2011年 12月

省内地域間の経済成長と収束性：中国江蘇省の区・県デー
タによる *
江蘇省行政学院江蘇応用経済研究センター教授
江蘇省常州市国家税務局

1. はじめに範楊金建宏

i-Martin，1995；Mankiw et al.，1992），絶対β収束との最大の違いとして，成長の回帰方程式の右辺

経済成長に関する先行研究は，主に2つの視点に一連の条件変数（インフレ率，沿海・農村部比から分析がなされている。1つ目の視点は，貧困重，人口増加率，技術進歩率，人的資源および政地域が裕福な地域に追いつくことで，地域間の経策変数，市場化レベルなど）が附加される。これ

済の収束性が実現するかどうかである。2つ目は，らの理論は，経済成長をめぐる研究の中で盛んに各地域の経済成長を決定づけ，地域間の経済の収応用されてきた。しかし，上述の分析スキームに束性を引き起こしている要因は何であるか，とい対しては，疑問や批判の声が絶えなかった（Quah，

う視点である。本稿では，中国政府の現行政策で1993，1996，1997）。Quahは前掲論文で①β収束ある「和諧社会（調和の取れた社会）」の構築をとσ収束の分析には，「Galtonの誤謬（Friedman，

前提に，前掲の2つの視点のうちの前者に基づき，

1994）」の恐れがあり，つまりβ収束で回帰係数

分配アプローチによって，中国の特定省内におけが負の相関となっても，必ずしも収束を意味せず，る各区・県間の経済成長の収束性に的を絞って分σ収束における格差の動的減少も，特殊な条件下析を進める。

では必ずしも収束を意味しない，②収束に関して

経済成長の収束理論モデルの研究は，新古典派

重要なのは，経済間の経済状況の比較であって，成長理論（Solow，1956；Swan，1956）に遡る。こ条件付きβ収束で強調されるような，各経済自身の理論は，初期時点の生産性が低い国・地域の経の定常状態との比較ではない，と明確に指摘して済成長率は，生産性の高い国・地域を上回り，最いる。こうした原因から，Quahはσ収束とβ収束

終的には経済格差が収束に向かうという観点に基を用いた収束性の研究はミスリードに繋がると考づく。分析モデルの進化を受け，新古典成長理論

え，分配アプローチを用いて収束性の問題を研究の支持者は収束理論を発展させ，これらをσ収束，することを提案した。分配アプローチでは，主に絶対β収束，条件付きβ収束に分類した。σ収束

ノンパラメトリック法の1つであるカーネル密度とは，異なる国・地域の経済格差の動的推移を毎推定によって各地域の1人当たりGDPの分布を描年計測し，収束性を実証したものである（Barro

き出し，マルコフ連鎖の推移確率行列を用いて，and Sala-i-Martin，1995）。絶対β収束とは，経済各地域の1人当たりGDPが長期的には定常状態に構造特性の似通った国・地域の1人当たりGDPが，向かうという動的変化を説明する。後の収束性の長期的にみて最終的に収束へ向かうことである

研究では，この手法が重宝されるようになった。

（Galor，1996）。条件付きβ収束とは，経済構造

中国国内の経済成長に関する現行研究では通常，特性の異なる国・地域間の1人当たりGDPが，長β収束およびσ収束のモデルが採用されている

期的には収束に向かうことだが（Barro and Sala-（蔡，都，2000；沈，耿，2001；沈，馬，2002；林，* 本研究は中国国家自然科学基金の「社会核算矩陣更新的路径分析理論与実証研究」（70471083），「全球化背景下中国居民消費收斂的結構性路径分析
和政策研究」（70873052），
中国江蘇省高校哲学社会科学重大項目「江蘇省拡大消費需求的思路与対策研究」（2011ZDAXM011）より資金援助を受けた。
なお，中国語で書かれた原文のタイトルは『省域内地区間経済收斂的分布動態研究：来自江蘇区県的数据』である。本研究に際しては ICSEAD の坂
本博主任研究員から有益なコメントをいただいた。

