2024 年 6 月号

東アジアへの視点【所員論考】

中国における農村電子商取引と都市・農村間消費格差－中国・江蘇省の事例から－

Rural E-Commerce and Urban-Rural Consumption inequality in China:
Evidence from Jiangsu Province, China
アジア成長研究所上級研究員

小松翔

Asian Growth Research Institute (AGI), Assistant Professor KOMATSU Sho

要旨
中国において所得や消費などの経済格差は重要な課題であるが，デジタル化が経済格差，
特に消費格差に与える影響は十分に明らかにされていない。本論文は，農村電子商取引が都市・農村間消費格差に与える影響を定量的に明らかにすることを目的としている。本論文は，農村電子商取引の先進地域の 1 つである江蘇省を事例に，2011 年から 2019 年までの県級行政区のパネルデータを用いて農村電子商取引が都市・農村間消費格差に与える影響を実証的に分析する。農村電子商取引の発展は農村電子商取引のクラスターである淘宝村と淘宝鎮の有無および数量で測定し，都市・農村間消費格差は都市常住住民と農村常住住民の 1 人当たり消費支出の比率で測定した。実証分析の結果，淘宝村の有無および数量は都市・農村間消費格差に有意な影響を与えないが，淘宝鎮の有無および数量は都市・農村間消費格差を縮小させることが示された。分析結果から，農村電子商取引の発展が都市・農村間消費格差を縮小させるには一定程度の規模が必要であることが示唆される。さらに，潜在的なメカニズムの分析結果から，淘宝鎮の有無と数量は都市・農村間所得格差を縮小させることが示され，農村電子商取引が農村住民の所得を増加させることが示唆される。
キーワード：中国・江蘇省，農村電子商取引，淘宝村，淘宝鎮，都市・農村間消費格差，
パネルデータAbstract
Economic inequality in income and consumption are important issues in China, but the impact
of digitalization on economic inequality, especially consumption inequality, has not been fully
clarified. This paper aims to quantify the impact of rural e-commerce on the urban-rural
consumption inequality. Taking Jiangsu Province, one of the leading regions in rural53

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e-commerce, as a case, this paper investigates the impact of rural e-commerce on the urbanrural consumption inequality using county-level panel data from 2011 to 2019. The
development of rural e-commerce is measured by the presence and number of Taobao Villages
and Taobao Towns, which are rural e-commerce clusters, and urban-rural consumption
inequality is measured by the ratio of per capita consumption expenditure between urbanhouseholds and rural households. The results indicate that the presence and quantity of Taobao
Villages do not affect urban-rural consumption inequality, but the presence or absence andnumber of Taobao Towns reduce urban-rural consumption inequality. The results suggest thatthe development of rural e-commerce requires a certain scale to narrow urban-rural
consumption inequality. Furthermore, potential mechanisms analysis indicates that thepresence and number of Taobao Town reduces urban-rural income inequality, suggesting thatrural e-commerce increases the income of rural households.

Keywords：Jiangsu Province, China; rural e-commerce; Taobao Village; Taobao Town;
urban-rural income inequality; panel data

1. はじめに
中国は持続的な経済成長を達成しているにもかかわらず，GDP に占める家計消費の割合は，1990 年の 50％から 2000 年の 47％，2010 年には 34％に低下している。2010 年を底にその後はわずかに上昇したが，2020 年に 38％と依然として国際的にも低い水準である。中国の 2022 年の
家計消費の対 GDP 比は 37％と，米国（69％）やドイツ（51％）等の欧米諸国，日本（56％）や韓国（48％），タイ（55％）等のアジア諸国，インド（61％）やブラジル（63％）等の新興国や世界平均（55％）を下回っている（World Bank, 2024）。
さらに，中国では消費格差は過去 30 年間で拡大傾向にあり（Ding and He, 2018; Xia, Li, andSong, 2017），消費格差の拡大は，近年最も顕著な社会的懸念の 1 つである。バランスがとれた経済発展のためには，格差是正に関する研究が必要である（Zhang, Li, and Xiao, 2020）。しかし，
中国における格差に関する多くの先行研究は所得に焦点を当てており，消費格差に関する研究は限られている（Gradín and Wu, 2020）。改革開放以降，中国は著しい経済発展を経験した一方で，都市と農村の明確な二重構造が生まれた。この構造は，都市住民と農村住民の所得格差の拡大をもたらし，最終的には消費格差を生み出した（張・蔡 , 2021）。都市・農村間の格差は，中国全体の消費格差に大きく寄与している（Liu and Li, 2011）。中国国家統計局によると，2021 年において，都市住民 1 人当たり消費支出は 30,307.2 元，農村住民 1 人当たり消費支出は 15,915.6 元で，都市住民と農村住民の消費支出比率は 1.90 である。2013 年以降，同比率は一貫して緩やかに低下してきたが，依然として高止まりしている。異なる地域間，異なる社会集団間の消費格差や所得54

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格差は，質の高い経済発展を制限し，「共同富裕」の達成を妨げる可能性がある。中国共産党中央委員会と中国国務院は，中国社会が直面している「主要な矛盾」は，現在，「不均衡で不十分な発展と，より良い生活を求める人々の増大し続けるニーズとの間にある」と認識している。人々の生活水準と生活の質は，現在の所得よりも福祉と長期的な稼得能力をより直接的かつ正確に測る尺度である消費に依存している（Kakwani et al., 2022）ため，消費格差を研究し，格差是正の方法を探ることが重要である（Jiang, Zeng, and Shi, 2023）。
都市・農村間の格差問題を解決しようとする中，中国政府は「互聯網＋（インターネットプラ
ス）」や「数字郷村（デジタル農村）」といった一連の情報化発展戦略を打ち出しており，情報技術の普及と応用を通じて中国経済・社会の総合的発展の促進を目指している（Li et al., 2021）。また，農村電子商取引注 1）の発展は，2014 年以来毎年，政府の「中央 1 号文件」に取り上げられており，農村電子商取引インフラ建設の改善，電子商取引物流システムの建設強化，農民の持続的な収入増加の促進が要求されている（張 , 2020）。そして，農村部の経済発展を促進し，都市・農村間経済格差を縮小するため，中国政府は 2014 年から，Place-based（場所に根ざした）政策である電子商務進農村総合示範県（農村電子商取引示範県）政策を実施している。同政策は年ごとに実施され，2014 年から 2019 年までに合計 1,231 の県がパイロット県として選定された。同政策のもと，中国の農村部の電子商取引は 2014 年から 2019 年にかけて急成長を遂げた（Zhao,

Liu, and Wang, 2024）。農村部でのオンライン小売（農村網絡零售）売上高は，2014 年には 0.18
兆元，2015 年には 0.35 兆元だったが，2019 年には 1.7 兆元に増加した（商務部 , 2020; Qin et al.,2023）。電子商取引は情報技術の重要な応用として，中国の農村部で急速に発展し，淘宝村，淘宝鎮，農村電子商取引サービスセンター，農村電子商取引工業団地等の新たなものが次々と出現している（Cai et al., 2019; Leong et al., 2016）。電子商取引は，農民の所得を増加させ，都市と農村の発展を統合する重要な方法として，特に東部沿海地域の一部でますます重要性を増している（Qiet al., 2019; Zeng et al., 2017）。中国ではインターネットの発展により電子商取引が急速に発展していることから，最近の研究の多くは，電子商取引が消費や所得に与える影響に焦点を当てている。また，電子商取引が所得格差に与える影響に関する研究も近年急速に蓄積されている。そして，電子商取引と経済的利益との関係を考察した研究のうち，その多くは，電子商取引が農民の所得や経済的利益の向上，貧困削減，都市と農村の均衡ある成長の促進に重要な役割を果たしていることを示している（Qin et al., 2023）。また，電子商取引が消費を促進する可能性があることは多くの研究で示されているが，消費格差に対するその影響は曖昧であり，さらなる研究が必要である（Jiang, Zeng, and Shi, 2023）。
注 1） 電子商取引の定義は OECD によるものが一般的なものとして挙げられる（南方 , 2011）。2001 年の OECD による電子商取引の定義は広義の電子商取引と狭義の電子商取引に分けられる。広義の電子商取引とは，企業，家計，個人，政府，その他の公的・私的組織の間で，コンピュータを介したネットワーク上で行われる財やサービスの売買のことである。財やサービスの注文はネットワーク上で行われるが，支払いや最終的な配送は，オンラインで行われてもオフラインで行われても構わない。狭義の電子商取引とは，企業，家計，個人，政府，その他の公的・私的組織の間で，インターネット上で行われる財やサービスの売買のことである。財やサービスの注文はインターネッ
ト上で行われるが，支払いや財・サービスの最終的な配送は，オンラインで行われてもオフラインで行われても構わない。そして，2001 年の OECD による電子商取引の定義は 2009 年に広義と狭義の定義を 1 つに統合したものに改訂された（OECD, 2011）。

