１７【研究ノート】

中国農村の所得不平等とその構造的要因＊：
世帯規模，年齢構造と所得構成の影響を中心に
孟哲男［キーワード］中国農村，不平等，所得格差，構造的要因［JEL 分類番号］D３１，D６
３

１．はじめに
１．
１ 問題提起と課題

１９９９，３８頁）。
経済発展に関連する要因として農村経済の構造変化や地域間での労働移動が挙げられる１

改革開放以降の中国農村部で，世帯間の所得

（佐藤２
００
０，１７
０ページ）
。産業構造の高度化は，格差が急速に拡大してきた。国家統計局農村家

農業から非農業への所得構造変化を通して農計調査（Rural Household Survey, RHS）の集計

家間の所得分布に大きな影響を与える。中国社

資料等を用いた先行研究によれば，農家世帯の会科学院（Chinese Academy of Social Sciences,

純収入ジニ係数はここ２，３０年間上昇し続け，

CASS）の農家調査データに基づいた関連研究

２００
５年に０．
３７５に達した（唐２００６）。農家間の所

では，１
９８
８年〜１
９９５年の農村部における所得格

得格差は都市部世帯間の所得格差より大きく，差の拡大は主として所得構造の変化によってもまた，省市区（省・直轄市・自治区）間所得格たらされたとされている（ 恩・李思勤１９９９，差，東部・中部・西部間の所得格差のいずれに

佐藤２０００）。経済が発展する過程で所得格差のおいても，農村部が都市部を上回っている（李拡大にやむをえない側面があるといえる。

・岳２０
０４， ２
００
８）
。不平等社会といわれる今

他方，制度や政策によって生み出される格差の中国では，農村部における所得格差の是正ももある。実際，中国の農村部で所得格差が拡大

喫緊の政策課題となっているが，そのために農した背景に非農業の地域間でのアンバランス的

村部の格差状況が悪化した要因について実証的発展，農業生産の構造調整，農業税の存続とな分析が必要となる。
所得格差（I）は，経済発展（D），制度の変
遷・改革（R），政府の政策（P）から影響を受けるとされる。これを I ＝ f（D，R，P）で示すことができる（趙ほか１９９９，８頁）。中国農村では，人民公社が消失した１９８
４年から農業税制が廃止された２００６年までの２
０数年間にわたって，所得分配に関わる大きな制度改革がなかった。
つまり，１９９０年代以降の農村部における所得格
差の拡大は主として経済発展と政策の変化によってもたされたものと考えられる（趙ほか───────────＊ 本稿の執筆過程で，指導教授の厳善平先生に大変お世話になった。また国際東アジア研究センター主任研究員の戴二彪先生，本誌の匿名レ
フェリーからも有益なコメントを頂いた。ここに記して感謝の意を表したい。誤りについてはすべて筆者の責任に帰する。
１ 全国レベルでみた場合，農村都市間の労働移動は農村部所得分布の改善に寄与する。ただし，労働移動の影響方向は地域によって異なっており，とりわけ四川省の場合（１９９５年），低所得世帯において出稼ぎ比率は少なく，出稼ぎは所得
分布悪化の方向に作用する（李・魏１９９９）。

１８中国経済研究第７巻第１号

いった要因が指摘されている。また，農地分配

政策の影響もあって，少子化と高齢化が加速し制度は所得の不平等化を抑制する要素であったている。日本の経験を鑑み，中国で起こりつつが（佐藤２０００，趙ほか１９９９，２９頁），戸籍制度改

あるそうした構造変化も所得分布に何らかの影革に伴い農地の流動化が加速し，農家間の所得響を与えていると考えられる。もし，この命題

格差の拡大に拍車をかけている。

が真であれば，中国の格差拡大にも見かけの部

経済発展の関連要因のほかにも容認されるべ分が含まれることになる。

き部分がある。異なる世帯規模の間の所得格差，

本稿では，１９
９０年以降の中国農村部での所得または同じ世帯規模グループ内の所得分布が同分布変動について，全国家計調査の集計データ

じであっても，世帯規模の構造が変化した場合，

および「１
９
９
９年四川省・安徽省農家家計調査」

全世帯の所得分布が変化しうる，といった見かの個票データ（以下，「安徽・四川調査」と略

け上の不平等化である。また，１人当たり所得

す）を用いて，「見かけ上」の不平等化，経済発と世帯人数の間に負の相関関係があり，１人当展および制度・政策という視角から実証的に分たり所得の不平等度は世帯規模の変化から影響析する。本稿の構成は以下のとおりである。

を受けやすい。

１．
２節では，主な先行研究を整理する。第２節

年齢階層別にみたグループ内の格差も異なる。

では，世帯の小規模化および年齢構成の変化が

普通，賃金所得のばらつきの大きい高齢層では，所得分布に与える影響を究明する。第３節では，所得格差が比較的大きい。そこで，総人口に占経済発展の関連要因（所得構造の変化），そう

める高齢者の割合が上昇するにつれ，全所得のでない要因のそれぞれが所得不平等に与える影

不平等度が高まる可能性が高い。世帯員数や年響について分析する。最後は本稿のまとめであ

齢分布の構造変化に起因する不平等度の上昇は，る。

真の不平等とはいえない（大竹２
０
０
５，１
１−２
８ペー
ジ）。

１．
２ 先行研究のレビュー

小塩（２００６，２４ページ）にあるように，１９８
３

まず，経済発展の関連要因に関する先行研究

年〜２００１年の日本では，平均対数偏差に表れるについてである。経済発展→所得構造の変化→

当初所得格差の拡大に対して，高齢化要素と１所得格差の拡大という流れで実証的に分析する世帯当たり人数の減少はそれぞれ５
１％，１４％寄

先行研究が多くある。そのほとんどで，所得不与しているという２。近年の中国でも，未婚化，平等度（主にジニ係数）を所得構成要素に分解

晩婚化および核家族化が進み，世帯規模は次第する方法で所得分布変化の要因が分析され３，に縮小している（唐２００５）。同時に，１人っ子

以下のような結論がほぼ共通して見られている。
すなわち，農村では，賃金分布の不平等度が総───────────
２ 小塩（２００６）は，厚生労働省の「所得再分配調査」の個票データを使用している。ただし，人口高齢化，世帯の小規模化の影響は，分析方法や期間によって異なる。大竹（２００５，９８−１０１
ページ）は，「所得再分配調査」を用いて，１９８１
年〜１９９
３年の格差拡大の２
０％〜４０％が人口高齢化によったものとしている。他方，『平成１７年
所 得 再 分 配 調 査 報 告 書』で は，２００２年 調 査 と
２００
５年 調 査 の 間 で，当 初 所 得 の ジ ニ 係 数 が
０．
４
９
８から０．
５２
６に上昇した分のうち，８割が人
口高齢化，１割が世帯の小規模化によるとされている。所得分布の不平等化に対する人口高齢化の影響は増大しているのである。

所得分布の不平等度より高く，総収入に占める賃金割合の増加は所得格差の拡大をもたらす主な要因である（ 恩・李思勤１
９
９９，張１
９９
９，佐
藤２０
０
０，唐２０
０６）。た と え ば，恩・李 思 勤（１９９９）によれば，所得構成が変化しなかった
場合，各所得構成要素の不平等化によって農村部の所得ジニ係数は１９８
８年の０．
３３
８から１９
９５年
の０．
３
７４に上昇する。それに対して，同期間中，───────────
３