28

【東アジアへの視点】

劉，2003；林，劉，2003等）。しかし，中国にお山（モード）をもつ分布をなし，かつ収束傾向にける地域間の収束性の問題はかなり複雑で，単純あることが分かった。しかし，改革後の1人当たな図式で示せるものではなく，β収束やσ収束のりGDPは2極分化型の分布をなし，格差が広がり，理論モデルでえられる簡単な情報では，その複雑収束傾向はみられなかった。さらに，マルコフ連性を把握しがたい（Raiser，1998）。このため，本鎖の推移確率行列を用いて中国各省の1人当たり

稿では分配アプローチを用いて中国の経済成長のGDPの分布について研究を行ったところ，カーネ

収束性を研究し，新古典成長理論の土台である限ル密度分布と同様の結果が検証され，β収束およ

界効用逓減の法則や技術拡散機会の減少といったびσ収束より合理的に各省間の収束性が説明され仮説を基に，収束性が中国で成立するのかどうかた。ただ，残念ながらSakamoto and Islam（2008）

を判断し，中国における収束性の研究に新たな思の研究では省内部の区・県間の経済収束について考を提供したい。

踏み込んだ研究がなされず，地域間の人口ウエイある国で地域間の完全な収束性を実現するに

トが収束に大きな影響を与えることも見過ごされは，通常は全国における省といった大きな（行政）ている。Gisbert（2003）の研究では，ノンパラメ

地域間の収束性と，地域内部における区・県といトリック法による収束性の研究にあたり，もし区ったより小さな地域間の収束性との両方が必要に

域間の人口差が収束にもたらす影響が考慮されななる。全国の各省間の収束が実現しても，省内部

ければ，計算結果がミスリードになりかねないとにおける区・県間の収束が実現しなければ，その指摘している。本稿ではこれを踏まえ，分配アプ

国には全体として地域間の貧富格差が存在するとローチを用いた省内部の区・県間の収束性の研究判断される。逆に，省内部の区・県間の収束が実を進めるにあたり，前掲研究の不足を補い，モデ

現しても，全国の各省間の収束が実現していなけ

ルに人口ウエイトへの配慮を加味した。これは，

れば，もちろん地域間の収束も起きていないこと「ヒト」や「モノ」の役割を結びつけ（注1），ひいてになる。このため，収束性の研究に着手するにあは計算結果の正確性・真実性の向上に資するもの

たり，各省間および省内部という2つの視点は等である。

しく重要である。しかし，先行研究は全国の各省

本稿の構成は，第1節を導入部とし，第2節でモ間の収束に注目しすぎ，省内部の区・県間の収束

デル設定状況を，第3節でデータ選択およびモデに着目した研究は非常に少ない。省内部の区・県

ル推定の結果を述べ，第4節で本稿の結論と政策間の収束に対する研究を強化することこそ，本稿的啓発を示す。

の狙いである。そして先述の通り，本稿では分配アプローチを用いて地域間の収束性の問題を取り

2. モデル設定上げる。当然ながら，同手法による中国の地域間

29の収束性に関する研究には，各省間，省内部と導入部で述べた通り，分配アプローチでは，主いう2つの階層がある。Sakamoto and Islam（2008）

としてノンパラメトリック法の1つであるカーネが採用した分配アプローチでは，中国の1952〜

ル密度推定によって各地域の1人当たりGDPの分

2003年における各省間の収束性を研究し，ノンパ

布を描き出すとともに，マルコフ連鎖の推移確率

ラメトリックなカーネル密度推定を行ったとこ

行列を用いて各地域の1人当たりGDPが長期的にろ，改革前の中国各省の1人当たりGDPは1つのみて定常状態へ向かうことを説明する。このため，

2011年 12月

モデル設定については，ノンパラメトリックなカ 1  x− x 2 
i
− 
 
 2  h  

順次取り上げ，改善を加えることとする。

~
11f ( x ) = ∑ wieh i =12π

2.1 ノンパラメトリックなカーネル密度推定

式中，W i で表す区・県iの人口ウエイトとは，ーネル密度推定やマルコフ連鎖の推移確率行列を

カーネル密度推定は，各地区の1人当たりGDPの 分 布 状 况 を 示 す た め に 用 い る（Silverman，nつまり区・県iの人口と各区・県総人口との比を指す。この中で1986）。カーネル密度推定にあたっては，分析の便宜上，まずデータを正規化する必要がある。本㸦3㸧

