雑誌名 アジア経済

Economies, Japan External Trade Organization (IDE‑JETRO) http://www.ide.go.jp

雑誌名 アジア経済

巻 10

号 8

ページ 93‑100

発行年 1969‑08

出版者 アジア経済研究所

URL http://doi.org/10.20561/00052410

一一一一一一一 審 評

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この章は解肢がiの中

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］同の経済的停滞の即、国として強i躍 しくいることは次の2点にしぼらhそうである。

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1912〜49{r[/¥Jに1業生産は55%の'cf.'‑−＇［乙均成長率を記録 したとャろ。土こ7,!J'

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このl;'i:Cは1952〜隔年1/ilの中国経済の民的側1［日につ」、

仁 士の趨勢（Trend）を，；Nil日する。第1鈴iで， 1952〜57 {

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計値との差，それが生まれる原因を究明する。これほど 本論文は100ページ以上にわたる長篇であるが，コン の中国の国民生産推計比較はいまだなされていなかった ブyレンスに出された論文より，いっそう鏡舌が多くな ので，本弁の つの貢献七、える。 i）、涜みにくくしてしふ。それにほかの研究者にけす

第2賀？？では司中固と他川との比較を行なれ j,f,に著名 人〉ゲriよ第三者には無紋なことfあ人う。

の推計値｛乃｜可際比較にてCパーた｛：，−当性をぶ長L,'.;fi 3 

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では， 1957年次と193:l年次の比較を簡単に行なう。 第5章 人 的 資 源 ， 雇 用 ， 失 業 （C. M. Hou)  第4節では， 1957年の Liu& Yeh推，

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似合初期値と この章の中心的課題は次のような推計手続きにある。

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った功績は認められてよいだろう。このモヂルの簡単な 失業者数 10 (A),  （臼）は公表値を用いて， Airdの 推 計 値 説明，それに「＇；まれている 1/¥J題点については

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概念は農村地域 る。一方投資本（純国内投資額／同国内生疎餅）は1%5 の作成業従事者も含まれているので，より信頼のおける 年までにL、主だIヲ7年水準に j¥jl;rパ，^JていないU ^tろ1 もち /711,11ノ人口から非伐主人IJを割り

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系列はr,tj 最後に細かな点であるが， 157ページ の力j陣式(1)；｛，・辺 千？の中間に位買している。

第1項は^Yう え の ま ち が い そ れ に1削ペー／びパンパ ;t,'; lj~ をみると，）f(f)l]:f＜＇）は 1949 ～山句 li\l に年率16.6 ＇＼，の クト乗数の放；'t[1「にまちが＂＇ ）！：長、7'.J. Ji;,)とぺり， ^a方．労働力数羽は5お〜

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の増を示し，

失業C:，は大きく減少した結果になるが，細かく調べると 第4章 人口成長 (JohnS. Aird)  雇用は19,50, 51年の回復期に大きくのび， 54, 55年には 著者の Aini

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先に中国の人［｜分析にかk

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，間期的 減少、 1958年の大躍進にはいりふたたび飛躍的に上昇す な著作，，引を

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画期の労働集約（110 い性比，年齢構成の作成に重きがおかれたのに対し，（1)  工業の発展に求めている。

TaeuherとWangの1953年センサス子容定論に対する反 実は労働力数，失業者数とも，（じ）のとり方により大き 駁，（2）清代にコ力、のぼっての人［！とその増加！感坊の推定，

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結 果l土正しく，大W11 な仮定を導入せざるをえない作業で，それんの仮定がl土 進の説明の一つの有力な論拠になりうるものとわたくし たして妥当性をもつのか，人口学に素人であるわたくし は

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：機構（KennethR.  Walker)  ただし， 1970〜73年間に大災害ありと仮定L，平均方 この章の目的は，（1）解放後今日に至るまでの農業生産 命が1965年の42.5歳一一これも著者の推計値のー一つ 機構の変遷をクロノロジカルに跡づけ，（2）各期間におけ 1975年に30歳に低下するぞいろケース（本論文一号ヂル F) る主要な生産，技術，符理の問題を検討し，（3）それらの をはたし一二，2,.へることがく三五fーろうか。平山

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書 評

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このうち（イ）については，第3重量のLiu論文で推測され 九純国内投資の19!'i8年以？たの動ぎをヤらし合わせるとそ れほど不離はない。付の判断；土，本来1%3年に始まる第 J次五カ年計画が3年間c.'Jび

f

づヰlll‑iをそこに求めている のだがう 196fi〜70年のおそらく］＼品川ふ水：笹を大きく 少な〈ともトータルでみて 突依すく〉であろう持期 に，既存工業能力の利用化という消極的な日擦が計画の 主目的であろうとは考えられない。判にかんしてU、う と，たぶん第3次5カ年計画を再度の大躍進の準備期と とらえているのであろうが，そうだとすると最近の動き をみてけっして的はずれとはいえないようである。