所得構成要素によるジニ係数の分解方法について，第３．
１節を参照されたい。

中国農村の所得不平等とその構造的要因：
世帯規模，年齢構造と所得構成の影響を中心に所得構成要素の不平等度が変化しなかったとす

１９

（張１９
９９，張２
００５，小久・浅見２
００５）。

れば，所得構造の変化でジニ係数は０．
４０５に上以上のように，中国における所得格差の発生がる。また，CASS の集計データを用いた佐藤要因に関する先行研究では，所得構造および制（２０００，１６５ページ）によれば，１
９
８
８年から９
５年

度改革の影響は重視されたものの，世帯員数でまでのジニ係数の上昇分の約７５％がそうした所

示される世帯規模の構造変化，年齢階層別構成

得構造の変化によって説明されるという。とこ比の変化については十分な注意が払われてこな

ろが，所得構造の変化という視点から，１９９５年かった。ただ，CASS 調査の個票データを用い以降の不平等化の要因を実証的に分析したもの

た２つの関連研究があるので，簡単に紹介してはほとんどない。

おく。

所得の不平等化と経済発展の関連要因との関

奈特・宋（１９９９，１８２−１８５頁）は，対数分散の係について橘木（１９９８，７１ページ）で述べられ

分解方法４を利用して，農家人口１人当たり所ている。経済発展の初期段階では有能な人の役

得の格差拡大（対数分散）の８％が世帯規模の割がいろいろな分野でリーダーとして重要であ

構造変化によって説明できることを明らかにし，り，その人達の所得が高くなる。つまり，有能

併せて，世帯規模の構造変化が所得格差の変化

な人や熟練度の高い人（教育水準の高い人）とよりも平均所得の変化に大きく影響したことをそうでない人との収入格差が拡大する。ところ指摘している。

が，南・牧野・羅（２００８，第３章）が示すよう

また，古斯塔夫森・李（１
９
９
９，２
４１−２
４４頁）で

に，１９
８８年から２００
３年にかけての中国農村では， は，１
９８
８年〜９５年における全世帯（都市と農村
世帯単位でみた教育の収益率は４％ないし５％の両方を含む）の所得不平等度（対数分散）のと低く，明らかな変化も見られない。

変化に対して，世帯主の年齢分布変化５などが次に，農村地域間における所得格差の影響をどの程度寄与したかを計量的に分析している６。

みる。CASS 調査データを用いた張（１９
９
９，２
９
５

その際，世帯員数が不平等度に与える影響をコ頁）で，１９８８年，１９９５年の農村部所得不平等をントロールするための調整所得（いわゆる「等省内格差と省間格差に分解し，省間の格差拡大
が全体のそれより著しく，したがって，地域間
所得格差の拡大は農村部の所得分布を悪化させた重要な原因であったと指摘された。農村部の所得格差は，非農業のアンバランス的発展によってもたらされたというわけである（趙ほか
１９９９，１３頁）。
ただ，１９９０年代半ば以降の農村部における所
得不平等化に対する地域間格差の影響が小さいと考えられる。２つの事実を状況的証拠として挙げることができる。第１に，農村部の省間所得格差は１９８０年代を経て急速に上昇したが，９３
年にピークを迎えた後，９８年まで低下し，その後再び拡大に転じた（呉２
０
０
８，
７
４ページ）
。第２
に，農家間の所得格差を地域（省，県，村）内
における農家間所得格差と地域間（省間，県間，村間）格差に分解した研究によれば，所得格差に対する貢献度は前者のほうが遥かに大きい───────────
４ この分析方法は大竹（２００５）でも使用されている。本稿でも同じ分析方法を利用する。ただし，本稿では一時点の個票データを使用するため，格差変化の寄与率を求めることはできない。
詳しくは第２節を参照せよ。
５ 格差の度合いを表すジニ係数等は往々にして世帯単位で算出される。その際，世帯主の年齢で全人口の年齢構造の影響を分析するのは一般的である。
６ 古斯塔夫森・李（１９９９）では，以下の分析方法を使用している。すなわち，２つの時点における平均対数偏差（MLD）の変化を，①各グ
ループ内における格差拡大，②グループ間における格差拡大，③各グループの人口構成比の変化がグループ内格差に与える効果，④各グルー
プの人口構成比の変化がグループ間格差に対する効果に分解する。人口構成変化による効果は③と④合計で示される。４つの項目に分解されるため，より詳細な分析が可能になる。ただし，
この方法は２時点のミクロデータがなければ適用できない。

２０

中国経済研究第７巻第１号価所得」）が用いられた。推測の結果，年齢構造（２）の変化の寄与率がほぼゼロであることが明らかとなった。中国では，年齢構造と所得格差の関

ここで，係がまだ比較的弱いということができる。

（３）

上述のように，農村部における所得分布の変化要因について，１
９
８
８年，１
９９
５年 CASS 調査をと表すことができる。

利用した研究が数多くあるが，１９９０年代後半から２
００
０年代前半までのものは少ない。

２．見かけ上の不平等化
２．
１ データと分析方法
本節では，「安徽・四川調査」の個票データ

ただし，pj ，vj ，yj は，全世帯に占める第 j グ
ループの割合（世帯構造），第 j グループの対数
分散，第 j グループ内の平均所得，をそれぞれ示 す。（２）式 に お い て，右 辺 の 第 １ 部 分 が グ
ループ内格差，右辺の第２部分がグループ間格
差，をそれぞれ意味する。

を用いる。農業部農村経済研究センターの「農ほかの条件をある時点に固定し，それと変化

村外出労働力回流研究課題組」
（以下，
「課題組」

後の世帯構造を組み合わせることによって世帯と略す）は，RHS システムを利用して，四川省

構造変化（pj）による格差変化が考察できる。

と安徽省の RHS サンプル世帯（７１県，７２
０
０世

その際，
（２）
式が示すようにグループ内格差お帯）の個人を対象に，出稼ぎ，帰郷などに関すよびグループ間格差の両方が変化する。また，る補充調査を行った。課題組は，RHS データと（３）式 が 示 す よ う に，世 帯 構 造 の 変 化（pj）に

補充調査データとのマッチング作業，同一世帯

よって全体の平均所得も変化する。このことは，の判別作業を行い，有効サンプル（６
２県，５４
８
４

グループ内格差が同じであっても，格差の大き世帯）を選定した７。本稿では，課題組による有いグループのシェアが上昇すれば，全体の平均

効サンプルを用いる。また，世帯員数と世帯主所得も変わるため，全体の不平等度が不変また

年齢の分布変化については，『中国人口統計年

は縮小する可能性があることを意味する。
中国の所得分配に関する先行研究では，世帯鑑』および人口センサスの公表データを使用す

員１人当たり所得を用いるものが多い。ところる。
本節では，対数分散の分解によって世帯構造

が，家電製品など耐久消費財が世帯単位で購入

変化の所得不平等度に与える影響を明らかにすされる場合が多く，人数の少ない家族と多い家る。対数分散は所得の不平等度を測る指標とし族の間で，たとえ両者の平均所得が同じであってよく用いられる。所得の対数分散（LV ）は，ても，後者の実質的生活水準は高い。日常的な世帯所得の対数値の分散であり，生活消費により多くの支出が可能だからである。

（１）として計算される。

そこで，実質的生活水準をよりよく反映できる指標が必要となる。
こうした世帯構造の不平等度に与える影響を

全世帯を m 個のサブグループに分けると，対数分散は以下のように分解される８。
───────────
７ RHS データおよび追加項目を用いた代表的な研究書として白・宋（２００２）が挙げられる。
白・宋（２００２）は，課題組による有効サンプルに 基 づ い て 書 か れ て い る。調 査 の 実 施 方 法，
データの基本構造，有効サンプルの判別方法などについては，白・宋（２００２）に詳細な説明がある。

