【論文】

中国における公的年金が現役世帯員の労働供給に与える影響－CHIP2013に基づく実証研究
王威

中国経済経営研究
第 ５ 巻第 2 号［通巻 1 0 号］
202２年３月
〈別

刷〉

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【論文】

中国における公的年金が現役世帯員の労働供給に与える影響－ CHIP2013に基づく実証研究＊
王威【キーワード】：中国、労働供給、公的年金【JEL 分類番号】： J22、I38

はじめに

現役世帯員と略）の労働供給に与える影響を分析する１。国民の所得の増加とともに年金の給

現在の中国では、ベビーブームの後1979年か

付額は徐々に増加している ２。Boskin（1977）

ら実施された一人っ子政策によって、少子高齢と清家 ･ 馬（2008）によれば年金受給は高齢者化問題が最も重要な課題になっている。そしての労働供給を抑制する。これによって、まず高少子高齢化を背景に、これまでの高度成長を支

齢者自身の労働供給が影響され、さらに現役世えた労働力が徐々に不足してくる。

帯員の労働供給も徐々に影響されてくるだろ労働力不足を解消する根本的な方法は少子化う。

を解決することだが、先進国の経験を見れば、中国には世帯単位で家計を顧慮する伝統があ

これは簡単にできることではない。実行可能性

り、成人の子供にも親が金銭を支援することを考慮すれば、残る道は労働力率の上昇（非労がある３。高齢者が年金受給者の場合、現役世

働力、特に主婦と高齢者の労働市場への参入）

帯員はその生活費を心配する必要が減るため、および非労働力化（定年、育児による退職など）

ニート（非労働力化）とフリーター（非正規化、の阻止が最も有望な解決策となろう。

労働供給時間の減少）の現象が増える。高齢者

非労働力化の阻止方法として定年延長や育児休暇制度などがしばしば議論され、その結果政府の第14次五カ年計画では正式に定年年齢の延長が公表された。本稿は主に労働力供給を増加する方法を探るために、特に高齢者の年金受給が同一世帯に属する20～49歳世帯員（以下では───────────＊ ［謝辞］本稿は日本学術振興会科学研究費補助
金基盤研究Ｂ（課題番号20H01512︐ 研究代表者：馬欣欣）から研究助成を頂いた。本稿執筆に際し、日常的に御指導いただいた牧野文夫先生（法政大学）と馬欣欣先生（法政大学）には特に厚く御礼申し上げたい。また貴重なコメントをいただいた本誌の複数のレフェリー、および全国大会での報告に対する先生方のコメントに対しても深く感謝したい。

───────────
現役世帯員は一般的に18歳以上65歳未満の者を指すが、本稿では高齢者と区分するため20歳以
上50歳未満の20～49歳の者に限定する。
２ 公的年金には、現在の日本の厚生年金に相当す
る「都市職工養老保険」（以下は「都市従業員基本年金」）と国民年金に相当する「城郷居民基本
養老保険」（以下は「居民基本年金」）が存在する。
２つの年金制度の間には大きな差があり、その中でも福祉厚生水準の差異は特に大きい。人力資源和社会保障部（2014）が公表した2013年度の年金受給者数と年金基金支出額によれば、年金受給者１人当たり年金基金支出は、「都市従業員基本年金」では22︐970元、「居民基本年金」では979元で、両制度には23．5倍の格差がある。
３ 徐（2004）は2004年に上海市でアンケート調査を実施し、その結果には85％の未婚成人は親から金銭支援を受けている。
１

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中国経済経営研究

第 ５ 巻第 2 号の年金受給は経済発展とともに増加すると、現に与える影響の分析によれば、年金所得は基本

役世帯員の労働供給が抑制されるだろう（抑制

的に非勤労所得の所得効果として高齢者の労働効果）。

供給に影響を与える。

他方で、蒋 ･ 趙 ･ 任（2016）によれば、大都Samwick（1998）と Vere（2011）のアメリカ、市の生活コストは高く、高齢者はより多くの金Oshio︐ Oishi︐ and Shimizutani（2009） の 日

銭を成人の子供に援助する。すなわち、高齢者

本、Borsch︲Supan（2000）のドイツ ･ 欧州諸国、の年金受給によって、現役世帯員が自立できる

Ranchhod（2006）の南アフリカ、de Carvalho

までの生活費が確保でき、都市部で就職するこ

Filho（2008）のブラジル、Kaushal（2014）のとを選択する可能性が高くなるだろう。それ以インドを対象とした研究によれば、年金所得が外にも、鄭（2017）と黄（2020）によれば、中高齢者の労働供給を抑制することを実証した。

国現代社会における子育てには祖父母の支援は中国の高齢者を対象とする研究については、程欠かせない。高齢者は年金受給によって余暇時（2014）と張 ･Giles･ 趙（2014）が各年金制度の間を増やし、現役世帯員の子育てを支援できる

加入と年金所得が高齢者の労働供給を減少する

時間も増加するだろう。そうなると、現役世帯

ことを実証した。

員は子育てから解放され、その労働供給が増加する可能性がある（促進効果）。
以上のように、高齢者の生活を保障するために存在する年金は様々な世代の労働力の供給に以上の研究から、高齢者の年金所得は自分自身の労働供給を抑制する効果があることがわかる。しかし高齢者の年金所得は同様に現役世帯員の労働供給を抑制するのであろうか。

影響する。本稿は個票データを利用して高齢者世帯主の所得と妻の労働供給については、の年金受給が現役世帯員の労働供給に与える影

Douglas（1934）と有沢（1956）によるダグラス ･響（抑制効果と促進効果）を検証する。これに有沢法則は代表的な仮説であり、夫の所得が高よって、中国における現在と将来の労働力不足

いほど、妻の労働供給は低くなる４。Chiappori

問題を緩和する方法を探りたい。

（1988） の 理 論 研 究 に よ れ ば、 各 世 帯 員 労 働

本稿の構成は以下のとおりである。
Ⅰ節では、供給は世帯主に限らず任意の世帯員の所得や先行研究を整理する。Ⅱ節では、仮説を設定す

労働供給に影響され、世帯全体としてパレーる。Ⅲ節は分析方法を説明する。Ⅳ節では、計

ト最適で全員の労働供給が決定される。また

量分析の結果を検討する。

Rodriguez and Tiongson（2001）は、フィリピンの移民の所得とその親戚の労働供給の関係にⅠ 先行研究のサーベイ

ついて実証研究を行い、世帯所得が世帯員の労働供給に影響することを証明した。すなわち、

労 働 供 給 に 関 す る 経 済 理 論 に つ い て は、対象を世帯内の既婚女性からすべての現役世帯

Mincer（1962） が 主 体 均 衡 モ デ ル を 使 っ て、員に拡大すると、夫の所得のみならず世帯所得

家計が所得制約のもとで効用を最大化するに全体が労働供給に影響するだろう。

よって、線形の労働供給関数を導出した。この高齢者の年金所得が現役世帯員の労働供給

労働供給関数によれば、市場賃金率と非勤労所に与える抑制効果については、Juarez（2010）

得は、代替効果または所得効果を通じて労働供は メ キ シ コ の Urban Employment Survey

給に影響する。

2000︐2004を使って検証した。女性の年金受給

清家（2010）は日本の高齢者の労働供給について、年金給付が就業行動を規定する要因と───────────

して最も重要であることを指摘した。Boskin

４ 中国については、馬（2009）がダグラス・有沢
法則が成立することを実証した。

（1977）によるアメリカの社会保障が定年決定中国における公的年金が現役世帯員の労働供給に与える影響－CHIP2013に基づく実証研究

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者と同居する現役世帯員の女性に対してのみ、

ト調査、張 ･Giles･ 趙（2014）は中国健康与養

年金受給は労働供給を抑制するが、他の世帯員

老追跡調査（CHARLS）、Ma（2020）はCHNSデーの労働供給に対しては有意な影響を確認できな

タを使用した。中国居民収入調査（CHIP）デー

かった。

タは世帯所得に関する信憑性は高いが、高齢者Ma（2020）は中国における健康 ･ 栄養世帯の年金受給が現役世帯員労働供給に与える影響調査（CHNS2000︲2011）を使用し、農村高齢についてそれを使用する研究はまだ少ない。本者の年金受給が現役世帯員の労働供給に与える稿は先行研究の結果を参考に、CHIP データを