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所得格差に焦点を当てた多くの先行研究とは異なり，本研究では電子商取引と消費格差の関係を検証する。より具体的には農村電子商取引の代理指標として農村におけるネット通販事業のクラスターである淘宝村と淘宝鎮の有無および数量を用いて農村電子商取引と都市・農村間消費格差の関係を実証的に明らかにする。2011 年から 2019 年の江蘇省の県レベルのパネルデータを用
いて固定効果モデルにより推定する。江蘇省を研究対象とした理由は，同省が電子商取引の先進地域の典型例であり，同省における研究は中国の他の省や発展途上国が電子商取引を発展させる
うえで示唆に富むためである。また，同省は統計年鑑から県レベルの都市・農村別 1 人当たり消費支出のデータが時系列で得られる数少ない省の 1 つである。

2. 先行研究のレビューと仮説
2.1 電子商取引に関する先行研究
電子商取引はデジタル経済の重要な一部であり（秦・王・胥 , 2022），電子商取引は現代経済に不可欠な要素となっている（Fan et al., 2018）。電子商取引とは，広義には，インターネットを介した情報，資金，商品の流れを伴う商取引を指す（Li, 2017）。中国は急速に世界最大の電子商取
引市場になった。中国の年間電子商取引総額は，2004 年の 9,300 億元から 2019 年には 34 兆8,100 億元へと 37 倍に増加した（商務部 , 2020）。2017 年のマッキンゼーの報告書によると，中国の全世界における電子商取引の取引額は，10 年前には 1％未満であったものが，現在では 40％
を超え，フランス，ドイツ，日本，英国，米国の合計を上回っている（Woetzel et al., 2017）。オンライン小売売上高はさらに急速に伸びており，2008 年の 1,257 億元から 2016 年には 5 兆 1,556億元となっている。2008 年の中国では，消費財の小売売上高全体の 1％しかオンラインで購入されていなかったが，2016 年には 16％となっている（Luo, Wang, and Zhang, 2019）。オンライン
販売を通じて送られた荷物の数は，2006 年の 10 億個から 2014 年には 100 億個へと 10 倍に増加した（Goldman Sachs, 2018）。国家郵政局によると，2017 年の宅配便取扱件数は約 400 億件だが，その大半は電子商取引に関連したものだった。
電子商取引は，売り手と買い手を即座に結びつけ，取引コストを下げ，消費者の需要に合わせた新たなニッチ市場を創出する能力がある（World Bank and Alibaba, 2019）。先進国，発展途上
国を問わず，また都市部のみならず農村部においても，電子商取引は消費，雇用，起業，貧困緩和を促進する上で重要な役割を果たしている（FAO and ZJU, 2021）。さらに，中国の場合，農村
電子商取引の発展は，特に農村部や遠隔地に住む人々の経済的地位を向上させる機会を提供する
ことで，地域経済と家計生活の両方を改善したと一般的に信じられている（Lin, Xie, and Lv,

2016）。農村電子商取引の発展が貧困の緩和に役立つという信念は広まっており，中国政府や世界銀行等の機関は農村電子商取引を積極的に推進している（Kong, 2019）。
電子商取引の厚生への影響については，主に先進国に焦点を当てた文献で議論されてきた（Hortaçsu, Martínez-Jerez, and Douglas, 2009; Gorodnichenko and Talavera, 2017）。一方では，電子商取引は消費者に従来の小売店よりも低いサーチコスト（探索コスト）とより多様な商品を提56

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東アジアへの視点供することで消費者の厚生を向上させる。また，消費者は，地元に実店舗を持たないオンライン
ストアにアクセスすることで恩恵を享受できる（Dolfen et al., 2023）。他方，電子商取引の激しい競争は，価格への影響を通じて，社会全体の効率と厚生の向上をもたらす可能性がある。しかし，競争の激化は実店舗や小規模な小売業者を圧迫し，オフラインでの買い物を抑制する可能性もある（Luo, Wang, and Zhang, 2019）。
また，電子商取引は農民の移住決定にも重要な影響を与える。Qi et al.（2019）は，中国で最近出現した電子商取引アグリビジネスの集積地である 3 つの農産品淘宝村（アグロ淘宝村）と近隣の非農産品淘宝村（非アグロ淘宝村）の家計調査データを用いて，農産品淘宝村出身であること
が農民の移住決定に影響を与えるかどうかを検証した結果，農産品淘宝村の住民は，非農産品淘
宝村の住民に比べて移住する可能性が 26％低いことを明らかにした。
そして，電子商取引の発展はより高い消費の伸びと関連している。劉・王（2022）は，農村電子商取引が農村住民の消費に与える影響について住民の消費実態と消費潜在力に焦点を当てて実証分析を行った結果，農村電子商取引は，農村住民の実際の消費規模の拡大と消費潜在力の解放の両方を促進することを示した。馬他（2023）は，電子商務進農村総合示範県政策を準自然実験と捉え，電子商取引が農村世帯の消費支出に与える影響とそのメカニズムを実証分析した。その結果，電子商取引は政策の試行期間中に農村世帯の消費支出を促進すること，そして電子商取引
は，主に取引コストの低下，支払い能力の向上，商品の選択の幅の拡大という経路を通じて，家計の消費に影響を与えることが示された。Luo, Wang, and Zhang（2019）は，中国家庭追跡調査（China Family Panel Studies，CFPS）とアリババから入手した県レベルの電子商取引情報をマッチングさせることで，電子商取引の発展が中国の家計消費の伸びをどのように形成してきたかを検証した結果，家計消費の伸びは，初期の地域電子商取引の発展と正の相関があること，そして，
この関係は沿岸部や都市部よりも，発展が遅れている内陸部や農村部の家計の方が強く，特に富裕層よりも貧困層の家計の方が強いことを明らかにした。邱・周（2021）は，清華大学電子商務
交易技術国家工程実験室他が共同発表した「中国電子商務発展指数報告」の電子商務発展指数と2016 年と 2018 年の CFPS のデータベースをマッチングさせ，農村世帯の所得増加における電子商取引の発展の役割を検証した結果，電子商取引の発展は農村世帯の所得を大幅に増加させることを明らかにし，農村住民の雇用と起業を促進することも示された。同様に，郭・熊・趙（2022）
は，CFPS と電子商務発展指数のデータベースをマッチングさせ，電子商取引の発展が農村住民の消費と都市住民の生存型消費水準を引き上げること，およびそのメカニズムとして住民の信頼と幸福感の向上があることを示した。
さらに重要なことは，電子商取引は農民の所得を大幅に押し上げたことである 注 2）
（Li et al.,2021）。陳（2020）は，農村電子商取引の発展が農村住民の所得増加に及ぼすメカニズムを理論的に分析し，①農村住民の伝統的な農産物販売方式を変え，農産物の販売ルートの開拓，②伝統的な生産方式を変え，農村のインフラ投資と建設を促進し，農業工業化の転換と高度化の推進，③運送業，物流等の農村インフラ建設の推進，④雇用の拡大と起業・自営業の促進，の 4 つを提注 2） 但し，電子商取引への参入は家計所得に有意な影響を及ぼさないことを示した研究（Couture et al., 2021）もある。

