『中国経営管理研究』第 9 号

中国農村労働力の民族別移動に関する一考察 ☆
－吉林省の場合－韓美蘭（関西学院大学経済学研究科院生）

I. はじめに1980 年代後半以降の中国改革開放による地域間人口移動に対する規制の緩和、非国有経済の成長に伴う雇用機会の増加、地域格差の拡大などが原因で、中国では、内陸部から沿海部への大規模な労働力移動が繰り広げられてきた(厳[2005])。
吉林省は、労働力送り出し地域として、ほかの地域と比べて、いくつの特徴がある。2000
年の人口センサスによれば、国内移動の場合、県内、郷外の短距離省内移動が多い。省間
移動は近接の省への移動が多い。省外移出先として、遼寧省、山東省、黒竜江省の 3 省が全体の 6 割以上を占める。国外移動の場合、韓国、ロシア、日本などと地理的、歴史的、社会的に密接な関係をもっているため、それらの国への国際労働移動が可能になっている。
1995－2000 年の 5 年間、吉林省の人口移動率は 1.1％で、送り出し地域の中、低いレベルであるため、同省に関する人口・労働移動研究が重視されてこなかった。ところが、1990－2000 年の間、吉林省の海外移動数の割合が全国の 1.2%から 10.7%に大幅に増加した。全
国順位は 1990 年の 10 位から 2000 年の 2 位まで上昇し、福建省の次に海外移動が活発である地域となっている 1 。その意味で、近年吉林省の国際労働移動が重要になっている。吉林省の国際労働移動がそれほど活発になってきた背景としては、中国朝鮮族の韓国を中心とした海外への移動が重要である。
中国労働力移動については、地域間労働力移動の研究は数多く行なわれてきたが、民族別労働力移動パターンに関する研究、特に少数民族労働移動に関する研究はいまだ不十分である。本稿の目的は、このような背景のもとで、吉林省の農村労働力の民族別移動パターン、農村世帯主の移動の決定要因、農村部１人当たり所得の決定要因について調べることである。
これらのことを分析するために、2008 年 2 月に、中国吉林省の 9 地区の中、5 地区の農家 200 世帯の世帯主を中心にアンケート調査を行った。中国では、人口移動を分析するマ
クロデータとして全国人口センサス資料がある。しかし、人口センサス資料から、民族別
人口増加率、民族別人口分布情況などの全体的なデータあるが、民族別人口・労働移動に☆

受稿

2009 年 2 月 6 日、受理2009 年 9 月 11 日。

1

農村労働力の民族別移動

関する具体的な集計データの入手が難しい。したがって、アンケート調査から得られた個
票データは、農村労働力民族別移動を研究する方法として重要である。

II.

人口・労働移動モデル仮説

１．人口・労働移動モデルに関する先行研究
伝統的な労働移動理論では、農業から工業への労働移動を決定する最も重要な要素は賃金格差であると指摘した。その代表的な理論は、ルイスの二重経済モデルである。ルイスの二重経済モデルでは、一国の経済は伝統的な農業部門と近代的な工業部門から構成されている。伝統的な農業部門には限界労働生産性がゼロに近い過剰労働力が多く存在し、近代的な工業部門には市場の競争原理が機能し、労働者の生存するために必要な賃金率と完
全雇用、資本家の利潤最大化行動が存在する。伝統的な農業部門からの安価かつ豊富な労働力の供給により、近代的な工業部門は急速な成長を続ける一方で、農業部門は過剰労働力を減らし、限界労働生産性が高まっていく。農業部門の限界労働生産性が工業部門の賃金率に等しくなると、経済全体は二重構造から新古典派の世界への転換点を通過することになる（Lewis[1954];Ranis and Fei[1961];南[1970]）。ここでは、ルイスが想定している状
況は、二重経済の中で、近代的な工業部門には失業率が存在せず、完全雇用である。
人的資本理論の考えによれば、労働移動は便益の最大化と費用の最小化を同時に求める合理的な経済人が費用・便益の損得を勘定して移動した個々人の単なる集計である。ある
期間内において移出地と移入地の便益格差の割引現在価値から移動に伴う費用のそれを差し引いた純便益の合計が大きいほど、労働力が地域間で移行する傾向が上がる。この場合の便益は現金所得だけではなく、近代的なアメニティや自然環境から得られる満足感も含まれる。一方の移動費用は交通費や空間移動と就職活動に伴う機会費用のほかに新しい生
活環境への適応、家族と友人との別れなどに生ずる不効用も考慮される（Sjaastad[1962]）。
便益と費用は移動の全期間にわたるものであるため、全就業期間の純便益は以下のように定式化される。
（１）

ここで、NBij は純便益の合計、Y は便益、C は移動費用、ｒは割引率、ｔは移動して従業する期間、i と j はそれぞれ移出地と移入地を表す。
このモデルによれば、地域間労働移動に伴う純便益の合計は、現存の賃金格差と費用格差だけではなく、移動してからの就職期間や割引率とも強く関係する。ところが、賃金格『中国経営管理研究』第 9 号

差についで、従来のとおり、完全雇用の状況での賃金格差で、開発途上国の都市部では高い失業率が存在することを視野に入れていない。この問題を解決したのはトダロの期待賃金格差理論である。
トダロの人口移動モデル(Todaro[1980]）によると、農村から都市への移動は実際の賃金格差ではなく、期待賃金格差によって決まる。期待賃金格差は都市と農村間の実際の賃金格差と都市部門で雇用を得る確率を掛けたものと定義できる。その上で、トダロの人口移動モデルが労働移動を誘因として想定する期待賃金想定する関係を数式で示すと（２）式のようになる。
（２）

ここで、V(0)は農村と都市間の期待所得格差、Yu(t)及び Yr(t)は都市と農村で雇用を得た
場合の個人の平均実質所得、n は移動者が考える時間軸上の期間、r は移動者の時間選考を反映した割引率である。p(t)は移動者がｔ時間内に都市雇用を得て平均水準の所得を確保す
る確率、C(0)は移動に掛かる費用を表す。
このモデルは、都市部に高い失業率が存在しながら、農村都市間の労働移動が持続し拡大するメカニズムを説明するのに優れている。しかし、移動における個人の選択性、つまり、若年者、高学歴者、特殊な機能の持ち主であるほど、移動する傾向が強まるという現象に対しては、理論的な説明が与えられていない(厳[2005])。
開発途上国として、中国の地域間移動は賃金格差だけではなく、情報の入手、移動距離、
移動費用または教育程度、年齢などの個人属性などに影響される。中国の地域間移動については、1990 年代に入ってから多くの研究が行われている。
中国の人口移動は、年齢階層、教育程度（学歴）によって異なる特性が見られる（伊藤[1998]）。1986 年の「中国 74 都市人口移動サンプル調査」による年齢階層別移動をみると、20－24 歳が全体の 24.9％を占め最も大きな割合である。そして、15－29 歳の移動人口は、全体の 55.5％を占める。学歴別移動をみると、超大都市への移動では、大卒の割合は戸籍の変化を伴う移住の方が流動人口より高いが、他の学歴レベルの割合は流動人口の方が高い。大都市への移動では、大卒および高卒の割合は戸籍の変化を伴う移住の方が流動人口より高いが、他の学歴レベルの割合は流動人口の方が高い。中都市、小都市、鎮では、大都市と同じような結果を得た。ここで、一般的に、戸籍の変化を伴う移住に占める大卒の割合は、都市の規模が大きくなるにしたがって高くなる。一般的に、平均的な戸籍の変化を伴う移住の教育水準は、流動人口と比べて若干高い。
劉・高田（1999）の研究によると、①期待賃金が高いほど、出稼ぎを選択する傾向が強3