；

高ll）章工業計画と1'(1'!! (I>  IL Perkins)  民

：T

可

i主計画なるものを、（1＇［［；＂、政情

1 1

（弘倒産出， ヨ

ヘト＇＇.＇；＇ i乙かんする計画目！？：の；安定ラ ：！｝それらの日標の実 行，の3段階に分け，おのおのにつきク口ノロジカルに 分析を加える。

それを要約すると，（！）の政策目標は多少の変化はあれ 長期の成長和国大をめざした盤工業優先，自立経済，軍事 ブJの強化にあった。（2）の計画の作成についてほ，まず産 台間の生産割当ては，中［1ijにおし、ごぞれ：まど大きな問題

・::  h  ..）たとはおもわれず、た

f

、二1'157可l'J1愛，小規模企業 内多いことから「分権化

i

のどJ),liが起こ 3たこと，また ね資配分についても， 19"内午の，］、IR.f/;i 1・.告の多量発生前 にはI高度な計画技術は必要^lごl

t

な／トらにと述べ．総℃て 中国の経済未発展，そこに起因する際業規模の小ささ，

企業数の少なさ、一方戦略的工業である箆工業部門の半 独立性といったことから中国がおおざ叶ぱな

J

十両基準に 依存していたこと，しかしそれさえも時として守られな 九い！：.ことを論証してい；JC

その意味から，中国という伶j.(1,11ヰのれt斉「計画

J

が達 成子きるか否かは，むしろ山の

H I

禁

e > W i i

がうまくなさ れたわ、にかかっている そこで各j!Jト乃：

‑ p

央・企業iこよ ろ統制の方法を概観したけ）九、 (i＇：＂＇.［長、℃場立幹部によ る指示違反，中央の金融統制のゆるみを指摘し，政本的 に経済管理の方法を改めることなしに，

! J i

に党の規律強 化，イデオロギーの優先に頼〆〉て大躍進に突入し惨！！日 たる失敗を味わうことになったという。かくして初期に おける超集権的計画符理も，大躍進期における分権（1せな 汁川、いずれも大きなfl:;i1lfi号

t i

，うこ円；こなり，そこか

「ぃパがれる道は現共産党の：，

, r

絞 り

i

幻：J ・j〈、かぎりありえ 96 

ない，と結論するに至っている。

このPerkinsの考え方は，コンブアレンスの少しがjに 脱稿主れたかれの著作＇ il:5）の中に底流としてあったもの であるが、それが露骨にしかもかなり

m

^{維なかたちでと}

ひ/l＇，したといえるだろう。前著では！＼•国経済の矛盾につ 十亡

ι

^うPかし慎重な判断がはい「ていたL，少なくとも この仁うな［中国経済絶望論ji士号／，｝（l'Jな

N :

現では示され てL、なか pた。「市場経済の合理［

' I

I，あるし、は「テクノ クラートの必要性

J

の逃げ道にはいる前に，現実の枠の 中で戦略にあたる（1）の経済目標が戦術を改めることによ りけっして達成できないものか，その箸者が本論文の研 究目的の・−つに掲げた「代替的方策」は塑論的にそもそ もありえないものなのか，より徹底して追求することを

む ず

y円、右上うにおもえてしかたがな十。なぜhら，」文

・ '

1

日

）＇｝，伶の中国のめざしているのは，

J . . ,  

おL、；お守i）グj五なのであるから。

第111： 工業の労働生産性（R争 .M, ｝、1ekl)

今主で中国経済研究の分野で，労働生産性指数を直接 扱ったものはなく，この Fielrlの論文がその先駆とな る。ところで日本でも一橋大の山田勇教授を中心に統計 研究会で種々の生産性指数の比較，日今味がなされたこと が^tち pにが町指数は生産性指数にかぎ＇）

q ・

ミ？干柿／べられ

ζし、

i

I (1'1によってもそのっくり方は異なるので，最初 になぜこのブォーミュラを選んだのか，！Ji'のと限界とを 1v 

I 

G，ノ）・にしなければならない。姥念ながら干存者はその基 本的

F

総主主怠っている。

かれの生産性指数は，生産性指数の中でもっとも簡単 な工業生産指数／雇用指数ではかられ，期間は1952〜57 年間をとってヤる。そのうち工業生産指数は，産業内価 格ウエイト，産業問1956午賃金総額ウエイトを採用し，

印 刷iff

i

を別にすれば，これはKan

ロ

Chao工業生産指 紋のプ4ーミュラと同一で，カメレジがChao上り低く，

: L ! i : / , 1  i

にJぎないので，その代表作に疑点が成る(it6。）

)if「↓＇j汽指数のほうは，公表粗生産 綴労働

I f

'11 f七りの担

1 '