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東アジアへの視点示した注 3）。また，秦・王・胥（2022）は，農村電子商取引が農家の所得に与える影響を理論的に分析し，①農村世帯の起業活動を促進し，工業所得と商業所得を増加，②非農業の雇用機会を提供し，賃金収入を増加，③土地の譲渡を促進し，土地の譲渡所得を増加，の 3 つを提示した。李・唐・任（2019）は，電子商取引の発展が農家の所得増に与える直接的な影響は，①農産物の流通促進，②農産物の需要拡大，③地元関連産業の発展と雇用の促進，に体現されることを示すとともに，2011 年から 2016 年までの浙江省の 11 地級市の地級市レベルのパネルデータを用いて，オンライン小売総売上高と住民の消費総量で測定した電子商取引の発展とその空間的波及効果は農民の所得成長に有意な正の影響を与え，政府の支援が強ければ強いほどその役割も強くなることを明らかにした注 4）。同様に，唐他（2020）は 2011 年から 2017 年までの 23 省の県レベルのパネ
ルデータを用いて，電子商務進農村総合示範県政策の下で，農民一人当たり所得を約 3.0％引き上げることを示した。村レベルのデータを用いた実証研究においても電子商取引の所得創出効果が示されている。Peng, Ma, and Zhang（2021）は，農業農村部が 2018 年に実施した全国農村固定観察点調査のデータを用いて，電子商務進農村総合示範県政策で測定した農村電子商取引は村の 1
人当たり所得に有意に正の効果をもたらすことを明らかにした。家計レベルのデータを用いた実証研究においても電子商取引の所得創出効果が示されている。曾・郭・金（2018）は，江蘇省沭
陽県の花卉栽培農家の質問紙調査データを用いて，電子商取引の導入は農民の農業所得に大きく貢献し，収益性と販売量の増加が所得創出効果の源泉であることを明らかにした。Luo and Niu（2019）は，世界銀行，アリババ，北京大学が共同で実施した「淘宝村調査」のデータを用い，淘宝村における電子商取引への参入は，世帯収入の増加と関連しており，世帯収入に強い正の効果をもたらすことを示唆している。また，秦・王・胥（2022）は，2017 年の中国家庭金融調査（China Household Finance Survey，CHFS）と阿里研究院が提供する農村電子商取引発展データ
ベースを用いて，村レベルでの電子商取引の有無，100 世帯当たりの電子商取引販売者数，農村における各電子商取引販売者の平均販売量で測定した電子商取引の発展は農村世帯の所得を増加させること，および，メカニズム分析により，電子商取引の発展は起業家精神の水準を高め，非農業雇用を増加させ，土地譲渡の確率を高めることができることを明らかにした。張（2020）は，

2012 年から 2018 年までの CFPS と 2013 年版から 2019 年版までの『中国統計年鑑』を用いて，各省 1 人当たり速達便配達件数で測定した電子商取引の発展は農村住民の所得を増加させること，
電子商取引の発展が農民の異なる種類の所得に与える影響には異質性があること（賃金収入，財産性所得，譲渡性収入に正の影響，家庭経営性収入に負の影響），および非農業部門への就業移転
は電子商取引の発展が農村住民の所得を増加させる重要な経路であることを明らかにした。
近年，中国政府が政策支援を強化した結果，中国の農村電子商取引は急速に発展しており（Liand Qin, 2022），農村電子商取引は大多数の農家に利益をもたらす革新的で望ましい選択肢となっている（Lin, 2019）。農村電子商取引に関する先行研究は豊富であるが，研究内容から見ると，農村電子商取引の発展形態，現状，問題点，影響，決定要因，発展戦略に焦点を当てたものが多く，
注 3） それぞれのメカニズムの詳細については陳（2020）を参照されたい。
注 4） 但し，地域内の淘宝村の数を域内の面積で除して測定した農村電子商取引経済集積度が農民の所得に与える影響は，
逆 U 字型であることが示された。

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農村電子商取引の所得創出効果に関する研究は少ない（Zheng, Yu, and Fu, 2024）。また，電子商
取引の総取引額とオンラインビジネス登録件数の両方が一定の閾値に達した行政村である淘宝村
は，中国における農村電子商取引の発展の顕著な例である（Kong, 2019; Tang, Xiong, and Zhang,2022; Yin and Choi, 2022）。淘宝村は，農産物の市場を推進し，農村の第 2 次・第 3 次産業の割合を高め，農民の所得水準を向上させる主要な方法の 1 つとなっている（Luo and Qiao, 2021）。そうした中，李・王・趙（2021）は，2009 年から 2017 年までの 31 省の県レベルのパネルデータを用いて，県内の淘宝村の数量で測定した農村電子商取引の発展は農民の所得増加を有意に促進し，その効果は東部地域よりも中部・西部地域で大きく，市場化レベルが低い地域よりも高い地域で大きいことを明らかにした。また，Li and Qin（2022）は，2010 年から 2018 年までの浙江
省 57 県の県レベルパネルデータを用いて，県内の全行政村数に占める淘宝村の割合は農村住民の所得を増加させること，およびそのメカニズムとして第 3 次産業の GDP 構成比は媒介効果を持ち，GDP に占める輸出比率は抑制効果を持つことを明らかにした。しかし，農村電子商取引の発展は農村住民の所得を増加させないことを示す研究もある。Tang, Xiong, and Zhang（2022）は，2008 年と 2018 年の県レベルのデータを用いて，県内の全行政村数に占める淘宝村の割合が 30％以上の県（淘宝県と呼ぶ）における都市住民一人当たり可処分所得は，それ以外の非淘宝県よりも平均で約 2,680 元高いが，電子商取引は農村住民の 1 人当たり所得には影響を及ぼさないことを示した。

2.2 電子商取引と都市・農村間所得格差に関する先行研究
農村電子商取引と都市・農村間所得格差の関係に関する研究は少なく（Li et al., 2021; Yin andChoi, 2022），これらの研究はコンセンサスを欠いている。したがって，電子商取引の発展が発展途上国における都市・農村間所得格差を効果的に縮小できるかどうかは明らかではない。農村電子商取引と都市・農村間所得格差の関係については，2 つの対立する見方がある。一方では，農村
電子商取引は都市・農村間所得格差を拡大させる。張・韓（2017）は，2002 年から 2013 年までの 31 省の省レベルの動学的パネルデータを用いて，速達事業の取扱高で測定した電子商取引の発展は都市と農村の住民の所得水準を引き上げるが，都市・農村間所得格差を拡大することを示した。また，Liu and Zhou（2023）も，2014 年から 2019 年までの 288 地級市の地級市レベルのパネルデータを用いて，行政村に占める淘宝村のカバー率で測定した農村電子商取引は都市・農村
間所得格差を拡大することを示した。
他方で，農村電子商取引が都市・農村間所得格差を縮小させる可能性を示す研究もある（Li etal., 2021）。陳・湯・唐（2023）は，2011 年から 2017 年までの 23 省の県レベルのパネルデータ
を用いて，「全国農村電子商取引総合実証プロジェクト」の政策ダミー変数で評価した農村電子商取引政策が，都市・農村間所得格差を縮小させることを示した。賀（2020）は，2015 年から2019 年までの 31 省の省レベルのパネルデータを用いて，淘宝村の数に基づいて評価される農村
電子商取引の発展は，都市・農村間所得格差を縮小させることを明らかにした。同様に，Yin andChoi（2022）は，2002 年から 2018 年までの 27 省の省レベルのパネルデータを用いて，1 人当た592024 年 6 月号

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りの速達配達量で測定した電子商取引が，都市・農村間所得格差の縮小に寄与することを明らかにした。さらに，張（2019）は，2012 年から 2016 年までの 28 省の省レベルパネルデータを用
いて，インターネット取引量で測定した電子商取引の発展が，地域内および都市・農村間の所得格差の縮小に寄与することを明らかにした。鮑・施（2022）は，2013 年から 2019 年まで 25 省の省レベルのパネルデータを用いて，淘宝村の数で測定した農村電子商取引の発展は，都市住民と農村住民の所得格差の縮小に寄与すること，この効果には地域差があり，電子商取引経済が発展している地域ほどその効果が顕著であることを明らかにした。
以上の対立する 2 つの見方に加えて，電子商取引と都市・農村間所得格差との間に非線形の関係（U 字型や逆 U 字型）があることを示した研究も一部ある。Li et al.（2021）は 2011 年から2018 年までの浙江省における 11 地級市のパネルデータを用いて，オンライン小売売上高の対GDP 比で測定した電子商取引の発展は都市・農村間所得格差に対して逆 U 字型の効果を持つ一方で，浙江省は逆 U 字型の曲線の左側に位置していることを明らかにした。