農村労働力の民族別移動

い、②平均土地面積は出稼ぎ行動に有意な影響を与えていない、③生産的労働者数と出稼ぎ志向の間に強い正の相関関係が存在している、④若い世帯は出稼ぎにより積極的である、⑤技能を持つことは出稼ぎに大変有利である、⑥郷鎮企業の発達は農村労働力を吸収する役割を果たしている、⑦農家の出稼ぎ行動は教育水準とはほとんど無関係である、という
労働移動関数の推計結果が発見された。
厳善平の地域間人口移動モデル（厳[2005]）は、所得水準の比較的高い地域や失業率の比較的低い地域への移動率が高く、移動距離が長いほど、移動率が下がり、情報提供者の所在によっては距離のマイナス効果が大きく下がることを明らかにした。また、高学歴者
ほど移動率は高く、移動する空間範囲も広い傾向があると指摘した。

２．仮説
上述の人口・労働移動モデルと中国労働力移動理論をもとに、以下の仮説を提起する。
仮説 1：期待賃金格差は、世帯主の移動に重要な影響を与えると考えられる。トダロの人
口移動モデルによると、農村から都市への移動の意思決定は農村と都市の実際の賃金格差ではなく、期待賃金格差によって決まると言える。劉・高田（1999）の研究によって、中国農村から都市への出稼ぎは、期待賃金が高いほど、出稼ぎを選択する傾向が強いとの推計の結果を示した。中国農村部世帯主の移動も期待賃金格差によって決まると考えられる。
期待賃金格差は、出稼ぎ所得と農業所得の格差によって反映される。したがって、二つの所得差が農村部世帯主の移動に重要な影響を与えると考えられる。
仮説 2：民族の属性は、世帯主の移動に重要な影響を与えると考えられる。中国朝鮮族の場合、中国語だけでなく、母語である朝鮮語も話すことができるため、中国へ進出した韓国系企業に雇用される確率が高い。また、韓国政府の海外韓国系朝鮮族に対する積極的な受け入れ政策によって、中国朝鮮族の海外移動も可能になった。韓国系企業の賃金は、農業所得と一般的な中国企業の賃金よりも高いと期待できる。トダロの人口移動モデルによれば、農村から都市への移動は期待賃金格差によって決まる。したがって、期待賃金が高
いため、朝鮮族の世帯主が移動する傾向が強い。厳善平（2005）の地域間人口移動モデル
は、移動距離が長いほど、移動率が下がるが、情報提供者の所在によっては距離のマイナ
ス効果が大きく下がることを明らかにした。朝鮮族の場合、親族・親友などのネットワー
クによって、韓国企業が集中している山東省など省外と韓国など海外で仕事を探す情報収集費用が相対的に安くなり、長距離の移動を果たすことができる。したがって、省内移動と比べて、省外移動と海外移動の割合が大きい。
これらの理由から、農村部では、漢族に比べて、朝鮮族の世帯主がよく移動する。したがって、漢族と比べて、移動（特に海外移動）による出稼ぎ所得が多くなって、朝鮮族の『中国経営管理研究』第 9 号

１人当たりの所得も高いと考えられる。
仮説 3：出身地域は、世帯主の移動に重要な影響を与えると考えられる。延辺地区に比べて、他の地区の世帯主がよく移動する。民族別にみると、朝鮮族がよく移動するが、家族
移動構成別にみると、漢族と比べて、世帯主移動の割合が低い。また、朝鮮族が集中して暮らす延辺地区は、省外移動と海外移動の割合が高いが、省内移動の割合は漢族より極めて低い。朝鮮族が省内延辺地区以外への移動が少ない要因は、期待賃金格差が存在していること、ネットワークが発達していないことがあると考えられる。吉林省の場合、省内賃金の格差が小さい一方、ネットワークの未発達によって仕事を見つけることも難しい。これらの理由から、地域の場合、朝鮮族が集中して暮らす延辺地区に比べて、ほかの地区の世帯主がよく移動すると考えられる。
仮説 4：人的資本論によれば、性別、年齢、学歴など個人の属性が移動する確率に影響を与える。たとえば、労働者が若いほど、学歴が高いほど、労働移動しやすくなると多く研究されている。しかし、国によって、民族によって、その傾向も異なると考えられる。劉・高田（1999）の研究によれば、若い世帯は出稼ぎにより積極的であるが、農家の出稼ぎ行
動は教育水準とはほとんど無関係であると言える。厳（2005）の同じ研究によると、世帯主の年齢は 1 人当たり所得に影響するが、教育水準は統計的有意性をもっていなかった。
吉林省の場合、世帯主の性別と教育水準は、世帯主の移動と 1 人当たりの所得にあまり影響を与えていないが、年齢階層は世帯主の移動に、婚姻状況は農家の 1 人当たりの所得に影響を与えると考えられる。
劉・高田（1999）の研究によると、平均土地面積は出稼ぎ行動に有意な影響を与えていないが、生産的労働者数と出稼ぎ志向の間に強い正の相関関係が存在していると言える。
しかし、「大家族農業」から「小家族農業」への転換と子供数の減少によって、労働力数と子供数が世帯主の移動と農家の 1 人当たり所得にあまり影響を与えていないと考えられる。妻の移動の有無は、現段階で夫婦同行の割合が低いため、世帯主の移動にあまり影響を与えていないが、夫婦同行の割合が高くなると、その影響も強くなると考えられる。出
稼ぎ所得と 1 人当たりの所得の強い相関性から、家族の出稼ぎの有無は、農家の 1 人当たりの所得に大きな影響を与えると考えられる。

III．データ、モデルと変数

１．データの説明
本稿で用いるデータは、2008 年 2 月に、吉林省の 9 地域（長春、吉林、四平、遼源、通化、白山、松原、白城、延辺朝鮮族自冶州）の中で、5 地域（長春 20 人、吉林 18 人、松5農村労働力の民族別移動