コントロールするため，等価所得という指標が広く用いられる。それは世帯総所得を世帯員数の平方根で除して得られるものだが，基本的な考えに，世帯間の所得を比較する以上，それが個々人の経済厚生をできる限り正確に反映する───────────
８

対数分散の定義およびその分解式について，
小塩（２００６，２４ページ）を参考にした。

中国農村の所得不平等とその構造的要因：
世帯規模，年齢構造と所得構成の影響を中心に

図１２１

四川省農村世帯員数別の世帯分布（資料）国務院人口普査弁公室他（１９
９１，５
００−５
０１頁）
，国務院人口普査弁公室他（２００２，１３９頁），『２０
０５年全国１％人口抽様
調査資料』より作成。

必要がある（経済企画庁経済研究所編１
９
９
８，１
０
−１
１ページ）。以下，１人当たり所得と等価所得の両方を用いて格差の問題を考える。

（『四川統計年鑑』各年版）。
各時期における世帯規模の変化は異なる特徴
をもつ。１
９
９０年〜２
００
０年における世帯の小規模化について，人口年齢構造のシフトを背景に，

２．
２ 世帯規模の変化と所得格差

若者，中年世帯の割合増に伴う核家族（とくにデータの制約のため，この項では，四川省農３人世帯）の増加が重要な原因である。２０００年

村に限定して世帯規模と所得格差の関係を分析〜２００
５年では，１人世帯，２人世帯の割合が上する９。

昇し，３人世帯の割合が低下したことが特徴で

まず，世帯規模の構造変化をみる。図１は，人口センサスの集計データを用いて描かれた四ある。核家族化に加え，小規模世帯の構造変化が急速に進んだのである（唐２００５）。

川省農家世帯の人数別分布とその累積百分比で次に，四川省農村における世帯規模別グルーある。一見してわかるように，１
９９
０年から２
０
０
５

プ内格差（対数指数）を表す図２に基づいて世年にかけて世帯の小規模化が着実に進んできた。 帯人数と格差の関係を検討する。比較するため，比較的高い割合を占めるのは４人，３人世帯か

同 図 に 全 国 農 村 の 状 況 を 反 映 す る 奈 特・宋ら３人，２人世帯へシフトし，３人世帯までの

（１
９９
９，１
８
５頁）の計測結果も併せて示した。明

総世帯数の累積比率は１
９
９
０年の４
３．
５％から２
０
０
５

らかに見て取れるように，四川省および全国農

年の６７．
４％へと高まった。同期間中，１世帯当

村では，世帯員の多い世帯グループほど，そこたりの世帯員数も４．
３
５人から３．
８
７人に減少したにおける所得格差が小さい傾向にある。世帯員の多い世帯層ほど，世帯員に占める労働力比の───────────
９ 安徽省の個票データもあるが，１人世帯の有効サンプルが４つしかなく，しかも，その４世
帯における所得格差が異常に小さい。本稿の分
析目的に照らして考えると，安徽省のサンプルは使えない。

バラツキが小さいからであろう。これは，世帯の小規模化が規模別グループ内格差（式２の右辺第１部分）の拡大に影響することを意味する１０。
他方，農家調査の個票データによれば，四川２２

中国経済研究図２

農村部における世帯規模別グループ内格差

第７巻第１号（注）（）内はサンプル数である。
（資料）「安徽・四川調査」の個票データと奈特・宋（１９９９，１８５頁）より作成。

省農村における１人当たり所得の不平等度（対大竹（２００５，２５−２
６ページ，９５−９７ページ）が数分散）は０．
２１１である。全世帯を規模別グルー

示したように，対数分散による不平等度の変化

プに分けると，（２）式によって全体の所得格差

は，世帯構造の変化による変化とそれ以外の変は，グ ル ー プ 内 格 差０．
１
８５と グ ル ー プ 間 格 差化に分解できる１２。ここではデータの制約もあ０．
０２７に分解される１１。規模別グループ内不平

り，対数分散の分解で世帯規模の変化が所得の等度の寄与度が大きく，世帯の小規模化はグ

不平等度に与える影響を分析する。まず，全世

ループ内の所得不平等に大きな影響を与えると帯を１人世帯〜６人世帯および７人世帯以上の考えられる。また，グループ間格差が小さいた

７つのサブグループに分ける。t 年次におけるめ，世帯規模の縮小による全体の平均所得（式全体の対数分散は以下のように分解できる１３。

３）の変化も小さく，したがって世帯規模グ
ループ間格差の変化に対する世帯規模変化の影（４）

響が小さいと考えられる。要するに，世帯の小規模化→グループ内格差の拡大→所得格差の拡

ここで，大という関係が見出されるのである。
──────────────────────
１
０ （３）式が示すように，世帯規模構成の変化によって全世帯の平均所得も変化するため，世帯
１２ 大竹（２００５）は，この方法を用いて人口の年の小規模化は全体の所得格差を縮小する可能性
齢構造変化，所得再分配の影響について分析し
がある。
ている。
１
１ 世帯規模別グループを１人世帯〜６人世帯お１３ 式（４）（５）（６）については，大竹（２００５，２６ペー
よび７人世帯以上の７つのサブグループとした。
ジ）を参考にした。

中国農村の所得不平等とその構造的要因：
世帯規模，年齢構造と所得構成の影響を中心に

２３

ただし，ptj ，vtj ，ytj は，t 年次おける j 世帯

データは省レベルで公表されておらず，全国農規模グループ内の世帯数シェア，対数分散，平村のそれに関しても１
９９４年，２００５年の集計デー

均所得のそれぞれを示す。なお，右辺の第１部

タがあるのみである。本項では，全国農村の集分がグループ内格差，右辺の第２部分がグルー計データと安徽・四川調査の個票データを用い

プ間の格差，をそれぞれ意味する。

て，１
９９
４年から２００
５年までの格差変動と年齢構

対数分散の分解を用いて１９
９
９年と２０
０
０年，

造変化の関係を明らかにしたい。

２００
５年との間で，世帯規模の構成変化による不まず，中国農村における世帯主の年齢分布の平等度をそれぞれ以下のように示すことができ変化を考察する。表１，図３が示すように，農る。

村部１５ における世帯主の年齢階層分布は１９
９
４
（５）

年から２
０
０５年までの１０余年間に大きく変わって

（６）

いる。３
０歳代前半までの各年齢層において世帯

２０００年，２００５年の世帯規模構成については，主の割合が大きく下がっている。それに対して

国務院人口普査弁公室編の１％人口抽出調査の３
０歳代後半以降の全ての年齢層で２
００
５年の割合

集計データを用いる。この集計データと１９９９年が上昇した。出産制限政策のため，若い世代の農家個票データを併用するが，両者による世帯

人口規模が比較的小さく，同世代の世帯数も少規模の分布状況は異なり，それで世帯規模のなくなっている。社会全体として世帯主の高齢

経時的変化を捉えることは厳密ではない１４。

化が進んでいるということである。

つまり，１９９９年の個票データによる不平等度

次に，農村人口の年齢分布をみる（表１，図との比較ができない

３）
。１９
９
４年〜２０
０５年の１
０余年間に，１０歳代おの で あ る。し か し，１
９
９
９年 〜２
０
０
０年，そ し てよび２
０歳代を除くすべての年齢層における人口１
９９９年 〜２０
０５年 の 間 に お け る 世 帯 規 模 効 果