∑ w = 1となる。
n

i =1

i

2.2 マルコフ連鎖の推移確率行列

稿では，yiと y の比に対して対数を取り，これをマルコフ連鎖の推移確率行列は，各地区におけ1つの変数 x iとしてデータを正規化した。ここで，る1人当たりGDPの分布構造の動的変動を描くた

yi は区・県iの1人当たりGDPを，は江蘇省におけめに用いるもので，データが任意変化する確率にる1人当たりGDP（いわゆる平均）を指す。

主眼を置いた動学研究である（Durlauf and Quah，

x i の式は次のように記すことができる。

1998；Quah，1993，1996）。以下，Sakamoto andy 
xi = ln i  = ln yi − ln y yIslam（2008）に基づき，マルコフ連鎖について簡㸦1㸧

単に説明する。
n×1階ベクトルFt を用いて時間t上の分布を表

カーネル密度関数は次の通りである。

す。nはt時点の分布において現れた各状態の種類数を表し，各状態はそれぞれ同一の1人当たりGDP水準に属するグループを反映している。n×n 1  x− x 2 i
~
1 n 1  − 2  h  
f (x ) =e∑
nh i =1 2π㸦2㸧

式中，x i の計測値は式（1）から求めることが階マルコフ連鎖の推移確率行列Mを用いたFt から
Ft ＋1への推移の計算は式（4）の通りである。

Ft +1 = M ′ ⋅ Ft

㸦4㸧

できる。nは計測サンプル数である。hは関数のバンド幅であり，分布図の平滑化に用いる。xは分
布図の横座標の範囲である。分析の便宜上，本稿

もしn＝3であれば，マルコフ連鎖の推移確率行
列は次の形を取る。

では，hの値を0.27に固定し，xの範囲を（−2，2）に取った（注2）。なお，前掲のカーネル密度分布関数では人口ウエイトが考慮されていないが，その重要性に鑑み，本稿ではカーネル密度分布関数について人口ウエイトを考慮した修正を施した。

 a11

M =  a 21
a
 31

a12
a 22
a32

a13 

a 23 
a33 

㸦5㸧

人口ウエイトを加味したカーネル密度分布関数は次の通りである。

式中，行列内の要素ajk は状態jから状態 kへ推移する確率を示しており，これをマルコフ連鎖の推移確率と呼ぶ。

30

【東アジアへの視点】

マルコフ連鎖の推移確率が時間を経ても変化し鎖の推移確率を計算する場合に，それぞれのない場合（つまりマルコフ連鎖の推移確率行列に

区・県の状態がt 時点からt＋1時点へ移行する際変化がない），式（4）に対して時間sが経過したに，人口ウエイトを直接掛け合わせる縮小型の計後の分布をえることができる。

算で，もう1つは，ajk の算出にあたり，先に人口
ウエイトにある数を掛けて（例えば1,000），整数

Ft + s = ( M )′ ⋅ Fts

をえた後に，この整数値と推移状況とを掛け合わ㸦6㸧

る拡大型の計算である。本稿では，前者を採用しsが無限大に近づくと，マルコフ連鎖に含まれる要素は一定の法則性に従って1つのエルゴードて人口ウエイトを計算した。もちろん，いずれの方式をとっても計算結果は一致する。