原 40 人、四平 43 人、延辺朝鮮族自冶州 79 人）の世帯主を対象に行ったアンケート調査の結果である。アンケートの回収率は 96％で、朝鮮族の 93 世帯、漢族の 107 世帯のアン
ケート調査票が有効である。調査対象を農家の個人ではなく農家の世帯主とした理由は、
近年の農村労働力移動の特徴を考慮した結果である。1990 年代まで、中国農村労働力移
動は若年層を中心に流出し、農業生産に与える影響は顕在化していなかった。しかし、近年の移動は世帯主層にも波及し、世帯全員が農村から離れ、農業生産にも影響が発生している。都市周辺地域には出稼ぎ労働者の集中居住地域が拡大し、都市インフォーマルセク
ターの形成が進んでいる。
テーマが農村労働力の民族別移動であるが、朝鮮族と漢族に限ったのは、吉林省の場合、漢族以外では、朝鮮族の人口が一番多い(吉林省の 2000 年人口センサスによると、総人口2680 万人の中、漢族は 2435 万人、朝鮮族は 115 万人、満族は 99 万人、その他民族は 31万人である)。2000 年の人口センサスによると、中国朝鮮族の約６割が吉林省で住んでいる。朝鮮族は他の少数民族と異なって、1996 年からマイナスの人口自然増加率を続けている。そのマイナスの人口自然増加率の要因の一つが労働力移動である。労働力移動については、漢族と移動パターンが異なる。漢族の短距離移動パターンに比べて、朝鮮族は長距離移動、即ち省外移動と海外移動をする傾向が見られる。満族の移動パターンについでは、個票データがないため分析できなかったが、その問題は筆者の今後の課題である。
調査票は３つの部分から構成されている。具体的に、３つの部分は、世帯主と世帯の属性（民族、地域、性別、年齢層、教育程度、婚姻状況、世帯数、労働力人口、子供数、子
供年齢、大学生有無、中小学生有無など）、出稼ぎ状況（就業状態、本人出稼ぎ有無、出稼ぎ業種、出稼ぎのない原因、家族出稼ぎ有無など）、そして世帯の所得と支出状況（出稼ぎ所得、農業所得、教育支出、生活支出、医療費支出、教養娯楽支出など）である。
次に、民族別移動者数と移動率について述べる。表 3－1 によると、朝鮮族の世帯主と世帯の移動率はともに少し高い傾向が見られる。世帯主の民族別移動率差が小さい 2 が、世帯の移動率差は相対的に大きい 3。家族構成別移動を見ると、朝鮮族の場合、相対的に漢族より世帯主移動の割合は低いが、子供(18 歳以上)の移動割合が高い。その理由は、今回の平均値によると、朝鮮族の 18 歳以上の子供が全体の 79.3％（漢族が 63.3％）を占めることである。全体として、移動率は吉林省の 2000 年人口センサス調査の 13.27％より高い傾向を示す。それは、今回の調査対象が移動者である可能性が高いと考えられる。しかし、
人口センサスから計算した移動率は、戸籍の変化を伴う移動率で、流動人口の移動率は含
まれていない。そのため、中国人口センサスによる移動率は、過小評価されている可能性か高い。

『中国経営管理研究』第 9 号

表 3－1

民族別移動者数と移動率（単位：人、％）
全体

朝鮮族

漢族

世帯主

世帯

世帯主

世帯

世帯主

世帯

移動者数

125

161

59

78

66

83

移動率

62.5

80.5

63.4

83.9

61.7

77.6

注:世帯の移動者数と移動率には世帯主の移動も含まれている。
出所:筆者のアンケート調査をもとに作成。

表 3－2 によると、世帯主移動率を民族別・年齢階層別に見ると、30－39 歳の場合、漢族と比べて、朝鮮族の世帯主の移動率が若干高い傾向がある 4。朝鮮族と漢族はともに 30-39
歳の人が一番よく移動するが、朝鮮族の場合、約 9 割の世帯主が移動する。その結果は、労働者が若いほど、労働移動しやすくなるとの多くの労働移動理論と矛盾している。ここでは、個人と世帯主の移動に影響する要因が異なる可能性があると考えられる。

表 3－2

民族別、年齢階層別世帯主移動率（単位：％）

年齢層

全体

朝鮮族

漢族

30 歳以下

67.7

66.7

66.7

30-39 歳

78.1

90.9

71.4

40-49 歳

61.4

65.6

57.9

50 歳以上

54.9

54.5

55.6

民族別

注:移動率はアンケート調査票の移動者数を年齢層別サンプル数で割ったものである。
出所:筆者のアンケート調査をもとに作成。

表 3－3 によると、一世帯当たりの総所得は、漢族と比べて、朝鮮族が約 6 割高い 5。特に、朝鮮族の出稼ぎ所得は 1.7 倍くらい高い。朝鮮族の海外への移動、特に韓国への移動がその出稼ぎ所得の格差を生むと考えられる。ここで、1 世帯あたり所得と 1 人当たり所
得が異なるため、今回の調査対象の一世帯当たり家族数の平均値を見る。1 世帯当たり家族数は全体として 3.78 人であるが、漢族の 4.06 人に比べて、朝鮮族は、3.46 人で若干少ない 6。中国統計年鑑 2006 によると、2005 年の吉林省農村世帯の家族数は平均 4.08 人で、今回の調査対象の漢族の家族数と一致するが、朝鮮族は平均より低い。これは、近年注目
7農村労働力の民族別移動されている朝鮮族の人口減少問題が今回のデータからも確認できたと考えられる。そして、
1 人当たり所得を計算すると、全体として 8835 元、朝鮮族 11787 元、漢族 6270 元である。
同じ方法で 1 人当たり支出を計算すると、全体として 5286 元、朝鮮族 6498 元、漢族 4234
元である。中国統計年鑑 2006 によると、2005 年の吉林省農村 1 人当たり所得が 4631 元、
1 人当たり支出が 4126 元である。ところが、2005 年の吉林省都市部の 1 人当たり所得が9122 元、1 人当たり消費支出が 6794 元である。本稿のアンケートの調査対象が移動者であるため、全体として今回の調査票の 1 人当たり所得と支出が過大評価されている可能性が
高い。

表 3－3

民族別 1 世帯当たり平均所得と平均支出（単位：元、％）

1 世帯当たり(年間)

全体
人民元

朝鮮族
割合

人民元

漢族
割合

人民元

割合

出稼ぎ所得

21594.00

6932444.00

8312164.00

50

農業所得9523.0031

6510.00

1712144.00

50

31280.00

100

39304.00

10024307.00

100

生活支出

8303.00

449442.00

44

7313.00

44

教育支出

6390.00

34

7026.00

33

5838.0035

医療支出

2082.00

112998.00

14

1286.00

8

教養娯楽支出1235.00

7

1580.00

7936.006

18798.00

100 未満21391.00

100 未満16543.00

100 未満総所得

総支出

出所:筆者のアンケート調査をもとに作成。

２． モデルと変数
トダロの人口移動モデルによれば、農村から都市への移動行動は農村と都市の実際の賃金格差ではなく、期待賃金格差によって決まる。期待所得格差は都市と農村間の実際の賃金格差と都市部門で雇用を得る確率の２つの変数を掛け合わせたものとする。大森の単純な地域間労働移動モデルによれば、移動するか否かは地域間賃金格差、移動の費用と労働者が移動してから労働市場退出までの年数によって決定される。厳善平の地域間人口移動
モデルによれば、地域間の賃金格差、流出元と流入先での就職できる確率の格差、地域間移動に伴う費用などが地域間人口移動に重要な影響を与える。しかし、農村から都市への移動に影響する要因は期待所得格差、移動に伴う費用以外に民族、出身地域、個人の属性

『中国経営管理研究』第 9 号と家族の属性など非経済的要素も重要な影響を与えると考えられる。
まず、厳（2005）の地域間人口移動モデルと今回の調査票をもとに、吉林省農村部世帯
主の移動決定関数を以下の形で特定する。

P＝F(income differentials, race, district, gender, age group , marriage state,
education, labor size, childsize, wife migration）

移動関数の左辺は、被説明変数である農村部世帯主が移動する確率であり、移動関数の右辺の関数内の変数、説明変数である所得格差、民族、地域、性別、年齢階層、婚姻状況、
教育水準、労働力数、子供数、妻の出稼ぎの有無である。
次に、吉林省農村部１人当たり所得の重回帰モデルは以下の形である。