2.3 電子商取引と都市・農村間消費格差に関する先行研究
ほとんどの研究は，電子商取引が消費を促進する可能性があることに合意しているが，消費格差に対する電子商取引の効果は曖昧である（Jiang, Zeng, and Shi., 2023）。消費に対する電子商取引の正の効果は，小規模で遠隔地の都市や農村部の住民に対してより強かったため，電子商取引
は消費格差を縮小させる可能性があることを示した研究もある（Fan et al., 2018; Luo, Wang, andZhang, 2019; Couture et al., 2021）。電子商取引が消費格差の縮小に貢献した主なメカニズムは，農村部における製品の多様性の潜在的な増加，価格の下落，電子商取引によって創出された雇用や 起 業 の 機 会 か ら も た ら さ れ る 正 の 所 得 効 果 で あ る（Fan et al., 2018; Jo, Matsumura, andWeinstein, 2022; Luo and Niu, 2019）。しかし，電子商取引は消費格差を縮小させることができず，むしろ拡大させるという逆の結果を示す先行研究もある。Zhang, Li, and Xiao（2020）は，2010
年から 2016 年の中国家庭追跡調査（CFPS）で入手可能な 155 の県レベルのパネルデータを用いて，インターネット普及が中国におけるジニ係数で測定した消費格差を拡大させることを示した。
所得格差と比較すると，消費格差に関する実証研究は限られているが，最近になって研究者が消費格差をより重要な問題として取り組み始めている（Attanasio and Pistaferri, 2016）。こうした中，Liu et al.（2024）は，所得格差のみならず消費格差にも重点を置き，2002 年から 2019 年までの 31 省の省レベルのパネルデータを用いて，電子商取引が都市・農村間経済格差に与える影響を実証分析した結果，各種商品の配送量を居住者の人口規模で除することで測定した包括的なデジタル技術に伴う電子商取引の拡大は，タイル指数で測定した都市・農村間所得格差と都市・農村間消費格差を縮小する（統計的有意に負の影響を与える）ことが示された。また，張・陳（2021）は，2015 年から 2019 年までの 25 省の省レベルのパネルデータを用いて，淘宝村の数量で測定した農村電子商取引の発展はタイル指数で測定した都市・農村間消費格差を縮小することが示された。熊他（2022）は，2013 年から 2018 年までの 31 省の省レベルのパネルデータを用
いて，清華大学電子商務交易技術国家工程実験室他による電子商務発展指数で測定した電子商取602024 年 6 月号

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引の発展は，都市・農村間消費支出比率（都市住民と農村住民の一人当たり消費支出の比率）で測定した都市・農村間消費格差を縮小すること，そしてその影響は減少した後に増加する「U 字型」の傾向があることを示した。また，媒介効果分析によると，電子商取引の発展は技術革新を促進し，都市・農村間所得格差を縮小し，都市・農村間消費格差を緩和することができる。一方，
李・呉・聶（2020）は，2014 年から 2018 年までの 31 省の省レベルのパネルデータを用いて，「中国電子商務発展指数報告」の電子商務発展指数で測定した電子商取引の発展は，タイル指数で測定した都市・農村間消費格差を縮小させるのではなく，むしろ悪化させたことを明らかにした。
最後に，地域レベルの消費格差に焦点を当てた先行研究とは異なり，消費格差に対する電子商取引の影響に関する家計レベルの研究もある。Jiang, Zeng, and Shi（2023）は，2014 年，2016
年，2018 年の CFPS のパネルデータを用いて，消費格差に対する電子商取引の影響を実証分析した結果，家計の年間オンライン支出で測定した電子商取引はカクワニ指数で測定した家計の消費格差を縮小できることが示された。さらに，メカニズム分析によると，電子商取引は家計の所得格差を縮小し，低所得世帯の購買力を高め，オフライン市場へのアクセスが限られている世帯の消費を促進し，それによって消費格差を縮小することができる。

2.4 農村電子商取引の発展の指標としての淘宝村と淘宝鎮
淘宝村と淘宝鎮は，中国農村部における電子商取引発展の特殊な現象である（World Bank andAlibaba, 2019）。アリババのシンクタンクである阿里研究院は，農村電子商取引のクラスターとして①経営場所が行政村，②年間の電子商取引総額が 1,000 万元以上，③アクティブなオンライン
ショップが 100 以上，または村の全戸数の 10％以上，これらの条件を満たす村を淘宝村と定義している（阿里研究院・阿里新郷村研究中心 , 2016）。淘宝鎮について，阿里研究院の認定基準注 5）は①淘宝村が 3 つ以上ある郷鎮または街道，または②淘宝村の有無にかかわらず，Alibaba のプ
ラットフォーム上で年間電子商取引売上高が 3,000 万元以上，アクティブなオンラインショップが 300 店以上ある郷鎮，を満たすことである。2018 年 7 月から 2019 年 6 月までの 1 年間で，淘宝村と淘宝鎮のオンラインショップの年間売上高は合わせて 7,000 億元を超え，全国の農村のネッ
ト小売売上高の 50％近くを占め，アクティブなネットショップの数は 244 万に達し，683 万以上の就業機会につながった（阿里研究院 , 2019）。通常，村や鎮は農村に分類されるため，淘宝村と淘宝鎮は，農村電子商取引の発展を示す明確かつ合理的な指標である（Qin and Fang, 2022）。図

1 は全国と江蘇省の淘宝村の推移，図 2 は全国と江蘇省の淘宝村の推移を示している。なお，「淘宝」と呼ばれるのは，オンライン小売の GMV（流通取引総額）を計算するために使用される統計が，主要なマーケットプレイスとして Taobao.com から取られているためである（Kong, 2019）。

Taobao.com は，消費者がより多くの種類の商品を購入しやすくするだけでなく，販売者にも実店舗や大資本がなくても商品を販売できる場を提供している。第一世代の売り手はインターネット
注 5） 過去には，淘宝村が 3 つ連なるものを淘宝鎮と呼んでいたが，2019 年により科学的な定義の調整を行った。ある鎮がタオバオ村 3 つ分の規模（売上高 3,000 万元，オンラインショップ 300 店）に達したら，淘宝村の有無に限らず，淘宝
鎮と呼ぶことにする。新しい定義の下では，2019 年 6 月末までに，淘宝鎮の数は 1,118 に達した（阿里研究院 , 2019）。

61

2024 年 6 月号

東アジアへの視点

図 1 全国と江蘇省の淘宝村の推移（単位：村）
8,000

35.0%

7,000

30.0%

6,000

25.0%

5,000

20.0%

4,000
15.0%

3,000

10.0%

2,000

5.0%

1,000
0

2009

2013

2014

2015

2016

2017

2018

2019

2020

2021

0.0%

年
淘宝村数量（全国）

淘宝村数量（江蘇省）

江蘇省の対全国比（出所）南京大学空間計画研究中心・阿里新郷村研究中心（2018）および阿里研究院（2021）をもとに筆者作成

図 2 全国と江蘇省の淘宝鎮の推移（単位：鎮）
18.0%

2,500

16.0%
2,000

14.0%
12.0%

1,500

10.0%
8.0%

1,000

6.0%
4.0%

500

2.0%
0

2014

2015

2016

2017

2018

2019

2020

2021

年
淘宝鎮数量（全国）

淘宝鎮数量（江蘇省）

江蘇省の対全国比（出所）南京大学空間計画研究中心・阿里新郷村研究中心（2018）および阿里研究院（2021）をもとに筆者作成

62

0.0%

2024 年 6 月号

東アジアへの視点にアクセスできる都市住民だったが，インターネットが農村に浸透するにつれ，農村部の人件費，資本金，生活費が安いという利点を生かして，農村での売り手が増加した。同じ村の多くの販売者が同じ商品，あるいは非常に似た商品を販売することが非常に多い。そして，村が販売する主
要商品のサプライチェーンに沿った関連ビジネスや，ウェブページのデザインやメンテナンス，
配送，金融サービス，写真，ビデオ，画像処理，ブランドや経営のコンサルティング，法律サー
ビス等のサポートビジネスが同じ村に出現した（Qi, Zheng, and Guo, 2019）。
農村電子商取引の発展モデルとして，淘宝村と淘宝鎮の機能は類似している。一方では，淘宝村や淘宝鎮の称号を得ることは，その地域の特産品や産業に対する消費者の認識を反映し，強い風評効果がある。したがって，淘宝村や淘宝鎮の発展は，地元の電子商取引ビジネスの急速な発展を促進し，地元の農民の収入を増加させる可能性がある。一方，淘宝村や淘宝鎮は，県内の他の村や鎮の電子商取引の発展や経済活動に正または負の波及効果をもたらし得る。淘宝村や淘宝鎮は，近隣の村や鎮の要因や産業と相互作用することによって，経済を牽引し実証する効果を発揮することもあれば，「吸い上げ」効果によって他の村や鎮に負の影響を与えることもある（高・荣・紀 , 2021）。