分布へ収束する。通常，これは定常状態下の分布

3. データの選択とモデル推定の結果

F とされる。ここで次の式がえられる。
→∞
Ft + s = ( M s )′ ⋅ Ft s
→ F

㸦7㸧

分配アプローチを用いた省内部の区・県間の収束性を研究する上で，代表的な省の選定は非常に注意すべき点として，全ての推移確率行列から重要なステップである。省の選択にあたっては，

エルゴード的な，または定常状態の分布が生じる

本稿への強い適合性が求められる一方，他省の研訳ではない。推移確率行列の固有値の1つが1で，究にとっても一定の啓発価値があることが求めらかつ他の固有値の絶対値が1未満の場合にのみエれる。本稿では江蘇省を研究対象に選んだ。なぜ

ルゴード分布が起こる。これら条件の下では，推なら，江蘇省内部の区・県間の経済格差が非常に移確率行列は既約で非周期的な行列であると考え大きく，本稿の研究に非常に適している上，江蘇ることができる。

省は中国でも省域経済が最も発展した省の1つでエルゴード性または定常状態の分布には改変が起こりえないため，次の通りとなる。

あり，江蘇省を例に取って研究することは，他省の研究に対して強い啓発価値があると考えたからである。以下に，本稿におけるデータ選択やモデ

F = M′⋅ F

㸦8㸧

式（8）は，ある特定の推移確率をもつ行列M

31

ルの推定結果を紹介する。
3.1 サンプルデータの選択から，相応の定常状態またはエルゴード分布がえ

本稿では，江蘇省における1990〜2005年の65区・られることを説明している。技術的には，エルゴ県の1人当たりGDPデータを用いた。うち1991〜

ード分布は固有値1に対する固有ベクトルであり，92年のデータは「江蘇年鑑」を，他の年のデータ計測された分布が長期的な時間を経て得られた分は「江蘇統計年鑑」を根拠としている。データ処布を反映する。

理にあたり，本稿ではできる限り年鑑のデータをマルコフ連鎖の行列計算過程において，本稿で採用したが，1991〜92年は一部区・県の人口が公は人口ウエイトという重要な要素が結果に与える

表されなかったため，一定のペースで増加したも影響も考慮した。通常，人口ウエイトの問題を解のとみなし，空白前後の2年のデータを基に，等決する方法としては2つある。1つは，マルコフ連

差数列の公式を用いて空白部のデータを求めた。

2011年 12月

データの使用対象について，本稿ではある地域

位置にある。このことは，絶対多数の区・県の経の1人当たりGDPはその地域の経済レベルを反映

済が立ち遅れていることを示している。次に，分していると考え，各区・県の1人当たりGDPを経布構造の動的変化が，時期によってそれぞれ異な済水準指標として扱った。また，「江蘇統計年鑑」

る特徴をみせている。1990，1995年の江蘇省各区・では，全ての区・県の1人当たりGDPをそのまま県の1人当たりGDPの分布構造の変化を比較する

公表している訳ではない。そこで，省内部の各区・と，左側の山は−0.5付近から−0.65付近まで動い県の1人当たりGDPデータの整合性を確保し，合た。右側の山は0.6付近から0.7付近に動いた。2つ理的に研究するため，筆者は省内各区・県の1人の山の間の距離が拡大し，両方の山の高さが下降（注3）

当たりGDPを自ら再計算した。えられた結果と統計局が公表した数値はほぼ一致している。

したことから，全ての区・県の集中度が下降した
ことが分かる。このことから，1990，1995年の江蘇省において各区・県の2極分化が拡大し，各区・3.2 カーネル密度分布の推定結果

県の1人当たりGDPの格差が収束とは逆方向へ拡

ノンパラメトリックなカーネル密度推定を用い大していることが分かる。1995，2000年を比較す

た収束性を研究するにあたり，まずはどのようなると，左側の山がさらに左の−0.7付近へ動き，右状況で収束が起こり，どのような状況で起きない側の山の値は0.6付近へと左方向に動いた。2つののかを明確にする必要がある。本研究では，次の山の間の距離が縮まり，両方の山の高さは安定的点が明らかになった。まず，各区・県のある年のながら，やや上昇した。このことは，1995〜2000