Y＝b1×race + b2 ×gender + b3 ×age group + b4 ×marriage state + b5 ×education+ b6 ×labor size + b7 ×child size + b8 ×household migration + b0

式の左辺は、被説明変数として農村部 1 人当たりの所得であり、式の右辺は、説明変数
として民族、性別、年齢階層、婚姻状況、教育水準、労働力数、子供数、家族の出稼ぎの有無である。
次に、計量分析に用いた変数及びそれぞれの定義は表 3－4 のとおりである。
仮説を検証するためのモデルについては、定量データの被説明変数であれば、最小 2 乗法（OLS）による重回帰分析でも変数間の関係の有無や強弱を明らかにすることができる。
しかし、被説明変数が 0 か 1 の値を取るような定性データである場合に、最小 2 乗法（OLS）
よりもプロビットモデルとロジットモデルが適切である。そこで、移動決定モデルにおいては、被説明変数である農村部世帯主の移動は、0 か 1 の値を取る非連続な定性データであるため、ロジットモデルを使って、世帯主移動に影響する変数の有意性を分析する。所
得関数においては、被説明変数である農村部１人当たり所得は、連続変数であるため、最小 2 乗法（OLS）を使っても１人当たり所得に影響する変数の限界効果と有意性が見られる。尚、推計に当たっては、離婚と死別の婚姻状況を区別せずにひとつの変数に統合し、分析した。その理由として、離婚と死別の割合が合わせて 6%程度で少ないサンプルであること、そして離婚と死別がもたらす生活水準への影響は同じ方向、つまり低下させるものであるためである。

9

農村労働力の民族別移動

表 3－4

回帰分析で用いる諸変数
定義

被説明変数

Migration

移動する=1, 移動しない=0

Per capital income

単位(元)income differentials

出稼ぎ所得＞農業所得=1,出稼ぎ所得<農業所得=0

race

朝鮮族=1, 漢族=0district 1

延辺地区=1,

その他=0

district 2

長春地区=1,

その他=0

district 3

吉林地区=1,

その他=0

district 4

松源地区=1,

その他=0

district 5

四平地区=1,その他=0gender男性=1,

age group1

30 歳以下=1,

その他=0

説

age group2

30－39 歳=1,

その他=0

明

age group3

40－49 歳=1,

その他=0

変

age group4

50 歳以上=1,

その他=0

数

marriage1

未婚=1,

その他=0

marriage2

既婚=1,

その他=0

marriage3

離婚と死別=1,

education1

非識字=1,

education2

小学校卒=1,

education3

中卒=1,

その他=0

education4

高卒=1,

その他=0

education5

短大卒=1,

labor size

実際数字

child size

実際数字

wife migration

有=1,

無=0

household migration

有=1,

無=0

出所：筆者作成

女性=0

その他=0

その他=0
その他=0

その他=0

『中国経営管理研究』第 9 号

IV. 実証分析結果

１．

農村労働力の民族別移動パターン

人口移動のパターンは開発の観点から見ると、農村から都市へ、農村から農村へ、都市から都市へ、都市から農村への 4 つのパターンがある。本研究では、その中で最も重要な形態－農村から都市への移動パターンについて検討する。
中国における農村から都市への移動パターンは地域によって大きく異なる。東部農村の移入者は主として省外からの長距離移動者、中部農村は県内郷外の短距離移動者、西部農村は省内県外の中距離移動者と考えられる（厳 2005）。吉林省の場合、省内移動は県内、郷外の短距離移動が多い、省間移動は近接の省への移動が多い。2000 年吉林省人口センサ
スによると、吉林省の移動者数は 355.7 万人で、吉林省人口数の 13.27％である。その中、省内移動者は 264.1 万人で、移動者数の 74.25％、省外移出者(海外も含む)は 60.8 万人で、移動者数の 17.09％、省外移入者(海外も含む)は 30.8 万人で、移動者数の 8.66％を占める。
移出先として、遼寧省、山東省、黒竜江省の 3 省が全体の 62.35％を占める。
吉林省は中部地域として、漢族は他の地域と同じ移動パターンであるが、朝鮮族は異なるパターンを示している。図 4－1 と図 4－2 から、漢族と朝鮮族の移動パターンが説明できる。漢族の移動パターンは省内を中心として省間移動もするが、海外移動が殆どない。
朝鮮族の移動パターンは省内、省間、海外 3 点の全てのパターンでの移動が行われている。
特に朝鮮族の世帯の移動は省内、省間移動より海外移動が多く行われる。

図 4-1

民族別全世帯の移動パターン

図 4-2

民族別世帯主の移動パターン

90
80

朝鮮族

77.1

70

漢族

50

43

40
30

割合

割合

60

31.4
25.6

20

19.3

10

3.6

0
省内

省間

90
80
70
60
50
40
30
20
10
0

33.9

出所：筆者のアンケート調査より作成

漢族

33.9

32.2

18.2
1.5
省内

海外

朝鮮族

80.3

省間

海外

出所：筆者のアンケート調査より作成

11農村労働力の民族別移動

漢族の場合、世帯と世帯主の移動はほぼ同じパターンで、省内移動率は上述の 2000 年の人口センサス資料と大体同じ結果である。漢族の移動パターンは省内の短距離移動が多く、移動先が集中している。それは、厳(2005)の中部地域農村の移入者は主として県内郷外の短距離移動者という結果と一致する。農村部の漢族の海外移動が殆ど見えないが、2000
年の人口センサスによると、吉林省の海外移動は全国 2 位で、全国の 10.7％を占める。その結果から、民族別海外移動の傾向が予測できる。吉林省の場合、漢族と比べて、朝鮮族の海外への移動が多いと考えられる。
朝鮮族の場合、世帯主の省内、省間、海外移動の割合は、ほぼ同じであるが、世帯の移
動は省内、省間、海外の順に増加している。海外移動率がそれほど高い原因は、漢族と異なる民族特性であると考えられる。吉林省の 2000 年人口センサスによると、朝鮮族は、他の民族と比べて、総人口の 7.7％以上の人が短大以上の学歴を持ち(漢族は 4.8％、その他民族は 4.9％)、教育水準は高い。人的資本理論によれば、相対的に高い教育を受けた人々は様々な移動情報にアクセスすることができ、移動費用が安くなり、長距離の移動を果たすことができる(厳 2005)。
今回の調査では、海外移動をする国として 90％以上が韓国である。1987 年、親族訪問から始まった韓国への移動は 2007 年 8 月まで 26 万人（吉林省以外の中国朝鮮族も含む）を越えた 7。それは、中国朝鮮族人口の 13.5％に当たる。韓国に移動する原因の１つは同じ民族であり、言語と文化に関して問題がなく、また様々なネットワークがあるため、就職先が見つかる確率が高いからである。もう１つは、韓国政府が中国朝鮮族と旧ソ連コリア人に対して実施した「訪問就業制」など積極的な受け入れ政策と深い関係がある。たとえば、以前は親族訪問、国際結婚、産業研究生、留学、労務輸出など、狭い範囲の移動のみが行われていたが、2007 年 3 月から、「訪問就業制」によって韓国語試験に合格して選ばれた 25 歳以上の無縁故の中国朝鮮族の移動が可能になった。
韓国労働部の 2007 年「外国人労働力受け入れ計画」によると、受け入れ者 10 万 9600
人の中、6 万人が海外韓国系朝鮮族である 8。韓国政府の政策によって、中国朝鮮族の韓国への移動が増加する傾向があると考えられる。データを見ると、朝鮮族の海外移動は世帯
主が 27.3％、妻が 31.8％、子供が 36.4％、親が 4.5％を占める。朝鮮族の場合、世帯主だ
けではなく、妻と子供の海外移動の割合も高い。
図 4－3 によると、漢族より朝鮮族は世帯主本人と親の移動が相対的に少ない。一方、妻と子供の移動が相対的に多い。その原因は、朝鮮族の場合、40 歳以下の農村の結婚率が低いため、世帯主による移動調査の年齢層が 40-50 歳と 50 歳以上に集中していることと関係がある。漢族と比べてサンプルの年齢層が高いため、世帯主より子供がよく移動する。
そこで、朝鮮族の場合、調査対象の世帯主の年齢階層が 40-50 歳と 50 歳以上に集中してい『中国経営管理研究』第 9 号

