」従事を示唆している．

者は世帯主サンプルでは 33.3% であるのに対して

6）

ただし，先に述べたように「自営業」においても地元ではなく移動先で営まれているケースが含まれている．
− 39 −

7）

農村から都市への短期労働移動（出稼ぎ）が個人の意思決定というより家計内意思決定に基づくことを指摘したのは Stark and Bloom（1985）である．

（ 40 ）

経済集志第５表

第 89 巻

第１号

就業形態・地域別分布（世帯主・非世帯主別サンプル）

ａ．世帯主サンプル

就業形態
人数

地域分布

構成比（%）

本村

農業

431

33.3

431

地元雇用就業

398

30.8

159

非地元雇用就業

289

22.3

自営業

176

13.6

113

全体

1294

100.0

703

本県

本省

外省

海外

−

−

−

−

−

−

−

239

−

−

125

163

1

37

10

16

0

276

135

179

1

ｂ．非世帯主サンプル
就業形態
人数

地域分布

構成比（%）

本村

農業

2119

57.7

2119

地元雇用就業

446

12.1

87

非地元雇用就業

897

24.4

自営業

212

5.8

48

全体

3674

100.0

2254

本省

外省

海外

−

−

−

−

−

−

−

359

−

非世帯主サンプルでは 57.7% と高い比率を示して

本県

−

411

484

2

79

49

34

2

438

460

518

4

する必要がある．

8）いる ．「自営業」については世帯主サンプルが13.6% であるのに対して，非世帯主サンプルでは

２

5.8% に留まっている．

世帯主・非世帯主別の推定結果
世帯主サンプルと非世帯主サンプルに分けて多従事地の分布についても特徴が見られる．
「自項プロビットモデルを推定した結果は第６表に示

営業」について見ると世帯主サンプルでは全体のした．第４表と同様平均値で評価した限界効果を85.2% が「本村」か「本県」（すなわち「地元」）

表示した．
「自営業」の選択要因について両サンであるのに対して，非世帯主サンプルでは「地元」

プルの間で結果はかなり異なる．まず，個人特性

は 59.9% を占めるにすぎない．また，同じ「自営としての性別，年齢，婚姻者か否かについては非業」選択について「地元」の中でも世帯主サンプ

世帯主サンプルに関しては全サンプルの場合同様

ルでは 75.3% が「本村」であるのに対して非世帯有意な限界効果が得られたのに対して，世帯主の主サンプルでは「本村」は 37.8% にすぎない．非場合はいずれも有意な結果とはならなかった（た世帯主の「自営業」営業地は世帯主に比べて広域

だし，世帯主は全て婚姻者であるため，世帯主サに亘っていると言えよう．先に述べたように本稿

ンプルの推計においては婚姻ダミーを説明変数かでは定義上「自営業」の営業地は問わないが，推ら除いた）．家族全体の利害をより考慮している

定結果の解釈においてこの地域分布の違いを考慮と思われる世帯主の就業形態選択は自分自身の個8）

人特性には依存しないのである．

付論で述べたように「農業」について世帯主サンプ
ルと非世帯主サンプルでは特定方法が異なるため，非世帯主サンプルにおける「農業」選択の比率が過大である可能性がある．

人的資本の指標の内，就学年数については，世帯主サンプルにおいて正の限界効果が得られたものの有意性は高くなく（10% 水準），やはり学校− 40 −

（ 41 ）

中原・農村部における就業形態としての自営業の選択要因（村上）第６表

多項プロビットモデルの推計結果（世帯主・非世帯主別サンプル）ａａ．世帯主サンプルｂ
自営業

非地元

地元

雇用就業

雇用就業

ｂ．非世帯主サンプル
農業

自営業

非地元

地元

雇用就業

雇用就業

0.216 ＊＊＊
（13.71）
0.052 ＊＊＊
（9.92）− 0.001 ＊＊＊（11.18）− 0.024（1.01）− 0.009（0.22）
0.009 ＊＊＊
（3.96）