影響を分析した。高齢者が年金受給者の場合、使用して新しく設定した仮説を検証する。

現役女性の労働参加率は低く、25︲34歳の若い先行研究と本稿の新しい研究内容の違いにつ

現役世帯員は労働時間が短い非正規雇用を選ぶ

いては、研究テーマが近い Ma（2020）と比較可能性が高い。中国にも、高齢者の年金所得はながら説明する。第１に、Ma（2020）の研究

現役世帯員の労働供給を抑制する。

対象は農村部の「新型農村養老保険」に注目し高齢者の年金所得が現役世帯員の労働供給にたが、本稿の研究対象は農村部だけでなく、都与える促進効果についてもいくつかの研究で市部まで拡張する５。第２に、Ma（2020）の研検証された。Ardington︐ Case︐ and Hoseigood

究は農業労働と非農業労働を識別してないが、（2009） は 南 ア フ リ カ の The Africa Centre

本稿は全体の労働と非農業労働を分析し、農業

Demographic Information System（ACDIS）

労働と非農業労働の比較を行う。第３に、Maを使用し、高齢者の年金受給が現役世帯員の労（2020）の研究は子供が持つグループと持たな働供給に与える影響を分析した。年金受給者がいグループを分析したが、本稿は子供を末子といる世帯の現役世帯員は出稼ぎ就業する可能性

その年齢を基準に、15歳以下の子供がいないグが高くなる。他方、年金受給者が死亡した場合、

ループ、末子の年齢が学齢前のグループと学齢

出稼ぎ就業の現役世帯員は労働市場から退出す

後（義務教育対応７︲15歳）のグループに分ける可能性も高くなる。すなわち、高齢者の年金て分析する。

受給は現役世帯員の出稼ぎ就業を促進すること

Ⅱ 仮説設定によって労働供給を促進する。
Posel︐ Fairburn︐ and Lund（2006）

はProject for Statistics on Living Standards and

労働供給モデルによれば、個人の労働時間とDevelopment（PSLSD）を使って、南アフリカ

労働参加は主に市場の賃金率と非勤労所得で決の年金受給が現役世帯員、特に農村部現役世帯定される。市場の賃金率が一定の場合、非勤労員の出稼ぎ就業行動に与える影響を分析した。

所得の増加は所得効果によって個人の余暇時間

年金受給者（特に女性）と同居する現役世帯員を増やし、労働時間を減らす。さらに、非勤労の女性の出稼ぎ就業可能性が高くなる。
さらに、所得の増加は労働供給のコーナー解を導出する

６歳以上の子供を持つ現役世帯員の出稼ぎ就業可能性を増やし、個人が労働市場に参加しない

可能性は高くなるが、５歳以下の子供を持つ現ことを選択する可能性が増加する。すなわち、役世帯員の出稼ぎ就業可能性が逆に低くなる。

非勤労所得の増加は留保賃金を引き上げる。

中国では、程（2014）と張 ･Giles･ 趙（2014）のように高齢者の年金受給が自分自身の労働供給に影響する研究は多いが、Ma（2020）のよ
うに高齢者の年金受給が現役世帯員に与える影響を分析する研究はまだ少ない。
前段で紹介した程（2014）
は四川省のアンケー───────────
５ 農村部の年金制度「新型農村養老保険」は2009年に施行し、2014年に「都市居民養老保険」と一緒に「城郷居民基本養老保険」に統合された。
本稿も農村部と都市部の居民年金を同じく「居民基本年金」と呼ぶ。

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中国経済経営研究

第 ５ 巻第 2 号

労働供給モデルを前提にすれば、高齢者の年格差によって、高齢者の年金額には大きな農村･

金所得による移転で現役世帯員の非勤労所得が都市間格差が存在する。そして、農村部と都市増加され、その労働供給は減少するだろう。し部の就業行動にも大きな差異が存在するため、

かし、高齢者の年金所得の使い道によっては、

本稿はサンプルを農村部と都市部に分けて分析

たとえば Ardington et al．（2009）が検証したを行う。

出稼ぎ就業や Posel et al．（2006）と Ma（2020）
が検証した子育ての場合、逆に現役世帯員の労仮説２ 高齢者の年金受給は、現役世帯員の現地
非農業就業を促進する。

働供給を引き出す可能性がある。
すなわち、高齢者の年金受給は現役世帯員の一般的に、高齢者の年金受給は仮説１のよう労働供給に影響を与えるが、その影響は高齢者に現役世帯員の労働参加を抑制する。しかし、の年金額、農村 ･ 都市の地域別、現役世帯員の中国は発展途上国として農村 ･ 都市の二重労働

子育て状況によって異なるだろう。そこで以下市場が存在する。農業を行う農民は統計上ではのように仮説を設定する。

就業状態にあるが、余剰労働力は農民工の源泉になる。侯（2004）によれば、1999年の農村部

仮説１ 高齢者の年金受給は世帯の非勤労所得をの余剰労働力は約１億3772万人、蔡 ･ 王（2007）

増加し、現役世帯員の労働供給を抑制する。

は、2005年に最大１億698万人の余剰労働力が高齢者の年金所得は主に世帯内所得移転を通存在すると推計した。

じて現役世帯員の非勤労所得を増やす。これにMinami and Ma（2010） の 推 計 に よ れ ば、

よって、現役世帯員の労働時間と労働参加の決

1990年～2005年の期間中農村部の余剰労働力は定に影響を与える。しかし、高齢者自身も生活２億6591万人から１億5890万人まで減少した。

する必要があるから、年金の一部だけを現役世

農村部の余剰労働力は減少しつつあるが、その帯員に移転するだろう。それゆえ年金額によっ規模は依然大きい。この膨大な農村余剰労働力て、現役世帯員の非勤労所得の増加幅が変動す

は非農業就業を通じて、低賃金の第１次産業かるだろう。

ら高賃金の第２次産業と第３次産業へ移動す

Ben︲Porath（1973）によれば、市場賃金がる。

一定の場合、非勤労所得が高いほど、労働時間

本稿が使用するデータによれば、2013年におが減少し、労働参加率も減少する。馬（2014）

ける第１次産業の平均月間労働時間は182時間によれば、中国の家族伝統では、現役世帯員はであり、それに対して第２次産業と第３次産業

自分の労働所得の一部を高齢になった親に仕送は212時間と209時間である。すなわち、第１次り、親孝行を施すが、
年金受給者の増加と一人っ産業から第２，３産業に転職すると、平均労働子政策の影響でこの伝統は崩れ、逆に高齢者は時間が増加し、労働供給は増加するだろう。

自分の年金で老後生活を賄い、その余剰額で子他の途上国と違い、中国には農村と出稼ぎ就供の生活を支援する。すなわち、高齢者の年金業の間にもう一つの段階（郷鎮企業など非農業額が高いほど、現役世帯員を支援できる金額が労働市場）が存在する。農村から離れる都市部

増え、現役世帯員の非勤労所得が増加し、そのへ出稼ぎ就業以外には、農村に近い郷 ･ 鎮で非労働供給が減少するだろう。
農村部の郷･鎮地域に存在する郷鎮企業などの非農業就業機会によって、農村部にも「都市従業員基本年金」に加入する高齢者は存在する 。し６