1人当たりGDPのカーネル密度分布が1つの山をも年にかけ，江蘇省の各区・県の2極分化現象がやち，かつその相対所得値 x i が0付近に集中するのや逆転し，各区・県の1人当たりGDP格差が縮小であれば，その年の江蘇省各区・県の1人当たりしたことを示している。2000〜05年において，左GDPが収束に向かって動いたことを示す。逆の場

側の山は−0.75付近へと左へ移動し，右側の山は合は，収束が起きなかったことを示す。本研究でほぼ動かず0.6付近にあり，2つの山の間の距離は（注4）は，1990，1995，2000，2005年

をサンプル年

やや拡大し，両方の山の高さがいずれも下降した。

として，江蘇省各区・県の1人当たりGDPの分布

このことは，2000〜05年にかけての江蘇省の各区・構造を描き出すとともに，比較研究によって各区・県の1人当たりGDPの格差が拡大したことを示し

県間の収束性の問題をより合理的に把握した。

ている。最後に，全体としてみれば，こうした2

図1は，人口ウエイトを考慮したノンパラメト

極分化現象は収束傾向に逆行するもので，1990年

リックなカーネル密度分布関数の実証結果であと2005年を比べると，左側の山は−0.5から−0.75

り，次のことを示している。まず，江蘇省各区・へ左方向に動き，右側の山はほぼ安定し，2つの県 に お け る1人 当 た りGDPの1990，1995，2000，

山の間の距離は拡大し，両方の山の高さも下がっ2005年における分布構造はいずれも2つの山を持た。このことは，1990〜2005年の江蘇省においち，江蘇省各区・県の1人当たりGDPがこれらのて，各区・県間の2極分化の格差は広がりつつあり，

年において2極分化傾向にあることを示している。

各区・県の1人当たりGDPに収束傾向がみられな

つまり，2つの収束クラブ（Convergence Clubs）をいことを示している。

（注5）

形成している

。省内の区・県の間には収束は

人口の加重計算に使用するノンパラメトリック

存在せず，かつ集中度の高い左側の山は0未満の

推定は，江蘇省内の各区・県の1人当たりGDPの32

【東アジアへの視点】

ᅗ1ࠉỤ⸽ྛ༊࣭┴ࡢ1990㸪1995㸪2000㸪2005ᖺࡢ1ேᙜࡓࡾGDP࣮࢝ࢿࣝᐦᗘศᕸᅗ

0.8
0.7
1990

0.6

1995

0.5

2000

0.4

2005

0.3
0.2
0.1
2

1.8

1.6

1.4

1.2

1

0.8

0.6

0.4

0.2

0.0

-0.2

-0.4

-0.6

-0.8

-1

-1.2

-1.4

-1.6

-1.8

-2

0
㸦ὀ㸧ᅗ୰ࡢᶓ㍈ࡣxࡢ⠊ᅖࢆ♧ࡍࠋ⦪㍈ࡣx࡟࠾ࡅࡿ㞟୰ᗘࡘࡲࡾᐦᗘࢆ♧ࡍࠋ㸦ฟᡤ㸧➹⪅ィ⟬

選択年次における分布構造を示している。この構

データの当該期間内の各年における状態変化に造は，一方では江蘇省内における各区・県間の経基づいたマルコフ連鎖の推移確率行列を示して済格差を映し出し，一方では異なる5 ヵ年計画期いる。第1列のサンプル数は，各所得階層におけ間における各区・県の経済成長の変化を表している計測件数を示す。例えば，表1におけるサンプ

るが，いずれも従来のβ収束やσ収束から導くこル数「189」は，1990〜2005年の間で一番所得がとはできない。

低い状態であった時の件数である。
「サンプル数」の横に書かれた数字は，5分された各所得状態に

3.3 マルコフ連鎖による推定結果

マルコフ連鎖の推移確率行列は，各区・県の1における「−0.9011」とは，もっとも所得水準の人当たりGDPの分布構造の長期的な変動傾向を分低い階層における相対所得の最高値を示す。各行析するために用いられるが，分布状態の階層数選