割合が上昇した。とくに，６
５歳以上人口の割合（）を比較すれば，２
０
０
０年〜２０
０
５

は１
９９
４年の６．
２％から２０００年の９．
４％へと急上昇

年における世帯規模変化の影響が確認できる。

し，全国人口の上昇幅（２．
９％ポイント）よりも推計の結果，１９９９年における規模別グループ

大きかった。人口の高齢化は世帯主の高齢化を

（

）と

，

，

内の不平等度および平均所得を固定した場合，もたらしたのである。

世帯規模の変化に起因した１人当たり所得の対第３に，世帯主と全人口の年齢階層別分布を

数分散は２０００年，２００
５年四川省農村それぞれ見比べると，両者間に大きな「ずれ」があるこ

０．
２６
３，０．
２
８２である（等価所得の場合，それぞとに気づく。第 i 年齢階層の世帯主数，人口数

れ０．
２２０，０．
２３６）。同期間中の四川省農村で，をそれぞれ ai ，bi とすれば，当年齢階層の世帯

世帯規模の縮小が所得格差の拡大に寄与したこ

主率 ci は（ai／bi ）となるので，以下の式が成りとが確認される。

立つ。
ai ＝b（aii／bi ）＝bici

２．
３ 年齢構造の変化と所得格差（７）「ずれ」は，世帯主率（合計人口に占める世

年齢構造の変化が所得格差に与える影響はど

帯主の割合）によって説明できる。したがって，うであろうか。通常，世帯主の年齢構造でその世帯主の年齢階層別分布は，全人口の年齢別分効果を検証するが，中国ではそうしたデータが布および各年齢階層における世帯主率に依存すわずかしか存在しない。世帯主の年齢別集計

るということができる。

───────────
１４ 本稿で用いる個票データによれば，１人世帯のシェアは０．
６％にすぎず，公表データのそれを大きく下回る。

───────────
１５ ２
００５年１％人口抽出調査の資料集では「城市」，「鎮」と「郷村」でそれぞれ集計，公表されて
いる。

２
４

表１

全国農村部人口，世帯主および世帯主率の年齢階層別分布（％）
世帯主の年齢構成

人口の年齢構成

世帯主率

１
９
９
４年

２
０
０
５年

１
９
９４年

２
００
５年

１
９９
４年

２
００
５年

１４歳まで

０．
１

０．
１

２
８．
８

２
０．
４

０．
１

０．
１

１５−１９

０．
３

０．
２

８．
４

８．
４

０．
８

０．
７

２０−２４

３．
８

１．
０

１
０．
０

５．
５

９．
４

５．
６

２５−２９

１
３．
５

３．
８

１
０．
３

５．
７

３
２．
２

１
９．
６

３０−３４

１
３．
３

９．
２

７．
６

７．
７

４
３．
４

３
５．
４

３５−３９

１
３．
２

１
４．
６

６．
７

９．
５

４
８．
５

４
５．
２

４０−４４

１
３．
７

１
４．
２

６．
６

８．
５

５
１．
５

４
９．
１

４５−４９

１
０．
４

１
２．
０

４．
８

６．
９

５
３．
９

５
１．
３

５０−５４

８．
５

１
４．
２

３．
９

７．
９

５
２．
９

５
２．
６

５５−５９

７．
５

１
０．
５

３．
５

５．
９

５
２．
５

５
２．
７

６０−６４

６．
３

７．
４

３．
２

４．
３

４
８．
６

５
０．
９

６５歳以上

９．
５

１
３．
０

６．
２

９．
４

３
７．
８

４
０．
７

（注）２００
５年１％人口抽出調査では，戸籍登録地から半年以上離れて他地域に住む人を除いた，いわゆる常住人口が登録されている。出稼ぎで留守となっていた２
０歳代，３０歳代の青壮年人口が多く，その影響が表に内包されていることに留意されたい。
（資料）『中国人口統計年鑑１
９
９５年版』
（９
３-９
４頁）
，
『２
０
０５年全国１％人口抽様調査資料』より作成。

図３

全国農村部人口，世帯主および世帯主率の年齢階層別分布

注と資料は表１に同じ。

仮に各年齢階層別の世帯主率が変化しなけれた人のうち，世帯主となっている人の割合が大ば，格差変化に対する世帯主年齢の影響は人口きく変化しているということである。まずは全年齢のそれに等しくなる。問題は，成人となっ

体状況についてだが，１
９９４年から２００５年までの中国農村の所得不平等とその構造的要因：
世帯規模，年齢構造と所得構成の影響を中心に

図４２５

世帯主年齢別の所得格差（対数分散，１
９９９年，安徽・四川農村）（資料）「安徽・四川調査」の個票データより作成。

間に，世帯主の全人口に占める割合は２４．
７％か

徴が見て取れる１６。若年層の所得格差が大きい

ら２９．
４％に上昇した。全人口に占める世帯主の背景に２つの要因が挙げられよう。１つは，年割合は平均世帯員数の逆数に等しく，世帯主率

齢の若い世帯主ほど，その世帯が世帯員数の少の上昇は上述した世帯の小規模化を反映していないグループに入る可能性が高いことであり，る。

もう１つは，妻の出産・育児，出稼ぎなど所得

ところが，年齢階層別に見ると，４
０歳代までのすべての階層で世帯主の割合が低下しているの獲得にかかわるタイミングにタイムラッグが生じやすいということであろう。

ことがわかる。特に，２５歳〜２
９歳，３０歳〜３４歳『２０
０
５年全国１％人口抽様調査資料』によれ

人口における世帯主率の低下が著しい（表１）。

ば，農村では２世代以上が同居する世帯の割合

これは，若い人が結婚しても親元から離れず同は８２％に達する。農家の所得は，世帯主以外の居を続けることを意味するかもしれないが，そ親族の収入に大きく影響される。また，年齢のれを前述の世帯規模の縮小と考え併せると，背高い世帯主ほど，世帯員数が増える傾向もある

景には晩婚化，未婚化がより強く作用したようため，高年齢階層内における所得格差の発生メに思われる。いずれにせよ，世帯主率の変化は，カニズムはより複雑であろう。図４のように，世帯主の年齢分布に大きな変化をもたらしてい同じ年齢層内の対数分布は，５５歳〜５９歳が高く，るといえよう。

６０歳〜６４歳が低い。

最後に，世帯主年齢階層別の所得格差についそれでは，世帯主の年齢構造の変化は格差全て，安徽・四川調査の個票データを用いて分析

体にどの程度の影響を与えるのか。その影響はする。図４は１人当たり所得と等価所得の対数小さいものと考えられる。

分布を示している。①各年齢層において等価所
得による格差が小さい，②年齢と格差の関係が明確な傾向を見せないものの，中年層より若年層と高齢層の内部格差が高い，という２つの特第１に，安徽・四川調査によれば，各年齢階───────────
16 後者に関しては，日本の格差研究でも大きな論点として注目された（大竹２０
０５）。

２
６

中国経済研究層における平均所得には大きな差異が見られな

第７巻第１号

れぞれ示す。

かった。これを反映して，安徽・四川農村の不構成要素の擬ジニ係数は，対象サンプルを所

平等度（等価所得の対数分散０．
１７６）を年齢階層

得総額の順位で並べて求める形式的ジニ係数で内格差と年齢階層間格差に分解した結果，グあり，要素不平等度，擬似ジニ係数と呼ばれる

ループ間格差の寄与度は２％に過ぎなかった１７。

こともある。また，構成要素 k の擬ジニ係数をグループ間格差が小さいことから，年齢構造変所得シェアで加重し，それを所得ジニ係数で割化によるグループ間格差の変化が小さいと考えることにより，ジニ係数に対する k 要素の寄与られる。