かし、農村 ･ 都市の間に存在する年金制度の普及格差や所得水準の差異による年金給付水準の───────────
６ 本稿が使用するCHIP2013データには、「都市従
業員基本年金」を受給する高齢者がいる世帯の現役世帯員は少ないが219人（農村部の４％）がいる。それに対して、都市部では870人（都市部の48．4％）である。

中国における公的年金が現役世帯員の労働供給に与える影響－CHIP2013に基づく実証研究

農業就業ができる。実際には、中国の農民工の23分析を行う。

規模は2019年で現地農民工は１億1652万人、出稼ぎ就業農民工は１億7425万人、合計３億人近くになった（国家統計局2020） 。
７

仮説３

高齢者の年金受給は、育児女性の労働供給を誘発する。

Todaro（1971）の実証研究は農民の出稼ぎ

Connelly（1992）によれば、子育て（特に乳就業に際しての初期費用の重要性を検証した。

幼児）負担の増加は既婚女性の労働供給を抑制

汪 ･ 王（2015）によれば、世帯所得の増加によっする。世帯所得が増加すれば子育てを外部に委て出稼ぎ就業をする世帯員の数は増える。これね、既婚女性の労働供給は増加するかもしれな

以外にも、朱 ･ 丁（2013）によれば、60歳以上い。しかし、世帯所得が不足するなら、既婚女の高齢者がいる世帯では、現役世帯員は高齢者

性は自分の時間を使って子育てをしなければなを扶養するために出稼ぎ就業を抑制する。逆にらない。そう考えると、高齢者の年金受給によっ言えば、60歳以上高齢者が自分自身の年金で生て世帯所得が増加され、既婚女性の育児を外部活できるなら、現役世帯員は出稼ぎ就業を選択に委託させる可能性を高め、その結果育児女性する可能性が増えるだろう。

の労働供給を誘発するだろう。

中国の出稼ぎ就業は主に現役世帯員が高い移

日本の女性の年齢別労働力率が、育児を原因

動コストと生活コストを負担して、単身で遠いとして M 字型をとることは有名である。中国

都市部へ移動する８。これに対して現地で非農でも「男主外、女主内（男は仕事、女は家庭）」業就業する場合、現役世帯員は農村部に近い郷･という伝統的観念が根強い。この家庭内の性別鎮へ移動し、他の世帯員（親、子供）を連れて役割分担によって、出産後、女性は育児のため移動することが多い 。移動コストと生活コス

労働市場から退出する。姜･佐々木･八重樫･徐･トが低いため、農村部の低い年金額でも現役世

石川（2002）の調査によれば、性別役割分担だ

帯員の現地非農業就業に支援できるだろう。

けではなく、「３歳児神話10」についても日中９すなわち、高齢者の年金受給は現役世帯員のでは共通する。

現地非農業就業にかかる費用を補い、その結日本では女性の労働市場進出を促すため、２

果、農村部の現役世帯員の現地非農業就業を促

歳までの乳児を委託できる保育園制度の拡大が進し、労働供給を増加させることができるだろ

推進されている。しかし、中国ではこのようなう。本稿が使用する CHIP2013データは出稼ぎ

保育園制度は極めて整備が遅れ、３歳以上の幼就業をする世帯員の特定が難しいため、高齢者児が対象とする幼稚園だけが整備されている。

の年金受給が農村部の労働移動に与える影響に

保育園制度の欠如を補うために祖父母の支援が関して、現地で非農業労働に参加する行動だけ要求される。それ以外では、中国には日本のよ
うな登校見回り当番習慣が存在しないため、子───────────

供の登校はほぼ各家庭に任される。

７ 現地農民工とは戸籍登録地で非農業労働に参加
祖父母の子育て支援は、乳幼児の育児だけでする農民であり、出稼ぎ就業農民工は戸籍登録はなく学齢児童に対しても拡大される。姜他
地以外の地域で非農業労働に参加する農民であ（2002）の調査によれば、2001年に上海市ではる。
80．4%、大連市では81．3% の祖父母が孫の面倒
８ Todaro（1980）は、農村から都市への労働移動にともなう（１）精神的なコスト、（２）機会費用、（３）生活コスト、（４）移動コストを提起した。
───────────
９ 龐（2001）によれば、農村からの労働力移動は10 子供が三歳になるまでは母親は子育てに専念す
世帯を単位で行うことが多く、所在地付近の企べきであり、そうしないと子供の成長に悪影響業が多いほどその移動は省内に限定する可能性に及ぼすという伝統的な考え方。
が高い。

24

中国経済経営研究

第 ５ 巻第 2 号を見ている。鄭（2017）によれば、子育ては主者の人数も集計できる。以下では「高齢者の年に母親が担い、父親の役割は限定されるが、祖金所得」として２つの代理変数、「年金受給高

父母の援助は非常に有効であり、毎日平均７時

齢者数」と「年金受給高齢者の年金種類」を適間以上を使って孫の面倒をする。黄（2020）の宜使用する。

調査によれば、６割の上海市世帯は子育てを祖父母に任せている。

前者の「年金受給高齢者数」は、単に「年金を受給する高齢者数」というカテゴリー変数（い程（2014）と張他（2014）によれば、高齢者

ない、１人、２人以上）を使う11。後者の「年の年金受給は高齢者の労働供給を減らす効果が金受給高齢者の年金種類」としては、同じくカある。年金受給者は余暇時間が多いため、孫のテゴリー変数（未加入、「都市従業員基本年金」、

子育てを分担する時間が多いだろう。したがっ「居民基本年金」）とする。王（2019）が指摘すて、女性は子育てから解放され、労働供給が増るように、「居民基本年金」と「都市従業員基えるだろう。

本年金」の給付額には大きな格差が存在するた

Ma（2020）の実証結果では、高齢者の年金

め、高齢者が受給する年金制度によって世帯の受給は子持ち女性の労働参加率を増やす効果が非勤労所得の多寡を推定できる。なお世帯内にあった。Posel et al．（2006）はジェンダー別

年金受給高齢者が複数いる世帯は全体の25％をの分析を行い、子供の年齢に応じて高齢者の年占めるが、その世帯内に異なる年金制度を受給金受給の影響が異なることを検証した。具体的する場合は、受給額が高い年金制度、具体的にには、子供０～５歳の場合、現役世帯員の労働は「都市従業員基本年金」で代表させる。

供給は減少し、６～15歳の場合は現役世帯員の労働供給は増加する。

モデルは以下の式で表す :ʟｉ＝ａ⧻ β Ｗｉ⧻ γ Ｐｉ⧻ δ Ｆｉ ＋σ ｉ以上より、高齢者の年金受給は間接的な金銭

Li：現役世帯員 i の労働供給；Wi：現役世帯

支援と余暇時間の増加による直接的な支援で女員 i の個人属性；Pi：現役世帯員 i の非勤労所得；

性の子育てを支援し、子育て女性の労働供給は

Fi：現役世帯員 i の他の要因；各変数の設定は促進されるだろう。

表１に表す。現役世帯員の労働供給は、労働参加の決定と労働時間の決定を別途で計測する。

Ⅲ 分析方法

労働参加の決定は労働参加と参加しない二項選択のため、本稿はロジット回帰を使って分析す

3.1 モデル
現役世帯員の労働供給は、主に市場の賃金率、非勤労所得と家庭状況など所得以外の要因

る。労働時間の決定については、サンプル選択
バイアスを解消するため、トービット回帰を使って分析する。

によって決定される。現役世帯員の賃金率はMincer（1974）が提唱する賃金関数を参照し、

3.2 データ

教育水準、年齢、ジェンダーおよび健康状態に本稿で使用するデータは中国収入分配研究院

よって決定される。非勤労所得は、現役世帯員が主催し、国家統計局が調査した CHIP データ

本人の所得を除く１人当たり世帯所得と高齢者の年金受給で決定される。
説明変数「高齢者の年金所得」についてのモ
デル上での取り扱いについて改めて説明する。
データの制限上、高齢者の具体的な年金額の情報は得られない。しかし受給する年金の種類について情報はあり、各年金制度を受給する高齢───────────
11 本来なら、高齢者の年金所得は、単なる「年金を受給する高齢者数」ではなく「居民基本年金」と「都市従業員基本年金」の受給水準をウェイトにした加重平均を使う方が望ましいと思うが、「都市従業員基本年金」に関するサンプルサイズが小さいので良い推定結果を得られなかった。