列内の数字 ajk は，先に説明したマルコフ推移確

択にかかわってくる重要な問題が存在する。本稿

率，つまり状態 jから状態kへ移る確率であり，対では，各区・県の毎年の1人当たりGDPの分布構

角線上の数字ajj は，状態jにて安定を維持する可造を5分割し，1人当たりGDPの分布構造が長期的能性を示している。最後の行は，このマルコフ連に動態的に変化する傾向を分析する。もし，x i の鎖の推移確率行列から得られたエルゴード分布で値が0付近にある場合にそのエルゴード分布値があり，江蘇省各区・県のxi の分布のうち，特定時最大になれば，収束傾向があることを示している。

期のデータから示された，各区間における確率傾

逆の場合は，収束傾向が存在しないことを示して向を説明するものである。

いる。
表1中の各グループのデータは，そのグループ

33

おける最高値を取ったものであり，例えば，表1

表1からは，次のことが分かる。まず，江蘇省
各区・県のx i のそれぞれの状態が1990〜2005年に2011年 12月

⾲1ࠉỤ⸽┬ࡢ5ศἲ࡟ࡼࡿ᥎⛣☜⋡⾜ิ࠾ࡼࡧ࢚ࣝࢦ࣮ࢻศᕸ

1990㹼2005ᖺ
-0.5495-0.2062ࢧࣥࣉࣝᩘ-0.9011189

0.92060.07410.00530.50820.0000inf
0.0000196

0.12240.82650.05100.00000.0000200

0.01000.09500.82500.07000.0000193

0.00520.00520.06220.84970.0777197

0.00000.00000.00000.08630.9137

࢚ࣝࢦ࣮ࢻศᕸ

0.39900.24320.12620.12180.1097

ࢧࣥࣉࣝᩘ-0.90111990㹼95ᖺ
-0.5495-0.20620.508254

0.83330.14810.01850.0000inf
0.000068

0.17650.75000.07350.00000.000080

0.02500.11250.76250.10000.000056

0.01790.01790.08930.73210.1429670.00000.00000.00000.10450.8955࢚ࣝࢦ࣮ࢻศᕸ

0.2786

0.26910.17000.14410.1382

1995㹼2000ᖺ
-0.5495-0.20620.5082

ࢧࣥࣉࣝᩘ-0.901162

0.93550.06450.00000.0000inf
0.000061

0.04920.91800.03280.00000.000065

0.00000.06150.90770.03080.000068

0.00000.00000.02940.89710.073569

0.00000.00000.00000.08700.9130࢚ࣝࢦ࣮ࢻศᕸ

0.22930.30090.16030.16770.1418ࢧࣥࣉࣝᩘ-0.90112000㹼05ᖺ
-0.5495-0.20620.508273

0.97260.02740.00000.0000inf
0.000067

0.13430.82090.04480.00000.000055

0.00000.10910.81820.07270.000069

0.00000.00000.07250.89860.029061

0.00000.00000.00000.0656

0.9344࢚ࣝࢦ࣮ࢻศᕸ

0.70980.14480.05940.0596

0.0264㸦ὀ㸧⾲ࡢࠕࢧࣥࣉࣝᩘࠖࡢᶓ࡟᭩࠿ࢀࡓᩘᏐࡣ5ẁ㝵࡟ศ๭ࡋࡓᡤᚓ≧ែx i ࡢ࠺ࡕ㸪x i ࡢ᭱㧗್ࢆ♧ࡋࡓࡶࡢ࡛࠶ࡿࠋ
㸦ฟᡤ㸧➹⪅ィ⟬

かけて推移する確率は，対角線上の要素ajj の時

0.9206で，最低所得から次に低い所得状態へ移動に最も大きい値を取る。つまり大多数の区・県する確率は0.0741，中間の所得状態へ移動する確のx i の1990〜2005年にかけての状態は比較的安定率は0.0053だった。次に，エルゴード分布においし，状態が変化する可能性が小さいことを示してて，所得の中間層に分布が集中する傾向が見られいる。例えば，最低所得状態で安定する確率はず，1990〜2005年にかけて江蘇省内の区・県間の34