率を求めることができる。すなわち，第２に，グループ内格差の変化についてであ（９）る。図４のように，若年層と高齢層の内部格差が高く，中年層内の所得格差が低い傾向がある。

所得ジニ係数の変化を所得構造変化（構成要したがって，若年層，高齢層の世帯シェアが増

素の割合変化）による部分，所得構成要素の不大すれば，全体の所得格差も拡大する。世帯主

平等度の変化（擬ジニ係数の変化）による部分の高齢化は格差拡大をもたらすのである。１９９０に分けて考察できる。Milanovic（１９９８，pp.４
７

年代半ばから２０００年代半ばにかけて，全世帯数−４９），佐藤（２０００）で用いられた方法を簡単にに高齢層の割合が上昇するとともに若年層の割説明しておく。

合が低下し，それによる拡大効果と縮小効果が相殺したと考えられる。

S０，C０ がそれぞれ S１，C１ に変化したとすると，下記の方程式が成立する。

厳密ではないが，２．
２節で使用した手法によ（１０）り，以下の推定を試みる。すなわち，１
９
９
９年の

（８）式，
（１
０）式を組みあわせることによって，

安徽・四川調査による所得水準とその分布状況

下記の計算式が得られる。

が１９９４年全国農村のそれに等しいと仮定し，１９９４年〜２００５年の年齢構成変化（表１による）が農村部所得格差に与える影響について推計する１８。その結果，１
９
９
４年と２
００
５年の等価所得の対数分散はそれぞれ０．
１８
１，０．
１７
９であった。こ（１
１）の十年間，所得格差の変化に対する年齢構成変（１１）式の右辺の第１部分は，構成要素の不平化の影響はほとんどなかったのである。

等度を固定した場合の所得構造変化によるジニ

３．所得の構造変化と格差
３．
１ 分析方法係数の変化，第２部分は，所得構成を固定した
場合の要素不平等度の変化による部分，第３部
分は交互作用であり，各要素における不平等度

所得分布構造の変化と格差の関係を調べるのの変化量と所得シェアの変化量の積によって示によく用いられる方法に，ジニ係数を所得の構される。各部分を成要素に分解するというものがある。すなわち，する各部分の寄与率が求められる。

（８）

交互作用項（はで割れば，格差変動に対
）は，

あるい

と書けるから，評価時点（t１ 年とただし，Sk は所得構成要素のシェア，Ck は構

t０ 年）の違いによる計測誤差に相当する。たと成要素の擬ジニ係数，m は構成要素の数，をそえば，所得構造変化の寄与率を測る際に，評───────────
17 年齢階層の刻み方は図４に同じ。
１
８ 脚注１
７に同じ。

価の基点を C０ にするか C１ にするかでどれくらい寄与率の数値が変わってくるかを表している。ただし，所得構造の変化（）と要素不平中国農村の所得不平等とその構造的要因：
世帯規模，年齢構造と所得構成の影響を中心に等度の変化（（）の両方が大きい場合，誤差）も大きく，両者の寄与率が過小評価

２７い場合の問題が解消され，分析結果が読み取りやすいという利点がある。

される問題点がある。この計測誤差は所得構造
変化と要素不平等度変化の２つの要因以外になんらかの要素を内包しているわけではなく，し３．
２ 所得分布の構造変化
唐（２００６）によれば，１
９９０年から２
０
０５年にかたがって２つの要因に分けることが可能である。 けての各所得構成要素のシェア変化，擬ジニ係
本稿では，誤差項のない Milanovic（１９９８）

数およびジニ係数への寄与率は表２に示されたの分解法を用いて計測してみる。具体的には，通りである。同表からは以下の諸事実が確認で変化前と変化後の中間点を評価の基点にするこ

きよう。

とで，交互作用の寄与分が所得構造変化による第１に，家族経営収入（農業・非農業の両方

部分と要素不平等度変化による部分に分け合えを含む）の不平等度は４年次のいずれにおいてる。すなわち，も総純収入のそれを下回り，格差の拡大を抑制
する要因となっている。また，家族経営収入の擬ジニ係数は上昇しているものの，総純収入に占めるその割合が低下したため，ジニ係数への（１２）

寄与率はかえって低下した。家族経営収入不平式（８）と式（１２）
を組みあわせると下記の計算式が得られる。

等度の上昇原因については後で詳しく検討したい。
第２に，賃金の擬ジニ係数は総純収入のジニ係数より高く，格差の拡大を促す要因となっている。賃金の擬ジニ係数は１９９０年の０．
４
３
７から９５年の０．
４
７１へといったん上昇した後，低下す（１３）
ここでは，右辺の第１部分と第２部分は，そる方向に転じた。これは，１９９０年代半ばより地域間格差の拡大要素である郷鎮企業の発展が減速したことに関係しよう。

れぞれ所得構造変化と要素不平等度の変化がも

賃金格差（擬ジニ係数）の縮小は，賃金シェたらす効果を意味する。この方法により「交互アの高い世帯ほど総純収入が多いという相関関作用項」が２つの要因にうまく分解されるのか係が弱まり，低所得層における賃金所得のシェという疑問が残るが，交互作用の寄与度が大き

アが高まったことを意味しよう。内陸農村から

表２

全国農村の所得分布構造（１人当たり純収入）
所得総額に占める割合（％）
a

所得構成要素の不平等度（擬ジニ係数）および所得ジニ係数b

所得ジニ係数に対する寄与率
（％）
c

１９
９０年 １
９９
５年 ２
００
０年 ２
００
５年 １
９９
０年 １９９５年 ２０００年 ２００５年 １９９０年 １９９５年 ２０００年 ２００５年
賃金

２０．
２

２
２．
４

３
１．
２

３
６．
１

０．
４
３
７

０．
４７１ ０．
４１７ ０．
４０９

２９．
４

３１．
５

３７．
１

３９．
６

家族経営収入

７５．
６

７
１．
４

６
３．
３

５
６．
７

０．
２
６
３

０．
２９０ ０．
３０８ ０．
３４１

６６．
３

６１．
８

５５．
５

５１．
９

資産所得

２．
０

２．
６

２．
０

２．
７

０．
１
８
０

０．
３５２ ０．
５２０ ０．
５１４

１．
２

２．
７

３．
０

３．
７

移転所得

２．
２

３．
６

３．
５

４．
５

０．
４
１
５

０．
３７２ ０．
４４９ ０．
３９８

３．
０

４．
０

４．
５

４．
８

純収入

１０
０

１
００

１
００

１
００

０．
３
１
０

０．
３４２ ０．
３５４ ０．
３７５

１００

１００

１００

１００

（注）①唐（２００６）では，RHS の個票データが用いられる。
００
６）の集計値は『中国統計年鑑２００６年版』の公表値とほぼ一致する。
② a について，唐（２③各所得構成要素の定義は，『中国統計年鑑』と同じである。
００６）の寄与率と若干異なる。
④ c は，筆者が a，b を基に算出したものであり，唐（２（資料）a は唐（２００６）の表１，b は唐（２００６）の図２と表９，c は a と b に基づき作成。