中国における公的年金が現役世帯員の労働供給に与える影響－CHIP2013に基づく実証研究

25

表 １ ：変数設定
変数（調査票の質問番号）

変数定義及び計算方法

Li：労働供給
労働参加（A19）

年末に労働市場に参加している
参加：①就業、⑤失業、⑥家事労働（有給）、⑦産休（有給）、⑧病休（有給）非参加：②機関・事業単位定年退職、③企業・その他単位定年退職、④学生、⑥家事労働（無給）、⑦産休（無給）、⑧病休（無給）、⑨その他

非農労働参加（B03_１） 2013年に農村部対象者が非農業労働に従事した経験がある①是＝１、②否＝０
非農業月間労働時間（C01）

非農業労働の平均月間労働時間
C01_１毎日平均労働時間＊C01_２毎月平均労働日数＝毎月平均労働時間

Wi：個人属性
ジェンダー（A03）①男性＝１、②女性＝０

年齢（A04_１）

20代＝１、30代＝２、40代＝３
年齢＝調査年次‒出生年次

学歴（A13_１）

小卒以下（①未就学、②小卒）＝１、③中卒＝２、高卒（④高卒、⑤職高卒、⑥中専卒）＝３、大卒以上（⑦大専卒、⑧大卒、⑨修士以上）＝４

健康状態（A16_１）①非常に良い＝１、②良い＝２、③普通＝３、悪い（④悪い、⑤
非常に悪い）＝４

Pi：非勤労所得
１人当たり世帯所得（C05_１、F01_１）（F01_１世帯所得 ‒ C05_１現役世帯員本人労働所得）/世帯人数

年金受給高齢者年金種
類１
（A22）

「都市従業員基本年金」：①城鎮従業員基本養老保険、②城鎮霊
活就業者養老保険「居民基本年金」：③（城鎮）居民社会養老保険、④新型農村社
会養老保険

年金受給高齢者数２（A22）

60歳以上の年金受給者の合計人数

Fi：他の要因
家庭内続柄（A02）①世帯主＝１、一般世帯員（②配偶者～⑩その他）＝０

婚姻状況（A05）

既婚（①初婚、②再婚、③同居）＝１、未婚（④離婚、⑤死別、⑥未婚）＝０

末子の年齢３（A04_１）

いない＝１、０～６歳＝２、７～15歳＝３

地域

都市部＝１、農村部＝０

注：１．⑤企業年金、⑥商業養老保険と⑦その他を受給する高齢者がいる世帯は除外した。
２．「都市従業員基本年金」と「居民基本年金」は年金受給として定義する。
３．15歳超の子どもは就労可能になるため除外した。

26

中国経済経営研究

第 ５ 巻第 2 号（Chinese Household Income Project、 中 国 家者がいる世帯といない世帯の差については、年計所得調査）の2013年調査である。CHIP デー

金受給者がいない世帯より、いる世帯の現役世

タは1989年から2019年にわたって６回の調査を帯員の女性、40代、高学歴、世帯主、都市部の行ったが、現行の農村部の年金制度は2009年か

割合は高く、１人当たり世帯所得も高いが、現ら実施されたため、より詳細な年金情報が備わ役世帯員の労働参加率は低い。そして、非農業

る2013年の状況を調査した CHIP2013を使用す

月間労働時間、健康状態、婚姻状況と末子の年る。

齢との間には有意差は表れていない。これらのCHIP データを使用する理由は、CHIP デー

変数をコントロール変数として使用する。

タは国家統計局が使用するサンプルライブラ

各仮説を検証するため、サンプルを農村部とリーを使用して層化無作為法でサンプルを抽出

都市部に分けて、それぞれ男女別と末子の年齢するため、その信憑性は高い。また CHIP デー

別に分けた場合を分析する。本稿の目的は、上タの所得や年金状況に関する情報は他の調査か記の各グループに高齢者の年金受給が現役世帯ら得られるデータより相対的に充実している。

員の労働供給に与える影響である。

高齢者の年金受給の影響を主に分析するたⅣ 多変量解析による分析結果

め、本稿の研究対象はすべての年金制度で共通に年金が受給できる60歳以上の高齢者がいる世帯に限定する12。CHIP データでは都市部、農本稿の一番重要な目的は、高齢者の年金受給

村部と出稼ぎ就業農民工それぞれが調査されが現役世帯員の労働供給に影響を与えることをた。しかし、出稼ぎ就業農民工世帯の場合、高検証することである。高齢者の年金所得の代理

齢者は農村に残されたままで現役世帯員と別居

変数として、受給者数と年金種類の影響を分状態にあるので、60歳以上高齢者がいる世帯の析する。３節に紹介したモデルにしたがって、割合は極めて低い。そのため、本稿は都市部とCHIP2013データを使用して計量分析を行った。

農村部のサンプルだけ使用する。

ジェンダー、年齢、学歴、健康状態をコントロー

データのクリーニングとして、本稿は高齢者

ルし、現役世帯員の属性別（ジェンダー、農村 ･がいる世帯の中から学生を除く20～49歳の現役

都市、末子の年齢）によって、高齢者の年金受

世帯員の個票を抽出し、そこからモデルが必要

給状況が現役世帯員の労働供給に与える影響をとする変数が未回答なサンプルを削除した。結分析する。

果として、都市部の6︐674世帯の19︐887人の中から1︐791人、農村部の10︐490世帯の39︐065人の中から5︐458人、合計7︐249人を抽出した。抽出するデータの記述統計は表２に表す。

4.1 仮説１の検証結果
ダグラス ･ 有沢法則を夫婦から世帯全員まで拡張すれば、現役世帯員本人以外の世帯所得が表２の年金受給高齢者数と高齢者が受給する高いほど、現役世帯員の労働供給は低くなるだ

年金種類を見ると、都市部世帯と農村部世帯のろう。高齢者の年金受給によって世帯の非勤労間（特に年金種類）の差異が大きい。高齢者の所得は増加されることを検証するため、現役世

年金受給状況以外の説明変数における年金受給

帯員本人の勤労所得を除外した１人当たり世帯───────────
12 「居民基本年金」の受給開始年齢は男女ともに60歳であるが、「都市従業員基本年金」の受給開始年齢は男性が60歳、女性が50歳である。両制
度を同時に分析するため、本稿では受給年齢が共通する60歳以上に限定する。

所得を被説明変数、高齢者の年金受給状況を説
明変数で回帰分析を行う。その結果は表３に表す。
表３を見れば高齢者の年金受給によって現役
世帯員本人の勤労所得を除外した１人当たり世
帯所得は増加されることが確認できる。「居民27