【東アジアへの視点】

1人当たりGDPに収束傾向が見られなかったと言年という3つの時期における動的変動の傾向をみえる。さらに，0未満の所得階層区間で出現する

る と，1990〜95年，2000〜05年 に 比 べ，1995〜

確率が，他の区間で出現する確率より大きく，こ2000年はエルゴード分布の形状が若干異なっておのことは大多数の区・県が，1990〜2005年にかり，これは1990〜95年，2000〜05年の区・県間收

けて低水準の状態に置かれていたことを示してい入格差が広がり，逆に1995〜2000年の区・県間收る。

入格差が相対的に縮小したことを示している。た

表1の第2グループおよび第4グループは，それだし，全体としては1990〜2005年の区県間経済格

ぞ れ1990〜95年，2000〜05年 の 動 的 変 化 を 示 し差は拡大している。このため，全体としてみれば，ている。第1グループ同様，対角線上の要素ajj の上述の人口ウエイトを考慮したマルコフ連鎖の遷時に最も大きい値を取ることが分かる。つまり，

移行列やエルゴード分布の計算結果については，

1990〜95年，2000〜05年にかけて，大多数の区・いずれも上述の人口ウエイトを考慮したノンパラ

県の1人当たりGDPは一貫して定常状態にあり，メトリックなカーネル密度分布計算の結果と合致

それぞれの状態が変化しない可能性が最も大きかしている。

ったことを示している。同様に，エルゴード分布においても，所得の中間層に分布が集中する傾向

4. 結論および政策的啓発が見られず，この期間に対しても収束傾向は見られなかった。さらに，エルゴード分布の値が0未本稿では，人口ウエイトを考慮した分配アプロ

満の所得階層区間にある確率が最大で，このことーチを用い，中国の省内部における区・県間の収は絶対多数の区・県が低収入状態にあったことを

束性の問題を検討した。江蘇省のデータから，次ここでも示している。

のことが示された。

表1の第3グループは1995〜2000年の動的変化を

第1に，中国における省内部の経済状況として，示しており，次のことが読み取れる。対角線上に区県間の2極分化傾向がみられ，これは1人当たり

おいて要素の値が最大となる。つまり1995〜2000

GDPの分布におけるツイン・ピークス型（2つの山）

年にかけても大多数の区・県で1人当たりGDPが構造やエルゴード分布が中間所得階層に集中して比較的安定し，かつ互いの状態が変化しない可能いないことに現れている。こうした構造は，省内性が最も大きかったことを示している。同様に，部の区県間の経済状況が，貧困・富裕という2つ

エルゴード分布においても，所得の中間層に分布の収束クラブに2分化している構造を説明していが集中する傾向が見られず，この期間に対してもる。中間レベルの区・県は現在消えつつある。こ収束傾向は見られなかった。しかし，他の期間とうした構造が変わらなければ，たとえ各省間の経比べ，所得の2番目に低い階層に分布が集中して済が収束したとしても，経済全体としてみれば貧いることから（0.3009），相対的に所得格差の縮小

困・富裕という異なる階層のクラブが残存してお傾向が見られる。もっとも，エルゴード分布の値

り，こうした収入格差は依然として経済発展の足が0未満の所得階層区間にある確率が最も大きい

かせになる。

ことは，同様に絶対多数の区・県が低収入状態にあったことを示している。
最後に，1990〜95年，1995〜2000年，2000〜05

35

第2に，江蘇省の65区・県を取り上げた研究を通して，2極分化の分布構造が1990〜2005年にかけて異なる動的変動傾向をみせたことが分かっ2011年 12月た。2極分化傾向は1990〜95年，2000〜05年に拡つ的確な調整策を打ち出し，地域間の経済収束を大し，1995〜2000年には縮小したが，1990〜2005