0.056 ＊＊＊
（4.35）
0.021 ＊＊＊
（5.00）− 0.000 ＊＊＊（4.61）
0.009（0.43）
0.068 ＊＊
（2.01）
0.010 ＊＊＊
（5.35）− 0.312 ＊＊＊（15.75）− 0.084 ＊＊＊（13.52）0.001 ＊＊＊
（14.54）− 0.082 ＊＊（2.55）− 0.067（1.41）− 0.019 ＊＊＊（7.01）

農業［個人特性］
性別ダミー
年齢
（年齢）２
婚姻ダミー
健康ダミー
就学年数

0.010
（0.17）− 0.004（0.48）
0.000（0.26）−

0.174 ＊＊
（2.41）
0.023 ＊＊
（2.09）− 0.000 ＊＊＊（3.32）−

0.039（0.54）− 0.015（1.33）− 0.000（0.94）−− 0.222 ＊＊＊0.040 ＊＊＊
（3.16）（5.12）− 0.003
0.011 ＊＊＊
（0.26）（4.06）
0.000 ＊ − 0.000 ＊＊＊（1.89）（4.05）−
0.098 ＊＊＊
（5.04）− 0.109 ＊＊＊0.008（2.76）（0.45）− 0.003
0.000（0.66）（0.08）

0.072 ＊＊
（2.15）
0.005 ＊
（1.67）

0.007（0.20）− 0.003（0.80）

0.031（0.76）
0.000（0.04）

0.026 ＊＊＊
（2.63）
0.014 ＊＊
（2.37）− 0.002（0.20）− 0.012（1.00）− 0.028 ＊＊（2.13）− 0.024（1.61）

0.004（0.29）
0.023 ＊＊
（2.16）

0.001（0.47）
0.000（0.41）− 0.021 ＊＊＊（3.33）− 0.000（0.19）

0.003（0.61）− 0.004（1.03）

0.017 ＊＊
（2.10）
0.004（1.40）

0.023 ＊＊
（2.37）
0.003（0.21）− 0.020 ＊（1.69）
0.010（0.80）

0.004（0.32）
0.035 ＊＊
（2.26）− 0.008（0.54）− 0.048 ＊＊（2.38）

0.005 ＊
（1.69）
0.004（1.04）− 0.002（0.28）
0.008（0.92）− 0.004（0.81）
0.030 ＊＊＊
（5.77）

0.001（0.16）− 0.042 ＊＊＊（4.04）− 0.000（0.56）
0.001（1.39）− 0.000 ＊（0.40）− 0.002 ＊（1.78）− 0.000（0.49）
0.000（0.20）

0.001（1.21）
0.000（0.34）

0.000（1.20）
0.001 ＊
（1.80）

0.001 ＊＊
（2.55）− 0.002 ＊＊＊（2.63）

0.000（0.47）
0.002 ＊＊＊
（3.89）− 0.001 ＊＊＊（2.78）− 0.001（0.83）［家族特性］
家族人数
家族１人当り請負地面積［村の特性］
村の人口
村の人口密度［県の特性］
県の常住人口県の都市化率
対数尤度− 1295.0− 2981.8

サンプル数

1089

3295

ａ平均値で評価した限界効果である．括弧内はｚ値の絶対値．
＊＊＊，＊＊，＊はそれぞれ１%，５%，10% 水準で有意なことを示す．
ｂ世帯主は全員既婚者であるため，「婚姻ダミー」は説明変数から除いた．