ることは、30 歳以下と 30-40 歳の年齢層の結婚率は低いため、親から独立して世帯主になる可能性が低い。今回の調査で、40 歳以下の結婚率は漢族の 73.8％に比べて、朝鮮族は35.3％しかない。また、朝鮮族世帯主の年齢が高い傾向を示すにもかかわらず、移動率が高い水準であるのは、韓国政府の受け入れ政策によって、中高年の人の韓国への入国がしやすくなったことが要因である。
夫婦同行者比率は同行者数を総移動者数(未婚を含む)で割ったものであり、過小評価される可能性があるが、吉林省の場合、夫婦同行の移動は全国同様に低い水準に留まっている。中国社会科学院農村発展研究所が 1995 年実施した農村労働力利用状況調査の全調査村の夫婦同行比率 9％で、漢族と同じ水準であるが、朝鮮族の場合夫婦同行比率は少し高い。

図 4－3

民族別全世帯の移動構成

60
50

朝鮮族
52.1

漢
38.4

40
30.8

割合

族

28.6

30

23.4
18.1

20

12.5
6.4

10

8.2
2.2

0
世帯主

妻

子供

親

夫婦同行

出所：筆者のアンケート調査より作成

上述のように、農村労働力の空間移動と家族構成移動パターンは民族によって多く異なると考えられる。次に、農村労働力の業種別移動パターンについて調べる。
図 4－4 によると、業種別移動パターンが一致する所が多い。吉林省の場合、全体として移動先である仕事は建築業とサービス業が約半分を占める。民族別に見ると、建築業の割合は漢族が少し大きいが、サービス業の割合はほぼ一致している。しかし、調査票を見ると、民族別建築業に就業する移動先が大きく異なる。漢族は省内の大都市、朝鮮族は海外に集中している。農業と卸売業に就業する移動者は朝鮮族に比べて漢族が多い。業種別
移動パターンは、異なる移動先と関係があると考えられる。漢族の場合、移動先が県内、郷外に多いため、朝鮮族に比べて、農業と卸売業に就業する割合が高い。その他の業種に
13

農村労働力の民族別移動

就業する朝鮮族の割合は高いが、それについては、現段階では分かっていない。
図 4－4

農村労働力の業種別、民族別移動構成

50
朝鮮族
40

漢族

30
割合
20
10
その他

サービス業

卸売業

交通運送業

建築業

製造業

鉱石業

農業

0

出所：筆者のアンケート調査より作成

２．

農村部世帯主移動の決定要因

調査票の平均値によれば、農村から都市への世帯主の移動率は民族別、年齢別によって異なる。しかし、本稿の目的は、この移動を起こす要因を数量的に分析することである。
先行研究によると、農村から都市への移動は期待賃金格差によって決定されるが、それ以外、民族、地域、性別、年齢、婚姻状況、教育水準など個人属性と労働力数、子供数、妻の出稼ぎなどの家族の属性も世帯主の移動の決定要因として影響を与えると考えられる。
農村部世帯主の移動の決定要因に関する推計結果を示す表 4－1 は、以下のことを示している。第 1 に、所得差は、世帯主移動の決定要因として統計的に有意で、出稼ぎ所得が農業所得より大きい時、世帯主移動にプラスの影響を与える。今回の調査によると、200世帯の中、出稼ぎの年平均所得が農業の年平均所得より 1 万 2 千元多く、全体所得の約 7割を占める。出稼ぎ所得と農業所得の格差によって、期待賃金が高くなるため、二つの所得差がプラスになるかマイナスになるかも、農村部世帯主の移動に重要な影響を与える。
第 2 に、民族は、世帯主移動の決定要因として統計的に有意で、朝鮮族の場合、世帯主移動にプラスの影響を与える。朝鮮族の場合、中国語だけでなく、母語である朝鮮語、外国語である日本語も話すことができるため、中国へ進出した韓国系企業など外資系企業に雇用される確率が高い。また、韓国政府の海外韓国系朝鮮族に対する積極的な受け入れ政策、日本政府の留学生の受け入れ政策、ロシア政府の外国人労務受け入れ政策などによ『中国経営管理研究』第 9 号って、歴史的、地理的、文化的に関連が深い中国朝鮮族の海外移動も可能になった。外資系企業の賃金、または外国で得られる賃金は、中国の農業所得と一般的な中国企業の賃金よりも高いと考えられる。実際賃金格差と雇用される確率が高いため、期待賃金格差も高くなる。期待賃金が高いため、他の民族と比べて、朝鮮族の世帯主が移動する傾向が強い。
朝鮮族の場合、親族・親友などのネットワークによって、国内、海外で仕事を探す情報収集費用が相対的に安くなり、長距離の移動を果たすことができる。

表 4－1

農村世帯主の移動の決定要因（Logit モデル）

説明変数

回帰係数

有意水準

income differentials

1.985

0.000***

race(China Korean)

2.065

0.037**

district 2(長春地区)

3.444

0.004***

district 3(吉林地区)

2.346

0.046**

district 4(松源地区)

3.315

0.003***

district 5(四平地区)

2.284

0.013**

gender(male)-1.3500.331

age group2(30－39 歳)

1.813

0.024**

age group3(40－49 歳)

0.810

0.289

age group4(50 歳以上)

0.557

0.490

marriage2(既婚)

0.147

0.852

marriage3(離婚と死別)

0.236

0.859

education2 (小学校卒)

0.613

0.457

education3 (中卒)

0.286

0.724

education4 (高卒)

0.268

0.754

education5(短大卒)