I

：，，（似（これも公表値〕により逆に；）；UhてL、る 答者はこの生産性指数を作成したのち， 1952〜57年間 に生産の増加に寄与した生産性の割合を平均45.6%と導 き， 1955, 57年の両年次には生産性僧加率マイナスと指 摘する。しかしこれは指数フォーミュラ，およびかれの工 業生産指数のもたらした一種のゆがみともとれるので，

ぞれtt亡は｛言じるわけにはし、かえU

〜

以後に

b

主性上昇の要因分析を行な^J' U 、る氏その

結論は（イ）1952年のキャパシティー米利用度が清川、ほど物 的生産

f l

：土品

＇

1''  （，ロ）軽

I

：乍ではキャパシティ 勺川りの 生産増大戸 活工業ではl人、｛！とりのキャrに 子 Jー増 大が，それぞれ生産性増加の主閣になっているというも ので，けっき上く，キャパシティーのより効$的な利用 が生産性

b

界の電要な要閃であったとする。この点は常 識的にも

r ' I

古できる点であ円，

1

＼者はいく＇＿）かの傍証に よって芸i5 

: t

をしている。

難をいえば， 「資本

I

と「キャパ、ンティー」があたか も日I］の要素のごとく扱われていることで，それを結びつ ける一つ引か店、として

。 り .K .. C  J,  K " C  "L 

書

評 一 一 一 一 一 一 積上げ

f

午黙の功労はおおいに認めつつも，一面，やはりそ れじの作業のうえになっての分析にいまだ踏み込んでい ないことに，ものたりなさを感ずる。 Mahは 本 論 文 第 4節の結論の項で，対ソ貿易における交易条件は中国に 不利であったと述ぺ〈その「交易条件」のとり方に問題 は残るがそれはそれとして〉，しかし工業化の利益を脅！設 に人れると，対ソ貿易は過去中同に土町大きな役;till を~－

たしたのだとU介。それを具体的に，

F

なわち定作的に も定

f

量的にも，中閣の閣内経済発股と結びつけて分析ず ることが，今後残された大きな課題の一つであるとわた

〈しは考えていあ。

（

ο

，L,  K,Cはそれぞれ産出，労働J，資本，キャパ ｜炭ちれた紙面の中でこのように多数の論文を十分紹介

シティーを示す〉 することはできなかったが，本番が中国後済研究がアメ

と分解し、 f.:C を明確イヒする二とが考え「） ̲/ t上 九

第12章 外 悶 貿 易 （F.H. Mah) 

著者の Feng‑Hua'.¥1ahは中悶の外同貿易の併 先で知 られ，この衿文がその総決算であるといろ感じを受ける。

従 来Eel品 川 口 I'7）にし人 qqqの外

0 0

貿めを扱3た著 作はほとAどが，貿易昔話！をか 続出入統計の外L1cifRIJから とらえた数値の積み上げに終わっていたが，この論文も その例外ではない。ただし，第3節の国際収支（balance of paymentめの推計が， れこそれを進めど〉ためにさげ られなU、ソ連出款の推計がこの；命文の特徴一， Eel、stein がただその同＇：

1

を指摘し，解釈寸るに終わ

，

‑iこのに対し て，まがりなりにも‑‑Ii主計までもっていったことは

3

己して おく必要があろう。

第1節ば中l汁の外国貿弘政策

J

：機構を殺し＇， ~12 節で 外国貿易の出吟ど題して，いわゆる外国

1 J l i l

のが中

i J i l

輸出 入を， F.0. B.,  C. I. F.の貿易額評価問題， 為替レート の問題を考慮しつつ中国側の輸入・輸出に組み替える作 業を行fよって，お。Ecksteinのネれと比べろと、（1)〜う1ah のほうが刊行［）〜 1;4年間をけ匁にとI), Ecksteinの1952

～ 63年間に lt<•I；－し長いこと， le) Eckstein !T＞日うがよ り包括的で商品構成の分析まで含むが， Mahのほうは 相手国別の問題にしぼっている，（3）両者ともドノレ換算な ので比較

: i f

定〈あるが，ソ

i

主を除き他地域の

f ( ¥ , ¥ J i

推計ー に若干くI;' ;: ! ＿＇），＇ 、があるう？の戸しがある。第九わ／＿.：;t詳し く比較していないが少なくとも東欧貿易につL、では，両 者のあいだに資料および推計方法の差がみられるの

さて， Eel日teinにしろ Mahにしろ，点通れらのデーヲ

I）カにおいてどの程！をまで進んでいるのか，そして残き れと問題にどの工うなものがあるのか芳えるうえで 千

I i

在／

c

1,：であることだけはいえるのではないだろうか。

( il'. 1 ) T. C.  Liu & K. C. Yeh, The Economy 

刊

f

the Chinese  Mainland:  National  Income and  f；，，付nomicDe.‑・dο／りnazt,1933‑195.'J (Prine己ton,J%S). 