2.5 仮説
電子商取引が消費者行動を大きく変化させる中，電子商取引が消費者に利益をもたらす可能性のあるメカニズムがいくつかある。第 1 に，EC プラットフォームは，オフラインでは入手できない製品や新規参入企業の製品など，より多様な製品を消費者に提供する（Brynjolfsson, Yu, andSmith, 2003）。第 2 に，インターネットや電子商取引の導入は，消費者と商品のマッチングの質を向上させ（Ellison and Ellison, 2018），価格を引き下げるかもしれない（Brown and Goolsbee,

2002）。さらに，競争が激化することで，ネット通販における価格のばらつきが小さくなるかもしれない（Zhang, Li, and Xiao, 2020）。特に，農村電子商取引は，時間と空間の制約を取り除き，取引コストを削減し，農村住民を全国市場と結びつけることで商品選択の幅を拡大し，農村住民の購買意欲を満たす（馬他 , 2023）。その結果，都市・農村間消費格差が縮小する。
さらに，電子商取引は農民の所得を増加させた（Li et al., 2021; 陳 , 2020; 李・唐・任 , 2019）。
電子商取引の発展は，農村世帯の起業活動を促進し，非農業の経営活動を通じた収入を増加させるとともに，非農業の雇用機会を提供し，賃金収入を増加させることができる（秦・王・胥,2022）。電子商取引によって創出された雇用や起業の機会が農村住民にもたらす正の所得効果があり（Luo and Niu, 2019），農村世帯所得の増加によって間接的に農村住民の消費が促進される。その結果，都市・農村間消費格差が縮小する。
李・邢（2020）の理論的分析によれば，農村部と都市部ではサーチコストが異なるため，消費行動が伝統的な実体市場から電子商取引市場に移行した場合，農村住民は都市住民よりも大きな
効用利益を得ることになる。電子商取引が住民の消費に浸透すれば，農村住民の消費が促進され，都市部と農村部の消費格差が縮小する。同時に，標準化されたオペレーションシステムと関連支
援施設の不足により，農産物の都市への販売と工業製品の農村への販売の間には大きな隔たりが632024 年 6 月号

東アジアへの視点ある。企業における電子商取引の普及は，都市部の工業製品の農村部への販売を助長するため，
都市・農村間の消費格差を拡大する。換言すると，電子商取引市場の発展は，都市・農村間消費格差に 2 つの全く逆の効果をもたらすが，その正味の効果は都市・農村間消費格差を縮小することである（李・邢 , 2020）。
以上を踏まえて，仮説 1 を提示する。
仮説 1 農村電子商取引は都市・農村間消費格差を縮小する。

3. 実証分析の方法
3.1 データ2012 年版から 2020 年版の『江蘇統計年鑑』を用いて構築した 2011 年から 2019 年までの 41（22 県級市，19 県）の県レベルのパネルデータを用いる。江蘇省には県レベルの行政区画が 96（55 市轄区，22 県級市，19 県）あるが，市轄区のデータが江蘇統計年鑑から入手できないため除外した。また，淘宝村および淘宝鎮の数量についてはアリババのシンクタンクである阿里研究院
が公表している淘宝村名単（リスト）と淘宝鎮名単を用いた。

3.2 推計方法
lnInequalityit = β 0 + β 1 Taobaoit + β 2 X it + μ i + ε it ,（1）

Inequality は都市・農村間消費支出比率（都市常住住民の 1 人当たり消費支出と農村常住住民の 1
人当たり消費支出の比率），Taobao は淘宝村と淘宝鎮の有無および数量である。X はコントロール
変数で，都市化率（郷村以外の戸数が総戸数に占める比率），貿易依存度，産業構造（第 2 次産業と比較した第 3 次産業のシェア），女性人口比率，1 人当たり GDP，一般公共予算支出対 GDP 比率，都市・農村常住住民所得比率である。μは県固定効果，εは誤差項である。また，分析期間中に生じた経済全体に影響を与えた景気循環や構造変化などの影響をコントロールするために，「新常態」注 6）の期間効果（2014 年以降に 1 をとるダミー変数）を導入した。
推定方法について，パネルデータ分析では固定効果モデルか変量効果モデルのどちらが適切か決定する必要がある。経済学などの社会科学の実証分析では変量効果の仮定である説明変数との無相関という仮定は満たされないことが通常のため，一般論としては固定効果としてモデル化した方が適切である（奥井，2015）ことを踏まえ，本研究では固定効果モデルにより推計する。

3.3 変数設定
被説明変数は都市・農村間消費支出比率である。都市・農村間消費支出比率は都市常住住民 1
注 6） 中国経済が高度成長期を終えて中高速成長期という新たな段階に入っていることを示す経済用語で，2014 年 5 月に習近平国家主席が河南省を視察した際に初めて用いられた。

642024 年 6 月号

東アジアへの視点

人当たり消費支出と農村常住住民 1 人当たり消費支出の比率で測定される。この比率が高いほど格差は大きくなる。
説明変数は農村電子商取引で，①淘宝村および淘宝鎮の有無と②淘宝村および淘宝鎮の数量で測定する。
コントロール変数については先行研究とデータの入手可能性を考慮し，都市化率（郷村以外の戸数が総戸数に占める比率），貿易依存度，産業構造（第 2 次産業と比較した第 3 次産業のシェア），女性人口比率，1 人当たり GDP，一般公共予算支出対 GDP 比率，都市・農村常住住民所得比率である。表 1 でこれらの変数の定義を示している。
表1

変数の説明

変数

説明

被説明変数

Real urban-rural consumption
inequality

都市常住住民 1 人当たり実質消費支出と農村常住住民 1 人当たり
実質消費支出の比率

メカニズム分析における被説
明変数

Real income inequality

都市常住住民 1 人当たり実質可処分所得と農村常住住民 1 人当たり実質可処分所得の比率

Real rural consumption

農村常住住民 1 人当たり実質消費支出

Rural Engelʼs coefﬁcient

農村常住住民エンゲル係数

説明変数

Taobao Village dummy

淘宝村の有無（1 ＝あり；0 ＝なし）

Number of Taobao Villages

淘宝村の数量Taobao Town dummy

淘宝鎮の有無（1 ＝あり；0 ＝なし）

Number of Taobao Towns

淘宝鎮の数量コントロール変数

Urbanization

都市化率（郷村以外の戸数が総戸数に占める比率）

Trade dependency ratio

貿易依存度

Industrial structure

第 2 次産業と比較した第 3 次産業のシェア

Female ratio

女性人口比率（女性人口が年末戸籍人口に占める比率）

Real GDP per capita

1 人当たり実質 GDP

Fiscal expenditure

一般公共予算支出対 GDP 比率

Real income inequality

都市常住住民 1 人当たり実質可処分所得と農村常住住民 1 人当たり実質可処分所得の比率652024 年 6 月号

東アジアへの視点

表2

基本統計量

変数

Real urban-rural consumption inequality
Real rural consumption
Rural Engelʼs coefﬁcient
Taobao Village dummy
Number of Taobao Villages
Taobao Town dummy
Number of Taobao Towns
Urbanization
Trade dependency ratio
Industrial structure
Female ratio
Real GDP per capita
Fiscal expenditure
Real income inequality

観測数

平均値

標準偏差

最小値

最大値

369
369
369
369
369
369
369
369
369
369
369
369
369
369

0.525
9.214
­1.113
0.344
0.580
0.173
0.214
­1.226­2.130­0.118­0.70911.029­2.123
0.631

0.182
0.355
0.106
0.476
1.000
0.379
0.527
0.302
0.960
0.174
0.028
0.519
0.329
0.091

0.056
8.357
­1.570
0.000
0.000
0.000
0.000
­1.946­4.087­0.551­0.7729.897­2.851
0.447