0.583

0.693

labor size

0.074

0.702

child size

-0.3720.119

wife migration-0.0480.923

Log－106.776

likelihood

Number200

注：***は 1％有意水準、**は 5％有意水準、*は 10％有意水準でそれぞれ統計的に有意。
出所：筆者のアンケート調査より作成。

15

農村労働力の民族別移動

これらの理由から、朝鮮族の場合、漢族と比べて、世帯主が移動する可能性が高い。世帯の全体としても、朝鮮族が移動する可能性が高いと考えられる。
第 3 に、地域は、世帯主移動の決定要因として統計的に有意で、長春、吉林、松源、四平地区は、延辺地区に比べて、世帯主移動にプラスの影響を与える。国境山間地域として、
延辺地区は海外移動が多い一方で、道路交通の不便、省内の延辺地区以外のネットワークの不整備などが原因で、省内近隣地区への移動は少ない。移動全体に占める割合が最も高い省内移動が少ないため、全体として、ほかの地区と比べて、移動が少ない。また、朝鮮族の場合、延辺地区に暮らす朝鮮族に比べて、ほかの地区に暮らす朝鮮族は漢族と交ってているために、中国語を上手に話すことができる。同じ朝鮮族でも、朝鮮半島の南から来た人々の朝鮮語が韓国語と似ているため、延辺地区に比べて、ほかの地区の朝鮮族は韓国語を上手に使う可能性が高い。したがって彼らの言語能力によって、主な移動先である東部沿海地域と韓国で雇用される確率が高いと考えられる。
これらの理由から、吉林省の場合、延辺地区に比べて、ほかの地区の世帯主が、移動する可能性は高いと考えられる。
第 4 に、個人の属性の中で、性別は、女性の世帯主に比べて、男性の世帯主が移動にマ
イナスの影響を与える。離婚、死別によって、世帯主になった農村女性は、労働力不足などが原因で、農業に従業することができず、出稼ぎする可能性が高いと考えられる。しかし、サンプルの中、女性の世帯主の割合がわずか 5％しか占めないため、その統計的な有意性は見られないと考えられる。
年齢階層は、30 歳以下に比べて、30 歳以上のすべての年齢階層が移動にプラスの影響を与える。特に、30－39 歳の年齢階層は統計的に有意である。厳（2005）の研究によると、個々人の非農業就業は、年齢は、60 歳以上に比べて、60 歳以下のすべての年齢階層の人がプラスの影響を与え、30－39 歳の年齢階層が非農業に就業する確率が一番高いと示した。
今回の調査の平均値でも、その年齢階層の移動率が最も高かった。30－39 歳の世帯主家庭
は、労働力数が少ないため、農業所得が各年齢階層の中で一番低い。農業所得が少ないた
め、出稼ぎする可能性は高いと考えられる。
婚姻状況は、未婚に比べて、すべての婚姻状況がプラスの影響を与えるが、統計的に有意ではない。中国農村では、年齢が若いほど、未婚者であるほど、移動する傾向が強いと見られる。しかし、回帰分析では、その傾向が見られないのは、第 1 に、朝鮮族の場合、韓国への移動は、移動先の韓国政府の受け入れ政策によって、一時期若者より 60 歳以上の人の移動が自由になったことが要因である 9。第 2 に、農村から都市への移動（海外移動も含む）は、建築業、サービス業などきつい仕事が多い。仕事がきついため、家庭負担が少ない未婚者は出稼ぎを放棄する傾向が強いと考えられる。

『中国経営管理研究』第 9 号

教育水準は、非識字に比べて、学歴が高くなると、移動にプラスの影響を与えるが、統計的に有意ではない。人的資本理論によると、教育を受けていない人より高い教育を受けた人の移動比率が高いはずである。しかし、今回の調査対象の学歴は、非識字が 5％、小卒が 16％、中卒が 51％、高卒が 25％、短大卒以上が 2％を占める。中国農村では、中卒の学歴が多く、高学歴の割合が低いため、学歴による移動傾向は見られない。吉林省の場合、移動先の仕事が建設業に集中しているため、低い学歴でも雇用される確率が高いと考えられる。
第 5 に、家族の属性の中で、労働力数が増えると、移動にプラスの影響を与えるが、統計的に有意ではない。中国農村では、労働人口が多く、1 人当たり耕地面積が少ないため、農村から都市へ、農村から農村への移動傾向が強いと考えられる。ところが、統計的に有意性を示していないのは、吉林省の場合、「1 人子政策」を早く実施したため、全国平均と比べて、農村部労働人口が少ない。1 人当たり耕地面積は、全国平均の 2.5 倍で、中国
31 省市の中、3 番目で大きい。これらの理由から、労働力数は世帯主移動に重要な影響を与えないと考えられる。
子供数は、世帯主の移動にマイナスの影響を与えるが、統計的に有意ではない。子供が多い農村家庭では、労働力になっている子供が出稼ぎする傾向が見られる。子供が出稼ぎする家庭では、世帯主が農業に専従する傾向が強い。しだかって、子供が多いほど、世帯主の移動にマイナスの影響を与えると考えられる。しかし、中国では、「1 人子政策」によって、農村部でも、2 人以上の子供を持つ世帯が少ない。今回の調査によると、1 世帯あたり子供数はわずか 1.52 である。この数字は、子供数の減少が移動に与える影響は弱いことを意味する。
妻の移動は、世帯主の移動にマイナスの影響を与えるが、統計的に有意ではない。農村から都市への移動は、主に出稼ぎである。中国農村の出稼ぎは、夫婦同行の割合が少なく、夫が出稼ぎして、妻が農業に従事しながら、子育てをする傾向が強いと考えられる。朝鮮族の場合、漢族と比べて、妻が移動すると、夫も移動する傾向が高いが、夫婦同行の割合が約 1 割程度に止まっているため、統計的な有意性が見られないと考えられる。
労働力数、子供数、妻の移動の有無など家族の属性が世帯主の移動の決定要因として、統計的に有意でないことから、家族の属性は世帯主の移動に重要な影響を与えないと言える。

３．

農村部１人当たりの所得の決定要因

様々な労働移動研究から、農村から都市への移動は期待賃金格差によって決定されると言える。中国では、高い経済成長率の下で地域間、農村・都市間、同じ地域の農村・農村
17

農村労働力の民族別移動

間の格差が広がっている。その中でも、同じ地域の農家と農家の所得格差が農村労働力移動に及ぼす影響が大きいと考えられる。逆に、農村労働力の都市への移動、即ち出稼ぎは、農家の１人当たり所得に大きな変化をもたらす。そこで、農家１人当たり所得の決定要因に関して分析する。被説明変数は農家の１人当たりの所得であり、説明変数は民族の属性、
地域性、性別、年齢階層、婚姻状況、教育水準など個人の属性と労働力数、子供数、家族の出稼ぎ有無など家族の属性である。
厳（2005）の同じ研究によれば、個人の属性、家族の属性が１人当たり所得に重要な影響を与え、家族の属性より個人の属性のほうが 1 人当たり所得に与える影響が遥かに強いと言える。個人の属性と家族の属性については、厳(2005)の研究結果と比較して分析する。
農村部１人当たりの所得の決定要因に関する推計結果を示す表 4－2 は、以下のことを示している。
第 1 に、民族は、1 人当たりの所得の決定要因として、統計的に有意である。朝鮮族は、係数がプラス 0.58 程度で、漢族に比べて、１人当たり所得に与える影響が極めて大きい。
データの平均値によれば、朝鮮族の場合、平均所得が 11787 元で、漢族の 6270 元と比べて2 倍ほど高い。世帯主の移動の決定要因として、朝鮮族が移動する可能性が高いという結果を前節で得た。移動の可能性が高いだけではなく、移動先として、海外と省外に集中することは、多くの所得を得る可能性が高くなる。今回の調査でも、海外と省外へ出稼ぎした朝鮮族農家の１人当たり所得は 16992 元で、平均より 4 割以上高い。朝鮮族の場合、漢族と比べて世帯主がよく移動し、移動によって１人当たりの所得も高いと考えられる。
第 2 に、個人の属性の中で、性別は、１人当たり所得の決定要因として、統計的に有意ではない。世帯主が男性の場合、離婚と死別によって世帯主になった農村女性に比べて、移動と１人当たり所得がともにマイナスの影響を受けるが、両方とも統計的に有意ではない。一般的に、男性が世帯主になった農家の１人当たり所得が多い傾向がある。それは、女性が世帯主になった農家では、労働力不足などが原因で、農業所得が減る可能性が高いからである。しかし、農業所得で生計を維持することが難しいため、出稼ぎする傾向が強い。その結果、１人当たり所得は、農業所得が減っても、出稼ぎ所得があるため、男性世
帯主の家計と差が見られないと考えられる。
年齢階層は、30 歳以下に比べて、30－39 歳と 50 歳以上の係数はマイナスで、40－49 歳
係数はプラスとなっているが、統計的に有意ではない。表 4－2 によると、世帯主移動の決定要因として、30 歳以下に比べて、30－39 歳がプラスで、統計的に有意であった。30－39
歳の世帯主がよく移動するにもかかわらず、1 人当たり所得が少ない要因は、農業所得と移動先である。今回の調査で、30－39 歳の世帯主家庭は、まだ子供が小さくで、労働力にはならないため、農業所得が各年齢階層の中で一番低かった。一方、30－39 歳の出稼ぎす『中国経営管理研究』第 9 号