中国における公的年金が現役世帯員の労働供給に与える影響－CHIP2013に基づく実証研究

表 ２ ：記述統計
変数

都市部世帯

農村部世帯

１人

35．3%

38．2%

２人以上

38．6%

20．5%

年金受給者が年金受給者が 年金受給者がいる世帯‒い
いる世帯
いない世帯
ない世帯１

年金受給高齢者数

高齢者が受給する年金種類
居民基本年金25．5%

都市従業員基本年金

48．4%

4．0%

87．8%

86．2%

労働参加率
非農業月間労働時間２

ジェンダー（女性）

54．6%
85．6%

88．3%

︲2．7%

169．5時間

152．4時間

156．2時間

157．4時間︲1．2時間

50．3%

46．3%

48．2%

45．7%

2．5%

20．7%

28．1%

26．1%

26．6%

︲0．5%

年齢
20－29歳*****

30－39歳

45．4%

37．9%

37．6%

43．3%

︲5．7%

40－49歳

33．9%

34．0%

36．3%

30．1%

6．2%

4．3%

20．5%

15．2%

18．7%

︲3．5%

学歴
小学校卒以下

***

***

中学校卒

28．1%

54．9%

45．6%

52．7%

︲7．1%

高校卒

29．3%

15．3%

20．0%

16．7%

3．3%

大卒以上

38．4%

9．3%

19．2%

11．9%

7．3%

健康状態
非常に良い

31．0%

32．5%

31．7%

32．7%

︲1．0%

良い

53．3%

53．8%

53．6%

54．0%

︲0．4%

普通

14．0%

10．6%

11．8%

10．9%

0．9%

悪い

1．7%

3．1%

2．9%

2．4%

0．5%

1．4万元

0．7万元

0．9万元

0．7万元

0．2万元 ***

１人当たり世帯所得３
家庭内続柄（世帯主）

20．4%

16．1%

18．1%

15．5%

2．6%

婚姻状況（既婚）

77．2%

77．4%

77．6%

77．0%

0．6%

45．5%

41．4%

43．2%

41．0%

2．2%

***

末子の年齢
子供がいない
０～２歳

9．4%

9．0%

7．4%

8．2%

︲0．8%

３～６歳

23．9%

23．8%

16．7%

17．5%

︲0．8%

７～12歳

14．3%

17．8%

23．3%

24．9%

︲1．6%

13～15歳

6．9%

8．0%

9．4%

8．5%

0．9%

29．3%

17．2%

12．1%

1︐791人5︐458人4︐522人

2︐727人

1︐805人地域（都市部）
サンプルサイズ***

注：１．各変数における年金受給者がいる世帯といない世帯の差について、ダミー変数とカテゴリー変数
はカイ２乗検定、連続変数はｔ検定を行う。**、***はそれぞれ５％、１％の有意水準を表す。
２．最小値：０時間、最大値：480時間、標準偏差：103．61。
３．本人の労働所得を除くため、所得が０より低くなる場合がある。最小値：-20．3万元、最大値：
14．7万元、標準偏差：1．05。

28

中国経済経営研究

第 ５ 巻第 2 号

表 ３ ：高齢者の年金受給が１人当たり世帯所得に与える影響
全数

決定係数

標準偏差

年金受給高齢者数

全数

決定係数

標準偏差

年金種類

１人

0．104 ***

0．0272

都市従業員基本年金

0．550 ***

0．0406

２人以上

0．065 **

0．0308居民基本年金︲0．0200．0253

都市部

0．732 ***

0．0277

都市部

0．490 ***

0．0319定数項

0．604 ***

0．0197

定数項

0．645 ***

0．0197

サンプルサイズ7249

サンプルサイズ7249

R２

0．0944R２

0．1185

出所：CHIP2013に基づき推定。
注：１．*、**、***はそれぞれ10％、５％、１％の有意水準を表す。
２．１人当たり世帯所得は現役世帯員本人の勤労所得を除くため、説明変数には世帯の高齢者の年金受給状況と地域情報の都市・農村だけ使用する。

基本年金」の受給は有意な影響を与えなかった

る。そして、２人以上の世帯は農村部女性で理由はその年金額が低いと考えられる。した26．7時間増加し、都市部男性で28．8時間減少すがって、高齢者の年金受給状況と現役世帯員本る。

人の勤労所得を除外した１人当たり世帯所得を次は表５によって高齢者が受給する年金制度

現役世帯員の非勤労所得の代理変数として分析の影響を見る。労働参加の確率については、年できる。

金受給者がいない世帯と比べて、「居民基本年

高齢者の年金受給が現役世帯員の労働供給に金」を受給する高齢者だけがいる世帯の現役世与える影響について農村 ･ 都市別とジェンダー

帯員の労働参加の確率は農村部で3．6％、農村別で回帰分析を行う。年金を受給する高齢者数

部男性で3．1％、農村部女性で4．5％、都市部男の影響は表４に、高齢者が受給する年金制度の性で7．9％減少し、都市部女性では逆に6．3％増

影響は表５に表す。

加する。「都市従業員基本年金」を受給する高まずは表４の年金を受給する高齢者数の影響を見る。労働参加の確率については、年金受給齢者がいる世帯は都市部女性だけが6．3％増加する。

者がいない世帯を参照カテゴリーとして比べて非農業月間労働時間については、年金受給者

みると、年金受給者が１人の世帯の現役世帯がいない世帯と比べて、「居民基本年金」を受員の労働参加の確率は農村部では2．0％、農村給する高齢者だけがいる世帯の労働時間は都部女性では3．5％、都市部男性では3．9％減少

市部男性で24．1時間減少し、都市部女性で20．8

し、都市部女性では逆に5．6％増加する。２人

時間増加する。そして、「都市従業員基本年金」

以上の世帯は農村部では5．4％、農村部男性でを受給する高齢者がいる世帯は農村部で48．4時

は6．7％、農村部女性では4．3％、都市部男性で間、農村部男性で32．3時間、農村部女性で男性は5．4％減少し、都市部女性では逆に7．0％増加の２倍以上の71．8時間増加し、都市部で10．2時する。

間、都市部男性で26．3時間減少する。

非農業月間労働時間については、年金受給者

表４と表５の結果をまとめよう。農村部の現がいない世帯と比べて、年金受給者が１人の世役世帯員は高齢者の年金受給者数の影響で労働帯の労働時間は都市部男性で21．9時間減少すに参加する確率が減少する。一方、都市部では

29

中国における公的年金が現役世帯員の労働供給に与える影響－CHIP2013に基づく実証研究

表 ４ ：年金を受給する高齢者数の影響
労働参加
限界効果
農村部

非農業月間労働時間
標準偏差

限界効果

︲0．014***0．0044︲15．730

１人︲0．020**0．00970．571

4．3889２人以上︲0．054***0．0126

6．334

5．2086

１人当たり世帯所得

標準偏差
***

2．2023

年金受給高齢者数

男性

サンプルサイズ

5458

5458

Pseudo R２

0．12460．0153

１人当たり世帯所得︲0．009**0．0044︲18．741***2．42050．01042．805

4．88500．0149︲7．5865．7992

年金受給高齢者数

女性

１人︲0．007

２人以上︲0．067***

サンプルサイズ

2932

2932

Pseudo R２

0．19380．0115︲0．015*0．0084︲10．577

１人︲0．035**0．0170

0．028

２人以上

︲0．043**0．020925．690

１人当たり世帯所得**4．1589

年金受給高齢者数

都市部

8．1788***

サンプルサイズ

2526

2526

Pseudo R２

0．06450．0139︲0．0070．0064︲7．218１人

0．008

0．0190︲6．505

２人以上

0．009

0．0192︲8．154

１人当たり世帯所得***9．65571．8812

年金受給高齢者数

男性

6．0556
5．9532

サンプルサイズ

1791

1791

Pseudo R２

0．16000．0129

１人当たり世帯所得

0．001

0．0053︲5．238**2．0617

年金受給高齢者数
１人︲0．039*0．0206︲21．861***

7．4110

２人以上︲0．054**0．0219︲28．799***

7．2788

サンプルサイズ

889

Pseudo R２
女性

889

0．21270．0170︲0．021**0．0104︲10．402

１人

0．056

*

0．031010．0929．6399

２人以上

0．070

**

0．030715．1089．4801

１人当たり世帯所得***

3．4916

年金受給高齢者数

サンプルサイズ
Pseudo R２

902

902

0．15240．0112

出所：CHIP2013に基づき推定。
注：１．*、**、***はそれぞれ10％、５％、１％の有意水準を表す。
２．ほかの説明変数：年齢、学歴、健康状態、家庭内続柄、婚姻状況と末子の年齢、の回帰結果は省略する。説明変数の定義は表１を参照。