より良い形で促せるようにすべきである。

年全体としては拡大した。このことは，省内部の第3に，省内部の各地域間の経済発展は，バラ区・県の経済発展状況に時期的な特徴があったこ

ンス化のプロセスである。経済が中位レベルにあとを示しており，また各時期における実情や政府る地域数の減少，あるいは低位レベルへの収束傾の政策とも合致している。

向の拡大，さらには2極分化問題の深刻化を防ぎ，第3に，江蘇省のデータからは，絶対多数の区・県が相対的貧困の側に置かれていることが示さ

社会安定へのマイナス影響を食い止めなければならない。

れた。このことは，2極分化の分布構造において，相対的貧困の側の山の高さが富裕側の山の高さよ

注り高いことにも，エルゴード分布において，大多数の値が低レベル区間に置かれていることにも現（注1） 許（2006）参照。

れている。省の大多数の区・県の経済が相対的に（注2） hの選択にあたっては，一方で図形の平滑度を立ち後れているのであれば，現行の経済成長の政考慮する必要があり，その一方で選択した年度

策やモデルを調整し，社会の調和と安定を促す必の図形との比較分析が可能かどうかも考慮しな要がある。

ければならない。2つの要素のバランスを踏ま江蘇省内の区・県の1990〜2005年にかけてのデえた後，本研究ではhが0.27の時に二乗適合の誤ータからえられる結論として，以下のような政策差が最小となることを導き出した。その公式は，的啓示をえた。

ˆ n(xi )) w (xi ) であり，m (x )p (h ) = n −1∑i =1(m (xi ) − m
n i
n

2

第1に，1つの省の内部における地域間の1人当はx付近のある領域におけるサンプルの加重平たりGDPが2極分化傾向にあり，この問題が中国均であり，w ( x i ) はウエイトである。xが取る値

全体の経済収束の成否にかかっている点を強く重の範囲はx i の幅に左右される。

視すべきである。なおかつ，富裕・相対的貧困の（注3） 計算式は yit =Yit ／nitである。うちyit はt 時点にお両極端に置かれた各地域の経済構造にはそれぞれ

けるi区・県の1人当たりGDP；Yit はt 時点におけ異なる特徴があり，富裕地域と相対的に立ち後れるi区・県のGDP；nit はt 時点におけるi区・県のた地域の経済構造を比較分析し，各自の特色に合人口を示す。

わせた政策を取る必要がある。そうしてこそ，地（注4） 1990，1995，2000，2005年の4つの年を選んだ理

域間の経済格差を効果的に縮小し，省内，ひいて由として，1990年は「第8次5 ヵ年計画」のスタは各省間の経済の調和ある発展を促すことができートの年で，1995年は同計画の最終年（第9次5る。

ヵ年計画のスタートの年）であり，1990〜95年

第2に，省内部の区・県間の経済格差を縮小さにかけての分布構造の変化は，第8次5 ヵ年計画

せるには，時宜に見合った経済政策を打ち出し，期間における江蘇省の各県・市における1人当た

各地域の各時期における発展戦略の違いを充分にりGDPの分布構造の変化を反映しているためで考慮し，各時期の基本的な発展状況を充分に認識ある。同様に，1995〜2000年の変化は「第9次5しておかなければならない。これにより，地域間ヵ年計画」期間の，2000〜05年の変化は「第10の経済格差を収束軌道に向かわせるために迅速か

次5 ヵ年」期間中の，各県・市における1人当た36

【東アジアへの視点】

りGDP分布構造の変化を反映している。
（注5） 裕福な区・県と相対的に立ち後れた区・県が，それぞれのグループの中心値付近に集中する形

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で現れること。つまり，1人当たりGDPが平均レ

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ベルより高い区・県の分布の山は0を超える位

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置に集中し，1人当たりGDPが平均レベルを下回

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る区・県の分布の山は0未満の位置に集中する。

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