２
８

表３

中国経済研究第７巻第１号

全国農村所得分布変化の要因分解
（％）
１
９
９
０〜１
９
９
５年 １
９９
５〜２０
００年 ２
００
０〜２０
０５年 １
９９
０〜２０
０５年

所得構造変化

１
５．
６

７
５．
５

３
０．
８

３
０．
０

所得構成要素の不平等化状況

８
４．
４

２
４．
５

６
９．
２

７
０．
０

賃金

２
０．
７

−９
３．
０

−１
２．
８

−１
０．
９

家族経営収入

５
５．
９

７
５．
１

９
２．
１

７
０．
８

資産所得

１
１．
３

２
４．
８

−０．
６

１
０．
９

移転所得

−３．
５

１
７．
６

−９．
４

−０．
８

１
０
０

１
００

１
００

１
００

合計
（資料）表２に基づいて算出。

沿海都市への労働移動が盛んに行われる中，低

い（朱 １
９９９）
。Woo ほか（２００４）によれば，貧所得層の農家で出稼ぎ収入が増え，総純収入に困の「深さ」を表す貧困ギャップ指数および貧占める賃金のシェアも上昇した。その結果，困の「深刻さ」を表す２乗貧困ギャップ指数は，全農家世帯間の賃金所得が平準化したのであろ１９９０年代前半にかけて低下したが，その後はほう。実際，１９９
０年代後半は，地域間の移動労働

とんど変化していない。

者数が最も速く伸びた時期であった（厳２
０
０
４a；
２００
８）。これは，地域間の労働移動がスムーズ

３．
３ 所得分布の変化要因に行われると，農村世帯間の所得格差が縮小す

前述のように，総所得の不平等度の変化は，ることを意味し，李・魏（１９９９）の分析結果と所得構造変化による部分と所得構成要素の不平一致する。しかし，同期間中賃金の総純収入に等度変化による部分に分解される。ここでは，占める割合が上昇し続けた結果，賃金のジニ係（１３）式に基づいて１
９９０年から２
００５年までの所得数への寄与率は，１９
９
０年の２
９．
４％から２
０
０
５年の

分布変動の要因を分解する。表３はその結果で３９．
６％へと一貫して上昇した。

ある１９。

第３に，１９９５年以降，資産所得の不平等度は
総純収入のそれを上回り，格差拡大の促進要因

各期間の主な特徴について以下の点が指摘されよう。

となっている。ただし，資産所得の割合が低位

第１に，所得構造変化と構成要素の不平等化で安定していたため，ジニ係数への寄与率は限状況が所得格差の変化に与えた影響は時期にられた水準に留まっている。

よって大きく異なる。１９９０年代前半には，格差

第４に，移転所得については，資産所得とほ拡大の８
４．
４％が所得構成要素の不平等化によっ

ぼ同じことがいえそうだ。移転所得には公的移て説明され，所得構造変化の寄与率は１５．
６％に転所得が含まれるにもかかわらず，すべての年留まった。賃金所得の不平等化が全体の格差拡

次において移転所得の擬ジニ係数は総純収入の大に２割程度寄与したことは大きな特徴である。

ジニ係数より高くなっている。これは，最低生出稼ぎ現象が局地的にしか見られない時期に，活保障制度などの再分配制度は高所得層から低郷鎮企業の有無や発達状況によって農家間の所所得層への所得移転という役割を果たしている
ものの，その効果がまだ小さいことを示唆している。とりわけ，政府の貧困削減計画は貧困地域を対象に進められており，最貧層はしばしば計画の恩恵を受ける直接の対象とはなっていな───────────
１９ （１１）式（Milanovic １
９９８の分解法）をも用いて計測し，その結果を付表に示した。表３と付表の値を比較してみると，多少の差異があるものの，主な結論は変わらない。

中国農村の所得不平等とその構造的要因：
世帯規模，年齢構造と所得構成の影響を中心に得が大きく変わるからである（張１９９９）。
第２に，１９９０年代後半になると，格差拡大の原因が激変しはじめた。所得構造変化の寄与率２９

ここで，１，
２，
３，
４，は賃金，家族経営収入，資産所得，移転所得，をそれぞれ示す。式（１４）を
以下のように変換すると，は一気に７５．
５％に高まった。家族経営収入の不（１
５）

平等化は依然として格差拡大に大きく寄与している。家族農業のほかに商業，サービス業などの非農業部門に一部の先進的農家が参入し，そ

，

が小さく，

に対する

の影

響が大きいことがいえる。そこで以下では，

こで非農業収入を上げたと考えられる。それにを他要素擬ジニ係数の変化による家族経営

対して，賃金所得の擬ジニ係数が急速に縮小し収入の擬ジニ係数の変化と呼ぶことにする。たたため，格差拡大に対する賃金格差の不平等化

とえば，上述した状況（の寄与率は−９３．
０％となった。内陸農村からの下で，出稼ぎ者が増加し賃金の擬ジニ係数が縮出稼ぎ者が増え，郷鎮企業のない地域の農家も小しても，家族経営収入のそれは拡大する可能賃金所得を増やしたためであろう。

性がある。ただし，このような変化は格差拡大

第３に，２００
０年代に入ってからの５年間に，所得構成要素の不平等度の変化は再びその格差

＝０，

＝０）の

の寄与率（表３）には反映されない。
家族経営収入擬ジニ係数の変化に，他要素の拡大に対する寄与率を高め，６９．
２％となった。

擬ジニ係数変化による部分（

この時期の注目すべき点は家族経営収入の不平あるのか。表４は，家族経営収入擬ジニ係数の等化の寄与率がいっそう高まったことである。

変化，他要素の擬ジニ係数によった家族経営収）はどの程度

第４に，全期間を通してみると，所得格差の入の擬ジニ係数の変化および両者の差額（所得拡大は所得構造の変化が３０．
０％，家族経営収入格差の拡大をもたらす部分）を示したものであの不平等化が７０．
８％，それぞれ貢献した。とこる。同表に示されたように，１
９
９０年〜２
００５年の

ろが，従来，格差拡大を引き起こしやすい賃金

間に，家族経営収入擬ジニ係数の変化０．
０
７
８の所得の不平等化は逆の効果を見せ，同期間の平うち，他要素擬ジニ係数の変化によった部分は等化に寄与している。郷鎮企業の発展スピード

わずか０．
００
１である。同期間中，格差拡大をもの地域間格差による拡大効果が地域間労働移動

たらした擬ジニ係数の変化（a−b）は０．
０７７での縮小効果より小さかったのである。いずれにあり，家族経営収入の不平等化が格差拡大に大せよ，格差拡大に最も大きく寄与した家族経営きく寄与していることが改めて確認される。た収入の不平等化に注意を払う必要がある。

だし，各期間おける他要素擬ジニ係数によっ３．
４ 家族経営収入の不平等化とその要因

１
９９５年のそれは−０．
０１３となった。この期間にた部分（
家族経営収入の擬ジニ係数が上昇した背景に他要素の擬ジニ係数の変化に伴う部分がある。

）が異なり，とりわけ，１９９０年〜

おいて，格差拡大に対する家族経営収入不平等の寄与率が過小評価されている。

所得分布および所得構造が変わらない場合でも，それでは，家族経営収入の不平等化がもたら

各構成要素の不平等度が変化するからである。

された原因は何であろうか。まず，考えられる

すなわち，所得構造が不変（＝０，k は所得のは経済発展に関する要因，すなわち家族経営構成要素）である場合，一定程度の家族経営収の兼業化（農業経営と非農業経営），非農業化で入の不平等化（擬ジニ係数の変化）は格差ある。農業（農・林・牧・漁）と非農業の部門