中国経済経営研究30

第 ５ 巻第 2 号

表 ５ ：高齢者が受給する年金制度の影響
労働参加
限界効果
農村部

男性

女性

都市部

男性

女性

１人当たり世帯所得
年金種類：
都市従業員基本年金
居民基本年金サンプルサイズ
Pseudo R２
１人当たり世帯所得
年金種類：
都市従業員基本年金
居民基本年金サンプルサイズ
Pseudo R２
１人当たり世帯所得
年金種類：
都市従業員基本年金
居民基本年金サンプルサイズ
Pseudo R２
１人当たり世帯所得
年金種類：
都市従業員基本年金
居民基本年金サンプルサイズ
Pseudo R２
１人当たり世帯所得
年金種類：
都市従業員基本年金
居民基本年金サンプルサイズ
Pseudo R２
１人当たり世帯所得
年金種類：
都市従業員基本年金
居民基本年金サンプルサイズ
Pseudo R２

非農業月間労働時間
標準偏差

限界効果

標準偏差

︲0．016***0．0044︲17．361***

2．21940．030︲0．0360．0194***0．00915458
0．1250**0．004548．388︲0．824***10．0205
4．00460．0219***0．01002932
0．1863**0．008532．348︲3．38071．8294．155︲0．0090．0327***0．01572526
0．06710．00650．019︲0．0070．01850．0208︲10．193︲2．671︲0．0100．015︲0．031︲0．0180．051︲0．045︲19．679︲13．047︲6．8721791
0．1616︲3．2*e︲45458
0．0157******2932
0．0117******2526
0．0143****1791
0．0129**2．4422
11．46074．4417

4．192717．99477．49911．90065．78616．50000．0056︲5．170︲26．310︲24．142︲0．0210．0200***0．0255889
0．2210**0．0106︲9．611***
7．1154***7．9829889
0．0169***3．5297

0．063
0．063

**
*

7．962
20．780**︲0．024︲0．079902
0．15190．03030．03222．08189．174210．3241902
0．0114

出所：CHIP2013に基づき推定。
注：１．*、**、***はそれぞれ10％、５％、１％の有意水準を表す。
２．ほかの説明変数：年齢、学歴、健康状態、家庭内続柄、婚姻状況と末子の年齢の回帰結果は省略する。説明変数の定義は表１を参照。

中国における公的年金が現役世帯員の労働供給に与える影響－CHIP2013に基づく実証研究

総体的に影響を受けない。公的年金は「居民基31

抑制されるだろう14。

本年金」だけの世帯では農村部の男女現役世帯

一方、農村部の非農業月間労働時間は高齢者

員ともに抑制効果を与え、都市部に有意な影響の年金受給によって増加する。すなわち、高齢を与えない理由は男女に与える抑制効果と促進者の年金受給は農村部の非農業労働供給を促進

効果が相殺されると思われる。
「都市従業員基する可能性がある。この結論は仮説２を支持す

本年金」を受給する高齢者がいる世帯は都市部

るが、より詳細な分析は4．2で行う。

の女性の労働参加を促進するが、他のグループ

都市部については、１人当たり世帯所得は総の労働参加の確率には有意な影響を与えなかっ体と男性グループの労働参加に有意な影響を与た。しかし、農村部の男女の非農業月間労働時えなかった。すなわち、都市部、特に都市部の間に促進効果、都市部の男性に抑制効果を与え男性に対して非勤労所得が労働供給に与える効た。

果は労働時間に限定される。高齢者の年金受給

表４と表５を同時に見れば、１人当たり世帯所得の増加によって、都市部総体と都市部の男の影響を見れば、労働時間だけでなく、労働参加にも抑制効果を及ぼす。

性の労働参加以外のすべてのグループの労働供

都市部については、全体にはあまり有意な影給は減少する。すなわち、非勤労所得の増加は響を与えなかった。その理由は、男性に与える

現役世帯員の労働供給を抑制する。非勤労所得抑制効果と女性に与える促進効果が相殺されたの一部として、高齢者の年金所得も同じく抑制からであろう。都市部女性に対する促進効果は効果を持つだろう。実証分析の結果を見れば、

仮説３を支持し、子育てとの関連による詳細な農村部総体、農村部男女別の労働参加と都市部

分析は4．3で行う。

男性の労働参加･非農業月間労働時間に対して、高齢者の年金受給の抑制効果は確認でき、仮説１は支持される。

4.2 仮説２の検証結果
前項では、農村部の高齢者の年金受給によっ農村部の労働参加に与える抑制効果についてて現役世帯員の非農業月間労働時間は増加されは、農村部と都市部の所得格差と年金給付水準

ることが分かった。ここでは、非農業月間労働の格差が原因として考えられる。都市部の所得時間だけではなく、非農業労働参加に対して高は農村部より高く、それに相応して年金の給付

齢者の年金受給の影響を検証する。その結果は王（2019）によれば、水準も高くなる13。しかし、表６に表す。表６の非農業労働参加の定義は農村部の年金給付水準は低いものの、基礎年金「2013年に非農業労働に参加した経験がある」には国による補助金の割合が高く、都市部の年で、本稿が使用する労働参加の定義とは違いが金より農村部の年金の収益率（年金保険料の総あることに注意したい15。

額と年金給付金の期待値の比率）が高い。農村

年金を受給する高齢者数については、参照カ

部の年金給付金の金額は低いが、農村部の低い消費水準を考えると、現役世帯員の労働参加が───────────
13 国家統計局が公表した2013年の都市部の平均所
得は26,467元、農村部の平均所得は9,430元である。年金の給付金は個人口座年金と基礎年金に分かれ、個人口座年金は本人の所得、基礎年金
は市町村の平均所得を基準で算出される。そのため、都市部の年金給付水準も農村部より高くなる。

───────────
14 2013年の農村部「居民基本年金」の年金額をシ
ミュレーションする。毎年500元の保険金を40年納付する場合、月額＝500*40/139（個人口座部分）+60（基礎年金部分）で、年額は約2447元となり、国家統計局が公表した2013年の農村部平均消費水準7409元の約33％に相当する。
15 農村部の現役世帯員では、非農業労働に参加した経験がある人の97．9％が2013年末でも労働に参加していた。カイ２乗検定の有意水準は0．1％である。