1.058
9.976
­0.889
1.000
4.727
1.000
2.708
­0.3740.820
0.292­0.65812.219­1.531
0.809（注）Taobao Village dummy と Taobao Town dummy を除き，自然対数をとっている。
（出所）『江蘇統計年鑑』をもとに筆者算出

4. 実証分析の結果
4.1 農村電子商取引が都市・農村間消費格差に与える影響
表 3 は，固定効果モデルで農村電子商取引が都市・農村間消費格差に与える影響を分析した結果である。推計では固定効果モデルによって県の固有効果がコントロールされるため，時間不変の要因による逆の因果性について考慮している注 7）。
（1）から（3）列目にあるように，淘宝村の有無と数量で測定した農村電子商取引と都市・農村
間消費比率で測定した都市・農村間消費格差との関係は統計的に有意ではなかった。一方，（4）から（6）列目にあるように，淘宝鎮の有無と数量の係数は 5％または 1％水準で有意に負であり，淘宝鎮の存在と淘宝鎮の増加が都市・農村間消費格差を縮小させることを示している。したがって，淘宝鎮に関する分析結果は仮説 1 を支持している。これらの結果から，村レベルの農村電子
商取引のクラスターである淘宝村は都市・農村間消費格差に影響を与えないが，より大規模な郷
鎮レベルの農村電子商取引のクラスターである淘宝鎮は都市・農村間消費格差を縮小させるため，
農村電子商取引が格差是正に寄与するには一定以上の規模が必要であることが示唆される。その背景の 1 つとして考えられるのは，県を分析単位としたとき，農村電子商取引によって低所得世
帯や遠隔地在住世帯等の弱い立場にある世帯が，より少ないサーチコストと価格で，より多様な
注 7） 但し，時間可変の要因による逆の因果性には対処できておらず，この点については今後の課題である。

66

2024 年 6 月号

東アジアへの視点

表3

農村電子商取引が都市・農村間消費格差に与える影響（1）

VARIABLES
Taobao Village dummyLn（number of Taobao Villages）

0.013（0.027）（2）（3）­0.016­0.018（0.013） （0.013）

Ln（industrial structure）
Ln（female ratio）
Ln（real GDP per capita）
Ln（ﬁscal expenditure）
Ln（real income inequality）
New normal period dummy
Constant

Observations
R-squared
Number of county_id
Within R-squared
Between R-squared
Overall R-squared（6）­0.045**（0.020）Ln（number of Taobao Towns）

Ln（trade dependency ratio）（5）

Ln（real urban-rural consumption inequality）

Taobao Town dummyLn（urbanization）（4）­0.036** ­0.043***（0.014） （0.015）

0.086
0.123
0.111
0.121
0.131
0.126
（0.116） （0.109） （0.114） （0.111） （0.112） （0.113）
0.007
0.008
0.014
0.008
0.010
0.015
（0.023） （0.023） （0.023） （0.022） （0.022） （0.023）­0.069­0.050­0.151*­0.071­0.060 ­0.149**（0.081） （0.082） （0.078） （0.073） （0.077） （0.072）
1.063
1.174
1.083
1.285
1.304
1.260
（1.728） （1.687） （1.796） （1.791） （1.775） （1.899）­0.231*** ­0.222***­0.194*** ­0.202***（0.069） （0.067）（0.065） （0.065）­0.050­0.035­0.025­0.0240.060
0.064（0.059） （0.059） （0.059） （0.056） （0.058） （0.058）
0.441
0.355
0.695
0.279
0.281
0.555
（0.524） （0.498） （0.530） （0.493） （0.484） （0.507）­0.038­0.028 ­0.068*** ­0.038­0.038 ­0.074***（0.024） （0.024） （0.025） （0.024） （0.024） （0.024）
3.576*
3.701**
1.185
3.538*
3.653**
1.433（1.843） （1.767） （1.369） （1.827） （1.801） （1.451）
369
0.428
41
0.428
0.066
0.193

369
0.435
41
0.435
0.102
0.221

369
0.400
41
0.400
0.013
0.024

369
0.441
41
0.441
0.084
0.212

（注 1）***，**，* はそれぞれ 1％，5％，10％の水準で統計的有意であることを示している。
（注 2）括弧内は県レベルでのクラスターロバスト標準誤差である。
（出所）筆者作成

67

369
0.443
41
0.443
0.102
0.224

369
0.416
41
0.416
0.013
0.028

2024 年 6 月号

東アジアへの視点

商品にアクセスし，都市住民と比較して相対的により多く消費できるようになるには，村レベルを超えて郷や鎮を基盤とした電子商取引の発展が効果的であるということである。淘宝鎮に関する分析結果は，電子商取引が消費格差を縮小することを示した先行文献（Liu et al., 2024; 張・陳 ,2021）と一致している。

4.3 メカニズム分析
表 2 のベンチマーク回帰の結果は，農村電子商取引が都市・農村間消費格差を緩和する上で正の役割を果たしていることを示している。本節では，電子商取引がどのように消費格差に影響を与えるかを理解するために，潜在的なメカニズムを探る。
潜在的なメカニズムの 1 つに，農村電子商取引によって創出された雇用や起業の機会が農村住
民 1 人当たり可処分所得を増加させる結果，都市・農村間所得格差が縮小し，消費格差が縮小するということがある。電子商取引と家計所得に関する先行研究は，電子商取引によって創出された雇用と起業の機会が正の所得効果をもたらし得ることを示している（Huang et al., 2018; Luoand Niu, 2019; Qin and Fang, 2022）。電子商取引は，起業の教育や技能への依存度を低下させ，低学歴世帯や農村世帯に起業の可能性を生み出し，最終的に彼らの営業所得の増加につながる。
また，遠隔地や農村部の業者や農家は，電子商取引を通じてより大きな市場にアクセスすることもできる。市場規模の拡大は，川上・川下産業の発展，さらには地域全体の発展を牽引し，それによって柔軟で包括的な雇用機会を創出し，賃金収入を増加させることができる（Jiang, Zeng,

and Shi., 2023）。
表 4 は固定効果モデルで農村電子商取引が都市・農村間所得格差に与える影響を分析した結果である。
（4）から（6）列目にあるように，淘宝鎮の有無と数量の係数は 5％または 1％水準で有意に負であり，淘宝鎮の存在と淘宝鎮の増加が都市・農村間所得格差を縮小させることを示している。農村電子商取引が農村住民の所得を増加させることで都市・農村間所得格差が縮小することが示唆される。表 4 の結果は先行研究（Jiang, Zeng, and Shi., 2023; 陳・湯・唐 , 2023; 鮑・施 ,2022）の知見と一致している。消費格差に関する文献は，所得格差を縮小することが消費格差を縮小する上で重要な役割を果たすことを示している（Aguiar and Bils, 2015; Ding and He, 2018）。
したがって，農村電子商取引は所得格差の縮小によって消費格差の縮小に寄与することが示唆される。
次に，農村電子商取引が農村住民 1 人当たりの消費支出を増加させるかを明らかにする。本研
究で測定する都市・農村間消費格差は都市住民 1 人当たり消費支出と農村住民 1 人当たり消費支出の比率である。すなわち，都市・農村間消費格差を縮小するためには，農村電子商取引によって，農村住民一人当たり消費支出が都市住民 1 人当たり消費支出よりも相対的に増加することが必要である。表 5 は固定効果モデルで農村電子商取引が農村住民 1 人当たり消費支出に与える影響を分析した結果である。
（2）から（6）列目にあるように，淘宝村の数量，淘宝鎮の有無と数量の係数は 5％または 1％水準で有意に正であり，淘宝村の数量，淘宝鎮の存在と数量のそれぞれが農村住民 1 人当たり消費支出を増加させることを示している。農村電子商取引によって，農村住682024 年 6 月号

東アジアへの視点

表4

農村電子商取引が都市・農村間所得格差に与える影響（1）

VARIABLES
Taobao Village dummyLn（number of Taobao Villages）

0.000（0.005）（2）（3）­0.004­0.005*（0.002） （0.002）

Ln（industrial structure）
Ln（female ratio）
Ln（real GDP per capita）
Ln（ﬁscal expenditure）
New normal period dummy
Constant

Observations
R-squared
Number of county_id
Within R-squared
Between R-squared
Overall R-squared（6）­0.011**（0.005）Ln（number of Taobao Towns）