教育が「自営業」選択に与える効果は弱い．非世

い．世帯主が家族全体の利害を考慮していること

帯主サンプルの推計では全サンプルを用いた推計を示唆する結果と言ってよかろう．ただし，世帯

同様，他の非農業，「非地元雇用就業」および「地主サンプルにおいて「非地元雇用就業」の限界効

元雇用就業」の選択に関して就学年数の限界効果

果が有意ではないため，家族人数が多いことが移が正で高い有意性を示している（「農業」選択に動の機会費用を高めるため，（移動しないで済む）

は負の効果）．「自営業」選択には学校教育で学ぶ「自営業」が選択され易いと解釈することは難し以外の人的資本が必要であることを示唆している

い．なお，「非地元雇用就業」の選択に関して「家と言えよう．

族１人当り請負地面積」は世帯主サンプル，非世

つづいて家族特性については「家族人数」，「家

帯主サンプルとも有意な限界効果が得られず，梶族１人当り請負地面積」とも世帯主サンプルによ

谷・小原（2011）仮説の妥当性を検証することはる推計において正で有意な限界効果が得られた．

できなかった．

それに対して非世帯主サンプルでは有意ではな− 41 −

地域特性としての村の人口については世帯主サ

（ 42 ）

経済集志第 89 巻

第１号

ンプルが非世帯主サンプルに比べて限界効果，有な違いが確認された．他方，性別，年齢といった意性ともに大きい．村の人口が有意に効くことに個人特性は非世帯主の就業形態選択には有意に効

対して前節では「自営業」にとってより狭い範囲

いているのに対して，世帯主の選択には効かないの市場規模が重要であるという解釈を述べた．世という結果も得られた．これらは非世帯主の就業

帯主の選択においては非世帯主の選択と比べてこ

形態選択が世帯主のそれに比べてより高い個人的の変数の限界効果が大きいというここでの結果は自由度を持っていることを示唆しているようにも第５表で見たように世帯主による「自営業」は「本思える．

村」で営まれているケースが多く，非世帯主では地域特性に関してはより狭い地域である村の人

地元から離れた地で営業されている場合が多いと口規模が「自営業」選択に対して正の効果を持っいう事情を反映していると考えられる．

ている．これは「自営業」の選択が市場の広さに依存していること意味し，その選択が経済的合理Ⅵ性に基づくものであることを示唆する．営業地域

結論

を見ると非世帯主の場合はより広域に及んでお本稿では（狭義の）中原すなわち河南省農村部

り，世帯主の場合は地元での営業が多い傾向にあを対象として「自営業」選択の要因を明らかにする．村の人口に関する限界効果を比べると世帯主ることを試みた．農村部における「自営業」以外の場合が非世帯主の場合より大きいことも「自営の就業形態としては，農業に従事し続けるほか，業」選択が市場の広さという経済合理性に基づい

地元で工場労働といった非農業に従事すること，ている可能性を示しており，「自営業」が積極的

地元の外に移動して非農業に従事すること，の３性格を持つという仮説を支持している結果と言えつを想定し，これら４つの就業形態の選択要因をよう．

多項プロビットモデルに従って推定した．
さらに，

調査方法，データ数の制約および分析方法等のサンプル全体を世帯主とその他の家族構成員とに問題から本稿で得られた「結論」はあくまで暫定分け，それぞれの就業形態選択を規定する要因を的なものであり，未だ仮説の域を脱していないこ

同様の多項プロビットモデルを用いて分析した．

とは言うまでもない．本研究の結論により説得力

説明変数としては４つのカテゴリーに属する要を持たせるべく研究を続ける所存である．

因，個人特性，家族特性，地域特性としての村の特性および県の特性を取り上げた．個人特性とし付論 「農業」従事者の特定についててとくに注目したのは人的資本の指標である就学年数である．本稿の推定結果によると「自営業」「農業」従事者の特定については世帯主サンプ

選択にはこの就学年数は有意な効果を持たない．

ルと非世帯主サンプルの間で相違がある．アン

一方「自営業」以外の非農業，「地元雇用就業」

ケート項目には非農業の具体的業種を尋ねる質問

および「非地元雇用就業」の選択に対しては就学年が含まれている．まず，非世帯主サンプルについ数は正で有意な効果を有する．
「自営業」が企業ては非農業の業種を聞く質問に対する無回答を家精神の具現化であるとするなら，そのために必「農業」従事者と見なした．一方，世帯主サンプ

要な知識は学校教育（正規教育）を通じて得られる

ルの場合は同じ質問に対する回答は「その他」がとは限らないという解釈が成り立つかもしれない．

非常に多かった（無回答は皆無であった）
ため，「そ

家族特性については，世帯主の「自営業」選択の他」との回答を「農業」従事者と見なした．たにおいては有意な効果を持つものの，非世帯主のだし，世帯主サンプルについても「その他」の具選択には有意な効果を持たないというかなり明確

体的記述により明らかに非農業とわかる場合はそ− 42 −

中原・農村部における就業形態としての自営業の選択要因（村上）（ 43 ）れに従った．他方，非世帯主サンプルにおいては

Self-employment in China: Evidence from Cross-「その他」
回答が極めて少ないため無回答を「農業」

regional Data, China & World Economy, Vol.19, No.3,
pp.49-67.