拡大をもたらさない。これは以下の式で示され間，あるいは異なる業種間で，労働生産性が異る。

なり，それに起因する収入格差も存在する。家族経営の兼業化，非農業化が進めば，家族経営（１
４）

収入の不平等度も上昇しよう。兼業化，非農業

３
０

表４

中国経済研究第７巻第１号

家族経営収入の擬ジニ係数変化の分解
１
９
９
０〜１
９
９
５年 １
９９
５〜２０
００年 ２
００
０〜２０
０５年 １
９９
０〜２０
０５年

実際の変化（a）

０．
０
２
７

０．
０
１７

０．
０
３４

０．
０
７８

他要素擬ジニ係数の変化による
部分
（b）

−０．
０
１
３

０．
０
０７

０．
０
０７

０．
０
０１

所得格差の拡大をもたらす部分
（a）
−（b）

０．
０
４
０

０．
０
１０

０．
０
２７

０．
０
７７

（資料）表２に基づいて算出。

付表

全国農村所得分布変化の要因分解
（％）
１
９
９
０〜１
９
９
５年 １
９９
５〜２０
００年 ２
００
０〜２０
０５年 １
９９
０〜２０
０５年

所得構造の変化

１
５．
６

９
８．
７

３
８．
１

４
１．
９

各所得項目の分布変化

８
４．
５

４
７．
７

７
６．
６

８
１．
９

賃金

１
９．
７

−７
７．
８

−１
１．
９

−７．
８

家族経営純収入

５
７．
５

７
９．
６

９
７．
２

８
０．
９

資産所得

９．
９

２
８．
０

−０．
５

９．
４

移転所得

−２．
７

１
７．
９

−８．
２

−０．
５

交互作用項

−０．
１

−４
６．
４

−１
４．
７

−２
３．
８

１
０
０

１
００

１
００

１
００

合計

（資料）Milanovic（1998, pp. ４７−４９）の手法により，表２に基づいて算出。

化に伴う家族経営収入の構造変化（家族経営収表５

農家１人当たり純収入の構成変化（元，％）入に占める非農業収入の割合増）も所得構造の変化として捉えるならば，前項で述べた農家所

１９９０年 １９９５年 ２０００年 ２００５年
農家１人当たり純収入

６８６

１５７８

２２５３

３２５５

家族経営純収入

７５．
６

７１．
４

６３．
３

５６．
７

農業

５０．
２

５０．
７

３７．
０

３３．
７

林業

１．
１

０．
９

１．
０

１．
４

牧業

１４．
１

８．
１

９．
２

８．
７

漁業

１．
０

１．
０

１．
２

１．
３

確認することができよう。すなわち，１
９
９
０年か

工業

１．
３

０．
９

２．
３

１．
９

ら２
００５年にかけて，農業収入，牧業収入を除け

建築業

１．
８

２．
２

２．
１

１．
４

交通・運輸・郵便業

２．
０

１．
８

２．
８

２．
６

商業・飲食業

１．
８

２．
２

３．
５

３．
３

いない。農業収入と牧業収入の減少分がほとん

社会サービス業

１．
０

１．
１

１．
２

１．
０

ど賃金所得の増加分に取って代われたのである。

文化・教育・衛生

−

−

０．
３

０．
３

これは，家族経営の兼業化，非農業化が大きく

その他

１．
２

２．
７

２．
７

１．
０

賃金

２０．
２

２２．
４

３１．
２

３６．
１

資産所得・移転所得

４．
２

６．
２

５．
５

７．
２

得分布の変化に対する所得構造変化の寄与率が過小評価されることになる。
表５は，農家１人当たり純収入の構成を業種別に示したものである。同表から以下の事実をば，各種家族経営収入の割合が大きく変わって進んでいないことを意味する。したがって，格差拡大に対する兼業化，非農業化の寄与度は小（資料）『中国統計年鑑２００６年版』より作成。

さいと考えられる。ただし，１
９
９
５年〜２０
０
０年で
は，家庭経営収入に占める非農業収入の割合が割合はそれぞれ１％ポイント以上上昇している。

ほかの期間に比べて高い。とりわけ，工業，交１９９０年代後半では，家族経営構造変化の影響は

通・運輸・郵便業，商業・飲食業の経営収入のほかの期間に比べて重要であったと考えられる。

中国農村の所得不平等とその構造的要因：
世帯規模，年齢構造と所得構成の影響を中心に

３１

こうしたことから，家族経営収入の不平等度て等価所得の不平等度を測ってみたところ，家が上昇した主な原因は，家族経営収入の大半を族経営に対する課税前と課税後の純収入ジニ係

占める農業純収入（林・牧・漁を含まない）の数は，四川省で０．
２４２，０．
２４４，安徽省で０．
２１０，不平等化にあると考えられる。とくに，市場志０．
２１４となった２０。これは，農民に対する賦課金

向的農業の展開に伴う農家の農業構造調整の影が逆進性を持ち，税制が変わらなければ，家族響は大きいと考えられる。以下では，農業構造

経営収入の不平等度が高まることを示唆する。

調整が農業純収入格差に与える影響について，農民負担を軽減するための税制改革が本格的に期間別に検討する。
家族営農体制が復活した１
９８
０年代以降，傾斜実施されたのは２０００年ごろであった（孔ほか
２
００
６，１１
６頁）
。国家統計局の集計データによれ

地での食糧生産をやめ果樹などへの転作が一部

ば，１
９
９０年，１
９９
５年，２０
０
０年，２０
０５年に農家１で認められ，菜種や野菜のような商品作物の経人当たり純収入に占める税金の割合はそれぞれ営拡大が進んだ（厳２００４b）。これを反映して，

４．
６％，４．
９％，３．
８％，０．
４％である。こうした

１９９
０年代前半，畜産業収入の割合が低下し，農ことから，１９９
０年代前半に農民に対する諸賦課

業純収入の割合がわずかながら上昇している

金は家族経営収入の不平等化に寄与したという（表５）。一部の地域で農業の構造調整が進めことができよう。

られた結果，１世帯当たりの農業純収入は増加

４．おわりにしたものの，農業純収入，家族経営収入の不平等度が上昇したのである。

本稿では，国家統計局家計調査の集計資料お１
９９０年代後半，農業の構造調整があまり進んよび安徽・四川調査の個票データ等を用いて，でいなかった。その背景に，①労働移動の規制

農村部における所得格差の拡大要因について実緩和に伴い出稼ぎ者数が急増したこと，②増産証的に分析した。主な結果は以下のようにまとが図られた結果，農産物の在庫増と市場価格のめられる。

下落が現れたこと，③家族経営における兼業化，第１に，世帯員の多い世帯層ほど，そこにお非農業化が進んだことがある。その結果，同期ける所得格差が小さい傾向がある。したがって，間中，家族経営収入の不平等度の変化がほかの

小規模世帯の割合上昇は見かけの不平等化をも期間に比べて小さくなった。

たらす可能性がある。中国では，２
００
０年代前半

１
９９０年代末，長年採られ続けてきた増産至上を通して，農家世帯間の所得格差が拡大してい主義というべき農業政策の方針が転換され，食るが，世帯規模の構造変化に伴って生じた部分

糧をはじめ主要農産物の安定生産を図りつつも， を四川省の農家調査データで確認することがで比較優位の原則を農作物の立地分布，経営種目

きた。内陸農村部の所得不平等度は，それまでの選択に適用することが中央政府によって提唱の推計より高まっていないことになる。

された（厳２００４b）。２
０００年代前半に，農業所得第２に，年齢構成の変化による所得格差の変の割合が低下したものの，一部の村落，農家が化についてであるが，これも真の不平等化とは

構造調整の恩恵を受け，家族経営収入の分布がいえない。安徽・四川調査の集計によれば，農不平等化した。農業の構造調整は農民の増収を村では世帯主の年齢と所得格差の間には明確な基本目標としているが，その過程で貧困地域や関係が見られないが，若年層，高齢層の所得格