Ln（trade dependency ratio）（5）

Ln（real urban-rural income inequality）

Taobao Town dummyLn（urbanization）（4）­0.007** ­0.009***（0.003） （0.003）

0.008
0.016
0.014
0.016
0.016
0.016
（0.027） （0.028） （0.026） （0.026） （0.026） （0.024）­0.001­0.001­0.000­0.0000.001
0.001（0.003） （0.003） （0.004） （0.003） （0.003） （0.003）­0.061*** ­0.057*** ­0.083*** ­0.060*** ­0.058*** ­0.081***（0.019） （0.018） （0.015） （0.018） （0.018） （0.014）
0.165
0.181
0.174
0.206
0.203
0.205*（0.152） （0.151） （0.140） （0.124） （0.132） （0.117）­0.048*** ­0.046***­0.038*** ­0.041***（0.013） （0.014）（0.012） （0.012）
0.011
0.014
0.036**
0.017
0.016
0.036**（0.016） （0.016） （0.016） （0.017） （0.016） （0.015）­0.005­0.003 ­0.012** ­0.005­0.005 ­0.013**（0.006） （0.005） （0.005） （0.005） （0.005） （0.005）
1.307*** 1.310*** 0.852*** 1.246*** 1.280*** 0.876***（0.169） （0.161） （0.103） （0.141） （0.148） （0.088）
369
0.548
41
0.548
0.197
0.038

369
0.557
41
0.557
0.180
0.029

369
0.524
41
0.524
0.000
0.028

369
0.566
41
0.566
0.160
0.012

（注 1）***，**，* はそれぞれ 1％，5％，10％の水準で統計的有意であることを示している。
（注 2）括弧内は県レベルでのクラスターロバスト標準誤差である。
（出所）筆者作成

69

369
0.563
41
0.563
0.170
0.017

369
0.537
41
0.537
0.005
0.039

2024 年 6 月号

東アジアへの視点

表5

農村電子商取引が農村住民 1 人当たり消費支出に与える影響（1）

VARIABLES
Taobao Village dummyLn（number of Taobao Villages）

（2）

（3）

Ln（urbanization）
Ln（trade dependency ratio）
Ln（industrial structure）
Ln（female ratio）
Ln（real GDP per capita）
Ln（ﬁscal expenditure）
Ln（real income inequality）
New normal period dummy
Constant

Observations
R-squared
Number of county_id
Within R-squared
Between R-squared
Overall R-squared（5）

Ln（real rural consumption）

（6）

0.015
（0.020）0.024** 0.029**（0.010） （0.012）

Taobao Town dummyLn（number of Taobao Towns）（4）

0.049***（0.016）0.042*** 0.066***（0.012） （0.015）­0.021­0.064­0.028­0.050­0.065­0.048（0.102） （0.103） （0.148） （0.096） （0.097） （0.131）­0.007­0.008­0.024­0.008­0.010­0.026（0.020） （0.019） （0.024） （0.019） （0.019） （0.024）
0.205*** 0.193** 0.481*** 0.220*** 0.207*** 0.479***（0.075） （0.074） （0.088） （0.069） （0.069） （0.076）­0.349­0.420­0.158­0.517­0.552­0.420（1.229） （1.270） （1.611） （1.399） （1.392） （1.795）
0.638*** 0.635***
0.605*** 0.612***（0.060） （0.059）（0.058） （0.057）
0.173*** 0.156** ­0.115* 0.150** 0.147** ­0.120*（0.060） （0.058） （0.065） （0.058） （0.058） （0.061）­1.559*** ­1.429*** ­2.400*** ­1.375*** ­1.365*** ­2.196***（0.432） （0.410） （0.660） （0.403） （0.387） （0.602）
0.028
0.024
0.137*** 0.037*
0.037* 0.147***（0.019） （0.020） （0.027） （0.019） （0.018） （0.024）
3.238** 3.049** 10.235*** 3.272** 3.139** 9.876***（1.252） （1.218） （1.248） （1.286） （1.267） （1.359）
369
0.897
41
0.897
0.482
0.608

369
0.902
41
0.902
0.531
0.643

369
0.814
41
0.814
0.250
0.001

369
0.902
41
0.902
0.502
0.623

（注 1）***，**，* はそれぞれ 1％，5％，10％の水準で統計的有意であることを示している。
（注 2）括弧内は県レベルでのクラスターロバスト標準誤差である。
（出所）筆者作成

70

369
0.904
41
0.904
0.513
0.630

369
0.824
41
0.824
0.288
0.001

2024 年 6 月号

東アジアへの視点

表6

農村電子商取引が農村住民のエンゲル係数に与える影響（1）

VARIABLES
Taobao Village dummyLn（number of Taobao Villages）（2）（0.005） （0.006）

Ln（industrial structure）
Ln（female ratio）
Ln（real GDP per capita）
Ln（ﬁscal expenditure）
Ln（real income inequality）
New normal period dummy
Constant

Observations
R-squared
Number of county_id
Within R-squared
Between R-squared
Overall R-squared（6）­0.029***（0.010）Ln（number of Taobao Towns）

Ln（trade dependency ratio）（5）­0.016*** ­0.017***

Taobao Town dummyLn（urbanization）（4）

Ln（rural Engelʼs coefﬁcient）­0.016（0.015）（3）­0.023*** ­0.029***（0.007） （0.007）

0.018
0.045
0.035
0.033
0.039
0.035
（0.048） （0.045） （0.053） （0.044） （0.044） （0.049）
0.002
0.003
0.007
0.003
0.004
0.008
（0.011） （0.011） （0.011） （0.011） （0.011） （0.011）­0.081­0.076 ­0.154** ­0.093­0.086 ­0.158**（0.060） （0.061） （0.060） （0.061） （0.062） （0.062）­0.342­0.309­0.381­0.263­0.254­0.289（0.406） （0.398） （0.417） （0.408） （0.397） （0.433）­0.175*** ­0.174***­0.157*** ­0.163***（0.034） （0.032）（0.032） （0.031）­0.037­0.026­0.024­0.0240.048
0.047（0.031） （0.030） （0.036） （0.029） （0.028） （0.034）­0.070­0.159­0.178­0.1750.107
0.046（0.230） （0.224） （0.294） （0.219） （0.216） （0.270）­0.047*** ­0.046*** ­0.077*** ­0.054*** ­0.054*** ­0.083***（0.013） （0.013） （0.013） （0.013） （0.014） （0.013）
0.592
0.722 ­1.247*** 0.574
0.648 ­1.144***（0.555） （0.503） （0.384） （0.546） （0.522） （0.377）
369
0.651
41
0.651
0.372
0.483

369
0.662
41
0.662
0.385
0.488

369
0.622
41
0.622
0.009
0.325

369
0.659
41
0.659
0.385
0.502

（注 1）***，**，* はそれぞれ 1％，5％，10％の水準で統計的有意であることを示している。
（注 2）括弧内は県レベルでのクラスターロバスト標準誤差である。
（出所）筆者作成

71

369
0.661
41
0.661
0.382
0.499

369
0.627
41
0.627
0.004
0.326

2024 年 6 月号

東アジアへの視点

民が EC プラットフォーム上でより少ないサーチコストと価格で，オフラインでは入手できないものも含め，より多様な商品にアクセスし，より多く消費できるようになることが示唆される。
最後に，表 3 から表 5 までの分析結果から，農村電子商取引は都市・農村間の消費格差と所得格差を縮小させるとともに，農村住民 1 人当たり消費支出も増加させることが示されたが，農村住民の消費構造の高度化を促進したかをエンゲル係数の観点から明らかにする。エンゲル係数とは家計消費に占める食料消費の割合であり，ドイツの統計学者エルンスト・エンゲルが明らかにした「低所得であるほど総支出に占める食料消費割合が高い」というエンゲルの法則注 8）は広く知られている（朏島 , 2021）。表 4 の結果から，農村電子商取引は都市・農村間所得格差を縮小させることが示された。農村電子商取引が農村住民の所得を増加させることで都市・農村間所得格差が縮小することを示唆していることを踏まえると，農村電子商取引は農村住民のエンゲル係数を低下させることが予期される。表 6 は固定効果モデルで農村電子商取引が農村住民のエンゲル係数に与える影響を分析した結果である。
（2）から（6）列目にあるように，淘宝村の数量，淘宝鎮の有無と数量の係数は 1％水準で有意に負であり，淘宝村の数量，淘宝鎮の存在と数量のそれぞれが農村住民のエンゲル係数を低下させることを示している。農村電子商取引が EC プラットフォー
ム上で，食料以上に食料以外の消費支出を増加させ，家計消費に占める食料消費の割合が低下することが示唆される。但し，農産物について，農村電子商取引の発展により，消費者が伝統的に求めていた「味」だけでなく，栄養，健康，安全性や鮮度も追求するようになり（陳 , 2020），質の高い農産物に対する需要も増加することも指摘すべきである。