従事者と見なしたのである．
非世帯主サンプルにおける「農業」従事者のこのような特定方法には以下のような問題がある．

Matsumoto, Tomoya; Yoko Kijima and Takashi Yamano（2006）, The role of local nonfarm activities andmigration in reducing poverty: evidence from Ethiopia,

まず，上述の意味で「農業」従事者でないサンプ

Kenya, and Uganda, Agricultural Economics, Vol.35,

ル（すなわち，非農業の業種を聞く質問に対して無回答のサンプル）であるにもかかわらず，（非農業）就業形態あるいは従事地に回答しているサ

supplement, pp.449-458.
Ma, Xinxin and Quheng Deng （2016）, Economic
Transition and Self-employment of Migrants in Urban

ンプルが存在する．こうしたサンプルは数が限られているため，就業形態あるいは従事地に関する回答を優先した（すなわち，そうしたサンプルはChina, 『中国経済研究』第 13 巻，第 1 号，3 月，pp.78-92.
Ma, Zhongdong（2001）, Urban labour-force experience
as a determinant of rural occupation change: evidence

非農業従事と判断した）．一方，上述の意味で非from recent urban-rural return migration in China,

農業従事と特定されたにも関わらず就業形態ある
いは従事地が無回答のサンプルも比較的多く存在する．また，非世帯主サンプルにおける「農業」

Environment and Planning A, Vol.33, pp.237-255.
Mohapatra, Sandeep; Scott Rozelle and Rachael Goodhue（2007）, The Rise of Self-Employment in Rural China:

従事者のこうした特定方法は，家族中の子供ある

Development or Distress? World Development, Vol.35,

いは高齢引退者も「農業」従事者と判断してしま

No.1, pp.163-181.

う可能性がある．このことによる問題を緩和する

Pietrobelli, Carlo; Roberta Rabellotti and Matteo Aquilina

ために止むを得ず非世帯主サンプルについては（2004）, An Empirical Study of the Determinants of

15 歳以上 65 歳未満に限定した．

Self-employment in Developing Countries, Journal ofInternational Development, Vol.16, pp.803-820.
Stark, Oded and David E. Bloom（1985）, The New

参考文献

Economics of Labor Migration, American Economic［日本語および中国語文献］
梶谷懐・小原江里香（2011），「農民の就業選択行動と土地経営権：四川省・浙江省の農家ミクロデータ分析から」『中
国経済研究』（現『中国経済経営研究』）第８巻，第１号，Review（AEA Papers and Proceedings）, Vol.75, No.2
（May）,pp.173-178.
Wang, Wen; Qiang Li; Donald Lien （2016）, Human
capital, political capital, and off-farm occupational

３月，pp.21-39.

choices in rural China,

河南省統計局（2014），『河南統計年鑑』（2014 年版）北京：
中国統計出版社．
高波（2011），『浙商与粤商成長経験的研究』北京：人民出

Economics and Finance, Vol.42, pp.412-422.
Wang, Xiaobing; Jikun Huang; Linxiu Zhang and Scott
Rozelle（2011）, The rise of migration and the fall of

版社．

self employment in rural Chinaʼs labor market, China

国家統計局河南調査総隊（2016）『河南調査年鑑 2016』北京：
中国統計出版社．
村上直樹（2011），「農村地区工業化与人力資本的作用―以International Review of

Economic Review, Vol.22, pp.573-584.
Zhang, Jian; Linxiu Zhang; Scott Rozelle and Steve
Boucher （2006）, Self-employment with Chinese

河南省回郷創業為例―」『河南大学学報』（社会科学版）

Characteristics: The Forgotten Engine of Rural Chinaʼs

第 51 巻，第２期，３月，pp.32-42.

Growth, Contemporary Economic Policy, Vol.24, No.3

［英語文献］
Li, Kun and Changwen Zhao（2011）, Determinants of（July）,pp.446-458.

− 43 −