中国経済経営研究32

第 ５ 巻第 2 号

表 ６ ：農村部における非農業労働参加
全数

限界効果

１人当たり世帯所得

0．009

**

標準偏差

全数

0．0037

１人当たり世帯所得 0．006

年金受給高齢者数

限界効果

標準偏差
0．0037

年金種類

１人

0．002

２人以上

0．021

**

0．0080

都市従業員基本年金 0．109

0．0102

居民基本年金*** 0．0265

0．001

0．0073

サンプルサイズ5458

サンプルサイズ

5458

Pseudo R２

0．0524

Pseudo R２

0．0596

男性

男性

１人当たり世帯所得

0．009

*

0．0055

年金受給高齢者数

１人当たり世帯所得 0．006

0．0056

年金種類

１人

0．001

0．0117

都市従業員基本年金 0．104

２人以上

0．019

0．0148居民基本年金*** 0．0381

0．000

0．0107

サンプルサイズ2932

サンプルサイズ

2932

Pseudo R２

0．0457

Pseudo R２

0．0508

女性

女性

１人当たり世帯所得

0．008

*

0．0047

年金受給高齢者数

１人当たり世帯所得 0．005

0．0049

年金種類

１人

0．005

２人以上

0．023

*

0．0107

都市従業員基本年金 0．114

0．0137

居民基本年金*** 0．0364

0．003

0．0097

サンプルサイズ2526

サンプルサイズ

2526

Pseudo R２

0．0655

Pseudo R２

0．0765

出所：CHIP2013に基づき推定。
注：１．*、**、***はそれぞれ10％、５％、１％の有意水準を表す。
２．ほかの説明変数：年齢、学歴、健康状態、家庭内続柄、婚姻状況と末子の年齢の回帰結果は省略する。説明変数の定義は表１を参照。

テゴリー（年金受給者なし）に比べ、２人以べ、「居民基本年金」は有意な影響を与えなかっ

上いる世帯の現役世帯員の非農業労働に参加た。その理由として、農村部を対象とした「居する確率は、全体で2．1%、女性で2．3% 増加す

民基本年金」の給付水準が低いことが考えられる。年金種類については、「居民基本年金」はる。そして、高齢者の年金受給が非農業就業に有意な影響を与えなかったが、「都市従業員基与える促進効果は男性より女性のほうが高い。

本年金」は全体で10．9%、男性で10．4%、女性

労働参加することは必ずしも非農業労働に従で11．4% 増加する。この結果は表４と表５の非事することを意味しない。農業労働に従事す

農業月間労働時間の結果と一致し、仮説２を支る可能性は否定できない。農村部では、高齢持する。

者の年金受給は非農業労働参加を促進し（表「都市従業員基本年金」の高い促進効果と比6で検証）、総体の労働参加を抑制する（表4中国における公的年金が現役世帯員の労働供給に与える影響－CHIP2013に基づく実証研究

33と 表5で 検 証 ）。 す な わ ち、 高 齢 者 の 年 金 受の世帯の現役男性の労働参加の確率は14．4％、給は主に現役世帯員の農業労働の参加を抑制

労働時間は39．5時間減少するが、現役女性にはし、非農業労働の参加を促進するだろう。こ有意な影響を与えなかった。

の 結 果 は Ardington et al．（2009） と Posel etal．（2006）の研究と一致する。

末子の年齢が０︲６歳のグループについては、
農村部には年金受給高齢者が２人以上の世帯のデータの制約上、本稿では農村部の現役世帯

現役男性だけが労働参加の確率は8．8％減少す

員が高齢者の年金を初期資金して出稼ぎ就業する。都市部では年金受給高齢者の人数と関係なることを表す指標は得られないが、短距離の労く、年金受給高齢者がいれば現役男性の労働時働移動として、郷 ･ 鎮範囲内の非農業労働への間は約41時間減少し、現役女性では逆に約40時促進効果を検証した。特に、女性に対して促進間増加する。都市部の労働参加に関して、現役効果が大きく、公的年金のような有効な支援策

女性は年金受給高齢者数によって、労働参加のがあれば、農村部女性の労働供給が増えるだろ

確率が16．5％と19．3％増加する。

う。

末子の年齢が７︲15歳のグループについては、
農村部には年金受給高齢者が２人以上の世帯の4.3 仮説３の検証結果

現役男性の労働参加の確率が3．9％減少し、現4．1では高齢者の年金受給によって都市部の役女性の労働時間が28．3％時間増加する。都市

女性だけについて労働参加の確率と労働時間が部には年金受給高齢者が１人の世帯の現役男性

増加することを示された。その原因として、高の労働時間が17．7％時間減少する。

齢者による子育て支援が考えられる。年金を受

表７を見れば、子供がいない世帯といる世帯、給することによって高齢者自身が働く必要性が農村部と都市部、男性と女性の間に高齢者の年

減り余暇時間が増える。この余暇時間を利用し金受給の影響は異なることが分かる。高齢者のて、孫の子育てを支援し、娘を子育てから解放

年金受給は末子が０︲６歳の都市部女性と末子するかもしれない。この子育て支援効果を分析

が７︲15歳の農村部女性の労働供給に促進効果

するため、サンプルを末子の年齢によって分け、を与える。仮説３は支持されるものの、特定の農村部と都市部を分けて男女別の比較を行う。

グループに限定される。

高齢者が自分の余暇時間を利用するため、主に都市部の女性の結果を見れば、末子の年齢が高齢者の人数の影響を分析する。その結果は表

０︲６歳のグループの労働参加の確率と労働時７に表す16。

間は高齢者の年金受給によって大きく促進され15歳以下の子供がいないグループについてる。これに対して、高齢者の年金受給は15歳以

は、農村部では年金受給高齢者が２人以上の世下の子供がいない世帯と末子の年齢が７︲15歳

帯の現役男性の労働参加の確率は7．1％、非農の世帯の女性の労働供給には有意な影響を与え

業月間労働時間は22．3時間、現役女性の労働参なかった。

加の確率は6．8％減少する。これに対して、都程（2014）と張他（2014）によれば、年金受

市部では年金受給高齢者が１人の世帯の現役男

給によって高齢者自身の労働供給は抑制され性の労働参加の確率は9．4％減少し、２人以上る。すなわち、年金受給者の余暇時間は非受給───────────
16 理想的には、中国の入園・入学年齢を考慮して末子の年齢で０－２歳（乳児）、３－６歳（園児）、
７－12歳（小学生）と13－15歳（中学生）に分けるべきであろうが、サンプルサイズの制限上
０－６歳（学齢前）と７－15歳（学齢）に分ける。

者より多く、年金受給者の数が増えると、子育てに支援できる時間も増加する。これによって、母親が子育てに費やす時間は減り、労働供給は増加するだろう。
しかし、なぜ０︲６歳の子供だけに成立するか。０︲６歳の子供はまだ乳児や園児の時期で