低所得農家に対して十分な補助を与えなければ， 差が比較的大きい。なお，格差全体に比べて，農業純収入の不平等化が生ずることになる。
農業純収入の不平等が悪化したもう１つの原因として，農業税など農民に対する賦課金が挙げられる。安徽・四川調査の個票データを用い───────────
２０ 課 税 後 の 純 収 入 は，国 家 統 計 局 が 定 義 し た「純収入」に等しい。課税前の純収入は，家族経営の納める税金を含む。

３２

中国経済研究第７巻第１号

得格差：国際比較の視点から』大蔵省印刷局。
こうしたことから，年齢構造の変化は農村部の小久保学・浅見淳之（２００５）「中国農村におけ所得分布に大きな影響を与えなかったというこる所得分配の村内・村間格差とその要因」とができる。とくに，１９９
０年代半ばから２
０
０
５年
辻井他（２
００５）所収。
にかけて，高齢層の世帯シェアが増大するとと
南亮進・牧野文夫・羅歓鎮（２００８）『中国の教育と経済発展』東洋経済新報社。
もに若年層の世帯シェアが減少したので，年齢
小塩隆士（２００６）「所得格差の推移と再分配政策
構成の変化は所得格差の変化にほとんど影響しの効果」小塩他（編）『日本の所得分配：格ていない。
差拡大と政策の役割』東京大学出版会。
第３に，１９９０年〜２００５年の間に，純収入ジニ
大竹文雄（２００
５）『日本の不平等』日本経済新聞
係数の変化の３割程度が所得構造変化（所得構
社。
佐藤宏（２
００
０）
「経済改革と所得分布変動」中兼
成要素の割合変化），７割が所得構成要素の不和津次（編）『現代中国の構造変動２：経平等化によって説明される。これは，産業構造
済：構造変動と市場化』東京大学出版会，の高度化という経済発展の関連要因は農村部の所収。
所得不平等化をもたらした重要な要因であるが， 朱玲（１９９９）
「移行期における中国農村貧困問
政府の政策といった非経済発展的要素の影響が題」中兼和津次・三輪芳郎（編）『市場の経済学』有斐閣。
より大きいことを意味する。ただし，出稼ぎ者
橘木俊詔（１９９８）『日本の経済格差』岩波新書。
が急増した１９９５年〜２０００年には，所得構造の変辻井博・松田芳郎・浅見淳之（編）
（２００
５）
『中
化が格差拡大の主な原因になっている。
国農家における公正と効率』多賀出版。
第４に，純収入の不平等化に対する家族経営
世帯主年齢階層間の所得格差は極めて小さい。

収入の不平等化の寄与率は所得構造変化の寄与率よりも高くなっている。家族経営収入の不平［中国語文献］

白南生・宋洪遠（編）（２００２）
『回郷，還是進城？
：中国農村外出労働力回流研究』中国財政
た，期間によって各要因の影響の度合いが異な
出版社。
古斯塔夫森
・李実（１
９９
９）「中国変得更加不均等る。たとえば，１９９
０年代前半では農業構造調整，
？」趙等（
１
９
９
９
）所収。
農業税制，後半では家族経営の兼業化，２０００年
国務院人口普査弁公室他（１
９
９
１）
『中国１
９９
０年人
代に入ってから農業構造調整がそれぞれ重要な
口普査１０％抽様資料』中国統計出版社。
原因として挙げられる。
―――（２
０
０２）
『中国２０
００年人口普査資料 上中下』中国統計出版社。
恩・李思勤（１９９９）
「中国的収入和不均等」趙
引用文献
等（
１
９
９
９
）所収。
［日本語文献］
孔経源（主編）（２００６）『中国居民収入分配年度
張暁輝（２００５）「農村住民の所得格差の源泉と村
報告２００５』経済科学出版社。
内・村間の格差」辻井他（２
０
０
５）所収。
李実・魏衆（１９９９）
「中国農村労働力移動与収入
厳善平（２００４a）「中国における省間人口移動と分配」趙等（１９９９）所収。
その決定要因：人口センサスの集計データ
李実・岳希明（２００４）「中国城郷収入差距調査」
による計量分析」『アジア経済』第４５巻第４『財経』第３期，第４期。
号。
奈特・宋麗娜（１９９９）
「中国経済増長，経済改革−（２００４b）「中国農業における構造調整の政策，
和収入差距的拡大」趙等（１９９９）所収。
実態と課題」『農業と経済』１
１月号。
唐燦（２
００
５）
「中国城郷社会家庭結構与功能的変−（２００８）「上海市における二重労働市場の実証
遷」『浙江学刊』第２期。
分析」『アジア経済』第４９巻第１号。
唐平（２００６）
「農村居民収入差距的変動及影響因呉海鷹（２００８）「西部大開発と地域格差是正」薛
素分析」『管理世界』第５期。
他（編）『中国の不平等』日本評論社，所収。
張平（１
９９
９）
「中国農村居民区域間収入不平等与
経済企画庁経済研究所（編）（１９９８）『日本の所
等化は制度・政策要因による部分が大きく，ま中国農村の所得不平等とその構造的要因：
世帯規模，年齢構造と所得構成の影響を中心に

非農就業」趙等（１９９９）所収。
趙人偉・李実・李思勤（編）
（１９
９
９）
『中国居民
収入分配再研究』中国財政経済出版社。
［英語文献］
Milanovic, B. (1998) Income, Inequality, andPoverty during the Transition from
Planned to Market Economy, Washington
D.C.: The World Bank.

３３

Woo, W. T., S. Li, X. Yue, H. X. Wu and X. Xu(2004) The Poverty Challenge for China
in the New Millennium, Report to the
Poverty Reduction Taskforce of theMillennium Development Goals Project of
the United Nations.
（もう

てつなん・桃山学院大学
大学院経済学研究科博士後期課程）

３
４

中国経済研究第７巻第１号

The Income Inequality and Its Structural Factors in Rural China:
An Empirical Analysis by Household Size, Age and Income
Composition
Zhenan MENG (Graduate School of Economics, Momoyamagakuin University)
Keywords: Rural China, Inequality, Income, Structural Factor
JEL Classification Numbers: D31, D63
The purpose of this paper is to analyze the factors which increased the income inequality in rural
China, using the existing public data and a micro data-set of rural household survey in Sichuan andAnhui province in 1999, conducted by the National Bureau of Statistics.
The main results are as follows.
Firstly, the increase in income inequality in rural Sichuan caused by the composition change inhousehold size was statistically confirmed in the first half of the 2000 s. Therefore, the income
inequality in rural inland has not risen more than current estimates for this period.
Secondly, the income inequality in young person and aged hierarchy is comparatively large
though a clear relation is not seen between the age of householder and the income gap according to
the analysis on Anhui and Sichuan. Moreover, the income inequality between age hierarchies ofhouseholder is extremely small compared with the entire inequality. Therefore, it is thought thatthe change in the age structure doesn t have a big influence on the personal income distribution inrural China. Especially, because the household share of aged hierarchy increases and the householdshare of young person hierarchy decreases, the change in age distribution hardly influences thechange in the income inequality from middle of 1990 s to 2005.
Thirdly, 30 percent of the Gini coefficient increase of net income from 1990 to 2005 is explainedby the income structure change (the factors related to economic development). Moreover, 70
percent is explained by change of inequality of income sources (Pseudo-Gini coefficient). That is, thegovernmental policy of non-economic development element had a big influence on the income
inequality in rural China.
finally, the contribution rate of inequality change of the household business income has risen
more than that of the income structure change for the inequality increase of net income. Moreover,the structural adjustment of agriculture production influences the inequality increase of householdbusiness income.