5. 結論
本論文は，農村電子商取引が都市・農村間消費格差に与える影響を定量的に明らかにすることを目的とし，農村電子商取引の先進地域の代表例の 1 つである江蘇省を事例に，2011 年から 2019年までの江蘇省の県級行政区のパネルデータを構築し，固定効果モデルを用いて農村電子商取引
が都市・農村間消費格差に与える影響を実証的に分析した。農村電子商取引の発展は農村電子商
取引のクラスターである淘宝村と淘宝鎮の有無および数量で測定し，都市・農村間消費格差は都市常住住民 1 人当たり消費支出と農村常住住民 1 人当たり消費支出の比率で測定した。実証分析の結果，淘宝村の有無および数量は都市・農村間消費格差に有意な影響を与えないが，淘宝鎮の有無および数量は都市・農村間消費格差を縮小させることが明らかになった。さらに，潜在的なメカニズムの分析結果から，淘宝鎮の有無と数量で測定した農村電子商取引は都市・農村間所得格差を縮小させることが示された。また，分析結果から，淘宝村の数量，淘宝鎮の有無と数量で測定した農村電子商取引は農村住民 1 人当たり消費支出を増加させることが示された。
分析結果から，以下のような政策的示唆が得られる。政府は，デジタル経済の中で農村電子商
取引が都市・農村間消費格差を是正する役割に注目すべきである。
第 1 に，淘宝村と都市・農村間消費格差との間に統計的に有意な関係性はないが，淘宝鎮は消
注 8）「所得の増加とともに，家計の支出に占める食料への支出の割合（エンゲル係数）は低下する」というエンゲルの法
則は，よく知られた経験則の 1 つである（大島 , 2017）。

722024 年 6 月号

東アジアへの視点

費格差を有意に縮小させるという分析結果から，格差是正に寄与するには農村電子商取引の発展に一定以上の規模が必要であることが示唆される。したがって，都市・農村間消費格差を縮小し，農村住民がデジタル経済発展の恩恵をより多く享受できるようにするために，政府はインターネッ
ト・通信インフラと物流サービスを改善するとともに，Jiang, Zeng, and Shi（2023）が指摘する
ように，中国のデジタル経済では高齢化が進展しているため高齢者のニーズに注意を払うことも重要である。高齢者を対象に農村内部でオンラインショッピング体験会を開催することで，利便性の周知が期待できる。また，高齢者がオンラインショップで商品を購入する前提として高齢者のパソコンやスマートフォンの利用を促進すべく，フォントが大きく，シンプルでわかりやすい

UI（ユーザーインターフェース）の導入が求められる。
第 2 に，潜在的なメカニズムの分析結果は，淘宝鎮の有無と数量で測定した農村電子商取引が農村住民の所得を増加させることで都市・農村間所得格差が縮小することを示唆している。電子商取引によって創出された雇用や起業の機会から正の所得効果がもたらされるため，政府は，電子商取引企業と連携して電子商取引関連の雇用や起業に関心がある農村住民を対象に職業訓練を実施する等，農村部におけるオンラインビジネスを後押しすべきである。農村における電子商取引の人材育成や若者の帰郷による起業の奨励も有効であろう。一方で，急速に発展する電子商取引によって実店舗が大量に閉鎖されている。Liu et al.（2024）が指摘するように，こうしたクラウディングアウト効果による生産量の損失は，電子商取引の継続的拡大による利益を上回る可能性があるため，政府は実店舗とオンラインストアの発展のトレードオフに留意し，雇用環境を改善することが求められる。
最後に，淘宝村の数量，淘宝鎮の有無と数量で測定した農村電子商取引は農村住民 1 人当たり
消費支出を増加させるという分析結果から，淘宝村の数量，淘宝鎮の有無と数量が農村住民 1 人
当たり消費支出を増加させることが示唆される。農村電子商取引の発展により，農村住民が EC
プラットフォーム上でより少ないサーチコストと価格で，オフラインでは入手できないものも含
め，より多様な商品にアクセスし，より多く消費できるようになることを示唆している。道路密度が高ければ高いほど，特に農村部では，より遠隔地にある，より貧しい地域にとって，電子商取引によって届けられる商品へのアクセシビリティが高まる（Liu et al., 2024）ため，政府は農村部の遠隔地や貧困地域の交通インフラを更に整備することが求められる。

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李宏兵，王爽，趙春明（2021）「農村電子商務発展的収入分配効応研究−来自 “ 淘宝村 ” 的経験証据」『経済経緯』第 38 巻第 1 期 , 37-47

李潔，邢煒（2020）「電商市場発展与中国城郷消費趨同性−捜尋匹配的分析視角」『経済理論与経済管理』103-112

李連夢，呉青，聶秀華（2020）「電子商務能縮小城郷居民消費差距嗎？」『技術経済』第 39 巻第 2 期 , 125-133

李琪，唐跃桓，任小静（2019）「電子商務発展，空間溢出与農民収入増長」『農業技術経済』第 4 期 , 119-131
劉艳冬，王岩（2022）「農村電商発展対農村居民消費的影响効応研究」『商業経済研究』16, 150-153

馬彪，張琛，郭軍，張晨（2023）「電子商務会促進農戸家庭的消費嗎？基于 “ 電子商務進農村総合示範 ” 項目
的准自然実験研究」『経済学（季刊）』第 23 巻第 5 期 , 1846-1864

南京大学空間計画研究中心・阿里新郷村研究中心（2018）『中国淘宝村発展報告（2014-2018）』

秦芳，王剣程，胥芹（2022）「数字経済如何促進農戸増収？−来自農村電商発展的証据」『経済学（季刊）』第22 巻第 2 期 , 591-612
邱子迅，周亜虹（2021）「電子商務対農村家庭増収作用的机制分析−基于需求与供給有効対接的微観検験」『中国農村経済』4, 36-52
商務部（2020）『中国電子商務報告 2019』中国商務出版社
唐跃桓，楊其静，李秋芸，朱博鴻（2020）「電子商務発展与農民増収−基于電子商務進農村総合示範政策的考察」『中国農村経済』6, 75-94
熊穎，張旺虎，郭守亭・劉勇（2022）「電子商務発展緩解了城郷居民消費差距嗎？」『農業経済与管理』第 5
期 , 85-98
曾億武，郭紅東，金松青（2018）「電子商務有益于農民増収嗎？−来自江蘇沭陽的証拠」『中国農村経済』第2 期 , 49-64
張海霞（2020）「電子商務発展，非農就業転移与農民収入増長」『貴州社会科学』総 370 期第 10 期 , 126-134
張杰，陳凌雲（2021）「農村電商発展対城郷居民消費差距的影响及差異性−基于区域差異性的比較」『商業経済研究』2 期 , 46-49

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2024 年 6 月号

東アジアへの視点

張磊，韓雷（2017）「電商経済発展拡大了城郷居民収入差距嗎」『経済与管理研究』第 38 巻第 5 期 , 3-13

張彤進，蔡寛寧（2021）「数字普恵金融縮小城郷居民消費差距了嗎？−基于中国省級面板数拠的経験検験」『経済問題』9, 31-39

張奕芳（2019）「互聯網貿易能否縮小収入差距？−双異質模型及来自中国的経験」『経済問題探索』第 6 期 ,50-58〈ウェブサイト URL〉（以下の URL は，2024 年 5 月初頭時点のもの）
Goldman Sachs （ 2018 ） The Rise of China ʼ s New Consumer Class. https://www.goldmansachs.com/
intelligence/macroeconomic-insights/growth-of-china/chinese-consumer/
World Bank（2024）World Bank Open Data. https://data.worldbank.org/
阿里研究院（2021）2021 年淘宝村名单出炉 全国淘宝村数量已突破 7000. http://www.aliresearch.com/ch/
information/informationdetails?articleCode=256317657652006912

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