る家庭でも、まだ子供が小さいため、移動先として「県内郷外」が多かった。省内移動で得られる出稼ぎ所得が省外移動と海外移動より少ないと考えられる。これらの理由から、
30－39 歳の世帯主家庭は、よく移動しでも、ほかの年齢階層と比べて、1 人当たり所得が少ないと考えられる。
婚姻状況は、未婚に比べて、既婚は統計的に有意ではないが、離婚と死別は係数がプラスで、統計的に有意である。中国農村では、未婚者が世帯主になった場合、ほとんど労働
力数が１人であるため、正常な農業活動ができず、農業所得が少ない。また、出稼ぎの仕事は、建築業、サービス業などきつい仕事が多いため、家庭負担がない未婚の世帯主にとって、出稼ぎの傾向が強くない。出稼ぎする場合でも、仕事を選ぶことで、失業状態が長く続けると、得る所得も減少する。ところが、離婚と死別によって世帯主になっている女
性は、農業に専従することが難しいため、出稼ぎする傾向が相対的に強い。出稼ぎの場合、１人で家庭を支えることで、未婚者と既婚者に比べて、仕事がきつくても高い所得を期待する。期待賃金が高いため、省内より省外、海外への移動が多い。生計を維持するため、仕事を辞めることも少ない。これらの理由から、離婚と死別は１人当たり所得が高いと考えられる。
教育水準は、非識字層と比べて、小学校卒と短大卒の係数がプラスで、中卒と高卒の係数がマイナスであるが、統計的に有意ではない。世帯主の教育水準は、厳(2005)の研究でも有意性を示していなかった。人的資本論によると、教育を受けていない人より高い教育を受けた人の移動の可能性が高い。しかし、今回の調査では、教育水準と世帯主移動には
強い相関性が見られない。また、中国農村では、一般的に高卒以下の学歴であるため、教育水準別の出稼ぎ所得の格差もそれほど大きくない。また、中国の農業生産は、生産性が低いため、教育水準による農業所得の格差も見られない。教育水準が出稼ぎ所得と農業所得に与える影響から、１人当たり所得にも大きい影響を与えないと考えられる。
上述のように、農村部では、婚姻状況以外の個人の属性が農家の１人当たり所得にあたり影響しないことが明らかになっている。
第 3 に、家族の属性の中で、労働力数が増えると、１人当たりの所得にプラスの影響を与えるが、統計的に有意性を示していない。労働力数が多いと農業所得が多くなる可能性があり、余剩労働力が農業から離れ、非農業部門に就業すると出稼ぎ所得もあると考えられる。ところが、中国農村では、「大家族農業」から「小家族農業」への転換から、世帯数が少なくなっている。また、「１人子政策」よる子供数が減ることで、労働力数も少なくなっている。今回の調査では、平均世帯数は 3.78 人で、平均労働力数は 2.5 人である。
労働力数の減少によって、１人当たりの所得に与えるその影響も弱化していると考えられる。厳(2005)の研究でも、労働力率が１人当たりの所得にプラスの影響を与えるが、統計
19農村労働力の民族別移動

的有意性を示していなかった。
子供数が増えると、１人当たりの所得にマイナスの影響を与えると考えられるが、統計的に有意ではない。子供が多い農村家庭では、１人当たりの所得に二つの効果をもたらす。
子供が労働力になるまで、所得を得ることができないため、マイナスの効果をもたらす。
一方、子供が労働力になると、農業を手伝う或いは出稼ぎすると、１人当たりの所得にプラスの効果をもたらす。もちろん、子供が小さい世帯では、子供が大きい世帯と比べて、親が家を離れて、出稼ぎを選択することが難しいかもしれない。二つの効果の相互作用から、その有意性は見られないと考えられる。これらの理由から、子供が多くほど、1 人当たりの所得が減少するとは言えかだい。
家族の出稼ぎがある世帯は、係数がプラスで、統計的に有意である。推計結果から、家族の出稼ぎ有無状況は、係数が 0.25 程度で、１人当たりの所得と強い相関性を持つことがわかる。調査によると、朝鮮族の場合、所得の 8 割以上が出稼ぎ所得で、農業所得との格差が 2 万 5 千元以上である。所得の中で、出稼ぎ所得が占める割合と二つの所得の格差から、家族の出稼ぎが 1 人当たりの所得に強い影響を与えると考えられる。
1 人当たりの所得の決定要因として、家族の属性の中で、労働力数と子供数の影響は弱い一方、家族の出稼ぎ有無の影響は強いと考えられる。

5．まとめ
様々な人口・労働移動の先行研究と比べて、中国農村労働力の民族別移動、特に朝鮮族の移動は異なる傾向を示すと考えられる。回帰分析では、説明変数として民族の属性を入れて分析した結果、世帯主の移動と農家の 1 人当たり所得に決定的な影響を与えることが明らかになっている。以下は主な分析結果である。
民族別移動パターンをみると、漢族は他の中部地域の農村部と同じパターンで、省内移動が中心となっている。朝鮮族の場合、省内移動より省外移動と海外移動が占める割合が高い。朝鮮族は、他の民族と比べて、相対的に教育水準が高い。人的資本理論によると、
相対的に高い教育を受けた人々は様々な移動情報にアクセスすることができ、移動費用が安くなり、長距離の移動を果たすことができる(厳 2005)。そして、韓国企業が集中している省外への移動と韓国への海外移動は、同じ民族であり、言語と文化に関して問題がなく、様々なネットワークによって、雇用される確率が高くなる。また、韓国政府の受け入れ政策によって、朝鮮族の海外移動が増加する傾向がある。

『中国経営管理研究』第 9 号

表 4－2

農家１人当たり所得の決定要因（OLS 回帰）
説明変数

非標準化係数

標準化係数

ｔ値

有意水準

race(China Korean)

4879.927

0.327

4.330

0.000***

gender(male)-958.045-0.027-0.3070.759

age group2(30－39 歳)-2725.576-0.134-1.3320.184

age group3(40－49 歳)

98.935

0.006

0.049

0.961

age group4(50 歳以上)

-383.100-0.025-0.1770.860

marriage2(既婚)

2081.344

0.100

1.030

0.304

marriage3(離婚と死別)

7968.294

0.233

2.435

0.016**

education2 (小学校卒)