34

中国経済経営研究

第 ５ 巻第 2 号

表 ７ ：育児に対する年金受給高齢者数の影響
労働参加

非農業月間労働時間

限界効果

標準偏差

限界効果

標準偏差

︲0．0090．0070︲14．438*** 3．3958

１人︲0．0110．0194︲5．524

8．1624

２人以上︲0．071*** 0．0265︲22．281

子供なし
農村：男１人当たり世帯所得
年金受給高齢者数

農村：女**10．0188

サンプルサイズ

1305

1305

Pseudo R２

0．17080．0129

１人当たり世帯所得︲0．0050．0117︲7．16315．52080．02752．552

13．5868

0．034818．20016．5543

年金受給高齢者数
１人︲0．038

２人以上︲0．068

サンプルサイズ

954

Pseudo R２
都市：男

**

954

0．10840．01370．005

0．0083︲6．459１人︲0．094*** 0．0342︲17．270

13．2618

２人以上︲0．144*** 0．0389︲39．531*** 13．9833

１人当たり世帯所得**3．0460

年金受給高齢者数

サンプルサイズ
Pseudo R２
都市：女

１人当たり世帯所得︲0．0574204200．20680．0171*** 0．0172︲18．052*** 6．3502

年金受給高齢者数
１人

0．048

0．049412．84916．3586

２人以上

0．042

0．052812．05717．6500

サンプルサイズ
Pseudo R２

392

392

0．16910．0165

末子が０－６歳
農村：男︲0．0080．0085︲20．195

１人

0．002

0．0115

9．878

２人以上

︲0．088*** 0．0280

5．920

１人当たり世帯所得*** 4．8300

年金受給高齢者数

サンプルサイズ

719

Pseudo R２
農村：女

8．365810．0230719

0．17610．0085︲0．0300．0204︲9．98510．0368

１人︲0．0150．036318．06417．2310

２人以上︲0．0320．044332．30920．0150

１人当たり世帯所得
年金受給高齢者数

サンプルサイズ
Pseudo R２

691

691

0．01280．0131

中国における公的年金が現役世帯員の労働供給に与える影響－CHIP2013に基づく実証研究
都市：男

35

︲0．0120．0164︲4．8154．2077

１人

0．021

0．0463︲41．130*** 13．4190

２人以上

0．023

0．0412︲41．297*** 12．2273

１人当たり世帯所得
年金受給高齢者数

サンプルサイズ

156

Pseudo R２
都市：女

182

0．28180．01120．106**

0．04688．4989

１人

0．165

**

0．080640．704*23．1352

２人以上

0．193

*** 0．0734

39．220*20．6432

１人当たり世帯所得8．0052

年金受給高齢者数

サンプルサイズ
Pseudo R２

199

199

0．14260．0065

末子が７－15歳
農村：男

１人当たり世帯所得︲0．017*0．0091︲31．060*** 5．5027

0．01586．000

8．3893*0．0209︲2．0989．4427

年金受給高齢者数
１人︲0．007

２人以上︲0．039サンプルサイズ

908

Pseudo R２
農村：女

１人当たり世帯所得908

0．1987︲0．029*0．01220．0169︲20．984**

8．6710

年金受給高齢者数
１人︲0．0320．0265︲15．289

２人以上︲0．016

0．031128．283

サンプルサイズ
Pseudo R２
都市：男*

14．5311881

881

0．07000．0165︲0．0080．0120︲4．821

１人

0．005

0．0324︲17．743

２人以上

0．042

0．0256︲9．175

１人当たり世帯所得12．64674．3050

年金受給高齢者数

サンプルサイズ
Pseudo R２
都市：女*10．06639．2977287

287

0．29680．0215︲0．0020．0126︲12．253*** 4．6163

１人

0．006

0．0402︲11．725

13．2868

２人以上

0．018

0．03680．289

12．2439

１人当たり世帯所得
年金受給高齢者数

サンプルサイズ
Pseudo R２

311

311

0．11640．0087

出所：CHIP2013に基づき推定。
注：１．*、**、***はそれぞれ10％、５％、１％の有意水準を表す。
２．ほかの説明変数：年齢、学歴、健康状態、家庭内続柄、婚姻状況と１人当たり世帯所得、の回帰結果は省略する。説明変数の定義は表１を参照。

36

中国経済経営研究

第 ５ 巻第 2 号ある。「３歳児神話」のように子供がまだ乳児高齢者の年金所得が多い（年金受給者が２人以の場合は成人による世話の必要性が高い。そし上または「都市従業員基本年金」を受給する）て、幼稚園に入園しても、世話の一部は幼稚園

ほど、現役世帯員に対する労働供給抑制効果はが負担することになるが、登園の際の付き添い大きい。第２に、労働供給抑制効果は主に農村や、日常の世話はまだ必要である。しかし子供部の農業労働の参加と都市部男性に対し影響をが７歳になると、小学校に入校し、世話の必要及ぼす。第３に、高齢者の年金受給は農村部の性も下がる。

現役世帯員の非農業労働の供給を促進し、男性

有年金の高齢者は労働供給が減り、その分余より女性が受ける影響は大きい。第４に、高齢

暇時間と非勤労所得が増え、余暇時間を利用し者の年金受給は現役女性の労働供給を促進し、て孫を世話する、または年金を利用して孫が幼この促進効果は末子の年齢が0－6歳の都市部女稚園に通う費用を金銭的に援助する。また両方

性と末子の年齢が7－15歳の農村部女性に限定

同時に援助する可能性もあるだろう。子育てのする。

援助を受ける女性は育児から解放され、労働参以上の結果からいくつかの含意が得られる。

加の確率と労働時間が同時に促進されるだろ第１に、高齢者の年金受給が労働市場の供給にう。

与える影響を分析する時、高齢者自身への影響

農村部女性の場合、末子の年齢が０︲６歳のだけでなく、現役世帯員への影響も含めて総合グループには有意な影響を受けないが、７歳以的に分析する必要がある。第２に、高齢者の年上のグループには促進効果を受ける。都市部女

金受給は農村部の現役世帯員の非農業部門への性と影響が異なる理由は３つ考えられる。第１

労働供給を大幅に促進するので、農村部の年金に、農村部では伝統が強く、女性が子育てをす

水準が上がることで農村部の福祉水準の上昇だ

べて負担する。第２に、農村部では一人っ子政

けでなく、農村部から移動する現役世帯員の労策の優遇措置で現役世帯員には姉妹があること働力も期待できる。

が多く、それに対応して孫の数も多い。そのた第３に、高齢者の労働供給に依存して労働不め、高齢者の支援は軽くなる。第３に、農村部足問題を解決しようとする際には、高齢者の年では幼稚園の数が圧倒的に不足し、子供が学齢金受給による子育て支援で現役女性の就業支援に達するまでは女性の子育て負担は減らない 。

効果を無視してはならない。幼稚園や保育園の他方、子供が小学校に入校できる７歳になると、充実や、スクールバスの普及など、学齢前児童

農村部女性は仮説２の影響を受け、高齢者の年の育てを社会的に支援できる環境が整備されて金受給によって非農業労働に参加するだろう。

いないと、高齢者の労働供給増加は逆に女性の17労働供給を減少し、最悪の場合出生率の減少をおわりに誘導する可能性がある。第４に、農村部の女性に対しての、高齢者の年金受給による労働供給

本稿は高齢者の年金受給が現役世帯員の労働促進効果は弱い。農村部の経済発展とともに、供給に影響を与えることを検証した。実証分析

子育て支援のために幼稚園や保育園を農村部にの結果、３つの仮説はおおむね支持された。

普及する必要がある。

３つの仮説の検証結果をまとめる。第１に、本稿の分析にはいくつかの問題が存在する。
一番大きな問題は CHIP データ自体の制約で、

───────────

高齢者の具体的な年金額の情報がない。そして、

17 中国教育部が公表した2013年の都市部の幼稚園
数は約13万、農村部の幼稚園数は約７万であり、都市・農村間の格差が大きい。

年金の額もわからない。また CHIP データの調高齢者が現役世帯員へ支援するために支出する査対象は同居世帯なので、高齢者と現役世帯員

中国における公的年金が現役世帯員の労働供給に与える影響－CHIP2013に基づく実証研究が別居している場合の分析はできない。

37

２︲20、12月。

それ以外にも、本稿使用するデータはクロスセクションデータのため、各変数の内生性問題［中国語文献］の回避は難しく、年金受給と現役世帯員の労働蔡昉 ･ 王美艶（2007）「農村労働力剰余及其相

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（おう

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39

40

中国経済経営研究

第 ５ 巻第 2 号

The impact of public pension on the labor supply ofworking-age intra-household members in China:
An empirical study based on CHIP 2013
Wei Wang
Keywords: China, Labor supply, Public pension
JEL Classification Numbers: J22，I38
Using data from the Chinese Household Income Project survey of 2013, we conducted anempirical study to investigate the impact of public pension on the labor supply of working-age
intra-household members in China and tested three hypotheses on the issue. The conclusions
drawn were as follows. First, public pension reduces the supply of working-age labor. Second,
public pension has a significant negative impact on the labor supply of urban male residents
and the probability of rural residents’ participation in agricultural work. Third, public pension
positively affects the labor supply of working-age laborers participating in non-agricultural work;
the positive effect is greater for women than for men. Fourth, public pension positively affects
the labor supply of urban women with preschool children aged 0–6 years. The results suggestthat the effects of public pension must be evaluated from multiple perspectives.