415.777

0.020

0.175

0.861

education3 (中卒)

-367.611-0.025-0.1640.870

education4 (高卒)-598.927-0.035-0.2530.801

education5(短大卒)

2535.318

0.053

0.665

0.507

labor size

263.542

0.035

0.499

0.618

child size

-915.069-0.114-1.4250.156

household migration

4188.102

0.227

3.502

0.001***

constant

3423.976

―

0.776

0.439

adjusted R2

0.207

number200

注：***は1％有意水準、**は5％有意水準、*は10％有意水準でそれぞれ統計的に有意。

回帰分析の結果をまとめると、以下の通りである。第 1 に、中国農村部では、所得差、民族、地域、年齢階層は世帯主移動の決定要因であるが、性別、婚姻状況、教育水準、労働力数、子供数、妻の移動の有無は、世帯主の移動の決定要因にはならないと考えられる。
多くの研究は年齢が若いほど出稼ぎにでる傾向が強いことを示しているが、世帯主を取り上げた場合、30 歳以下に比べて、30－39 歳がよく移動するという結果が得られた。個人と世帯主の移動の異なる結果についでは、筆者の今後の研究課題である。第 2 に、中国農村部では、民族、婚姻状況、家族の出稼ぎの有無は農家の 1 人当たり所得に強い影響を与えることが明らかになっている。しかし、性別、年齢階層、教育水準、労働力数、子供数は農家の 1 人当たり所得にあまり影響を与えていない。
今回の調査を通じて、吉林省の農村労働力の民族別移動パターン、農村世帯主の移動の決定要因、農村部１人当たり所得の決定要因について調べた。民族別移動パターンについ21

農村労働力の民族別移動ては、異なる傾向が見られるが、データの不足などの理由から、異なる移動パターンの原因解明、移動する経由、移動先での生活などがよく分析できていない。世帯主の移動と農家 1 人当たり所得の決定要因についでは、定性、定量分析を使って、基本的な計量分析を行ったが、多重共線性問題、バイアス問題について議論が充分にできなかった。
このデータの分析結果から吉林省の農村労働力の民族別移動を計測することには大きな限界があると思われる。200 世帯は、サンプルとして少ない面もあるが、調査は世帯主を対象としたため、年齢階層が中国人口センサス資料や他のミクロデータより高い傾向があると考えられる。この問題も、今後の課題とする。

注：
１

1990 年と 2000 年の全国人口センサス資料を参照されたい。

2

ｔ検定によって、平均値の差が 0.0176、ｔ値が 0.255 であるため、「世帯主の民族別移動率の平均値の差がゼロである」という仮説は 5％の確率で棄却できない。つまり、朝鮮族と漢族の世帯主の移動率には差がない。
3

ｔ検定によって、平均値の差が 0.0415、ｔ値が 0.722 であるため、「世帯の民族別移動率の平均値の差がゼロである」という仮説は 5％の確率で棄却できないが、世帯主の民族別移動率の差に比べその差が相対的に大きい。
430－39 歳の場合、漢族と比べて、朝鮮族の世帯主の移動率が若干高い傾向があるが、ｔ検定によれば、平均値の差が 0.1948、ｔ値が 1.258 であるため、「30－39 歳の民族別移動率の平均値の差がゼロである」という仮説は 5％の確率で棄却できない。つまり、30－39 歳の朝鮮族と漢族の移動率には差がない。
5ｔ検定によって、平均値の差が 14997、ｔ値が 4.452 であるため、「一世帯あたり民族別総所得の平均値の差がゼロである」という仮説は 5％の確率で棄却される。つまり、朝鮮族と漢族の一世帯あたり総所
得には差がある。
6

ｔ検定によって、平均値の差が－0.5937、ｔ値が－3.798 であるため、「一世帯あたり民族別家族数の平均値の差がゼロである」という仮説は 5％の確率で棄却される。つまり、朝鮮族と漢族の一世帯あたり
家族数には差がある。
7

韓国法務部ホームページ＜http://www.moj.go.kr/＞「滞在外国人 100 万人を突破」
2007.8.24 報道資料を参照されたい。

8

韓国労働部ホームページ＜http://www.molab.go.kr/＞「2007 年外国人労働力受け入れ計画」
2007.3.24 報道資料を参照されたい。

9

韓国法務部ホームページ＜http://www.moj.go.kr/＞「滞在外国人 100 万人を突破」
2007.8.24 報道資料を参照されたい。

『中国経営管理研究』第 9 号

参考文献[英語文献]
Lewis, W.A.(1954)“Economic Development with Unlimited Supplies of Labour”,Manchester School of Economic
and Social Studies, May22(2): 91-139
Sjaastad, Larry.A.(1962) “The Costs and Returns of Human Migration”,Journal of Political Economy,70(5):80-93
Todaro, M.P.(1980) “Internal Migration in Developing Countries: A Survey in Population and Economic Change in
Developing Countries”in Richard A. Easterlin(ed.) Population and Economic Change in Developing
Countries, Chicago University of Press.
Joseph G.A and Rebecca M.B(1999),“Race and Gender in The Labor Market”,Handbook Of Labor
Economics,Vol3C:3143-3190
Katherine M.O and John M.Q(1993), “Family Networks and Youth Access to Jobs”,Journal of Urban
Economics,Vol34:230-248
Robyn Iredale, Naran Bilik and Wang Su(2001) ,「Contemporary minority migration, education, andethnicity in China」E.Elgar,USA[日本語文献]伊藤正一（1998）『現代中国の労働市場』有斐閣

大島一二（1996）『中国の出稼ぎ労働者－農村労働力流動の現状とゆくえ』芦書房

大森義明（2008）『労働経済学』日本評論社

大津定美(2005) 『北東アジアにおける国際労働移動と地域経済開発』ミネルヴァ書房

渡辺利夫（1986）『開発経済学－経済学と現代アジア』日本評論社

厳

善平(2005)『中国の人口移動と民工』勁草書房

黄潤龍ほか(1998) 「近十年わが国大陸海外移民」『人口と経済』第 1 期
樋口美雄(1996)『労働経済学』東洋経済新報社

李明星（2007）「中国における都市と農村経済の相互作用メカニズム－労働移動の決定要因の観点から」『経済学論究』第 61 巻第 1 号
劉徳強・高田誠(1999)「農家労働供給と出稼ぎ」 南亮進・牧野文夫編『流れゆく大河 : 中国農村労働の移動』日本評論社[中国語文献]23

農村労働力の民族別移動

国家統計局編『中国統計年鑑 2007』,中国統計出版社
国務院人口普査弁公室編『中国 2000 年人口普査資料』,中国統計出版社
吉林省統計局編『吉林統計年鑑 2007』,吉林大学出版社
吉林省人口普査弁公室編『吉林省 2000 年人口普査資料』,中国統計出版社
延辺統計局編『延辺統計年鑑 2007』,延辺人民出版社[韓国語文献]権太燗ら（2003）『中国朝鮮族社会の変化－1990 年以後を中心に』，ソウル大学社会発展研究所
朴光星(2006)『グローバル時代中国朝鮮族の労働力移動と社会変化』ソウル大学社会学部博士学位論文
白権浩(2004)『中国国内韓国系外資企業の経営現地化』，知識マタン
具知瑛(2005) 『中国青島における韓国人と朝鮮族の共生関係』アジア遊学