( d' 2)  John S  Aird, The Sizι Composition,  and Growth of the Population o( A‑fain/and Cソ，i‑ 11a (Washington D.  C.,  1961). 

(ii ::i)  正被Jこいうとこれは著者のいう「仮説」で I   (,・,  「l:iil,'t'i心，；＇.／

. J

にあたろも ‑) 

c ‑

ある。そ− , 

r 

1k 

" ' d  

:Jflf!論的少 I,  , , ，テスト可能なものと分けてL、う が，

t

れ介ヵ：長くなろのでここでは簡略化してこう表現 した。

(it 4)  Kanに Chao,The Rate and Pattern of  Industrial  Crowth  in  Commun日tChina  (Ann  ,¥rlior,  1965) 

( it‑5)  D.  H.  Perkins, Market  Control  and  Planning in  Communist China (Cambridge, 1966). 

（寸日6) Chao j行放の批判はよ！:I!fr「中国の工業＇I＿点 Ui!J （未刊〉ハ；

r

C詳しく行れ ^Ft 

L

主7〕A i二clζstein,Communist Ch仇a'sEconorn‑ れ Growthand Foreign Trade (New York,  1966). 

補 論

I .

Linモ デ ル の 概 要 と 問 題 点 ここでは第3章第4節の Liuモデルの簡単な紹介を するとともに，その問題点をいくつか挙げておきたい。

97 

饗 ： 評 1.  Liuモデルの概要

長を初

l

こ，本書には掲げていないが，かれのモデルの肉 来連関闘を作ってみた（第

l

関〉。との閣からはっきりす るよちに，かれのモデルはけ）〉して循環（recursive）モ 子，1.,ではないし，あくまで

L : 1

艮られたヂータ（窓！のA,

J上

、

，＼［ にあたる）から， w、かに沌間内生産額（NOP),

｜引吃資相（I

，

めを導くかにおる。その意味で〈未来を〉

予測す一るモデノレではなく，

l i ¥ ' , i

桁的に選i:Ltltと（過去を〉

推測するモデルである。このことをまヂ確認しておく必 要がある。

次にモデルの構成であるが，方程式は

1 6

本，内生変数

1 6

であり，予

i l l !

）のときにG（政府〉にかんする方程式を ふやし，

G

を内生化している。係数の計測は主として Liu & Yeh推計値に依拠して195'.2〜57t;:.1111について行な わ れ 相関係数，係数の標

y

話予とたたいそう良好であ

第1図 Liu , ‑;‑,t内；↓l刀：Y！刊l

i;1: Z円

" ' "  

し J

,4：実業の純付力n'.1lli /1主知

Li' ‑1：前年度の；

J i l

花生存時四ト),ix穀物生定官

H M ＇

：近代鉱業生j)j'.:,J)右炭・鉄鉱右生産額 VA：近代工場生産20拘，Ii',グループの純付加価償額

F

：近代工場全部乃純付加価鮒額

F，，，：政府を除く全近 1に川＂ •

: i , ,  

 ・I:in価値額 円。先決変数まfは々l'l.fli

予測のときに内＂ 11: j ＇アゲ L, I弓数 肉果関係

己・定義的関係 ゅ：不変的関係

る（というよりそのようにそデソレを作ったのかもしれな い〉。次に， 1958〜65年を推測する場合もっとも基礎 となるデータ， A, A' ‑1, 1'vf

＇

の各生産額は，木綿，穀 物、扶鋼生産量データをア／ ＇）カ政府併，および Far

1':<1."1,‑rn  Economic Revi仁OUの推，

t f o ' i :

トんと IJ＇そ hiこ

1

¥

  t

^−，の1957年単位額推計いをかけて、 ぷらにそれをふく 98 

らませて得られる。

とのそデノレの某本的前提は，投入係数不変は当然のこ ととして，ほかに，（1）農村の1人当たり消費額不変，（2) 人lll('l力li率年1.5%一定，（3）政府に上る付加価｛1立額（G）は

人［1とJ士関係にある，といったことが挙げられる。

2.  モデルの限界

以

I .

^(1）上うにみてくると，このモデルは構造上がなり 大きな欠陥を

f f

してU、ることがはっきりしてくる。そし て，それらはほとんどしかたのないもので，箸者に同情 すべきものなのである。このモデソレは三つの独立変数か ら始まるが，その基礎となった上記の推定値がくずれる と，結果はまったく違ったものになり，その聞なんの歯 止めもきかせられていないし，同様に，計測の基礎である Liu & Yeh推計値がはたして正しいのか，正しいとし と

i

,,lilt:日朝ff\1 は短すぎるのではないか， ~3.lすぎるのはや むを三なし、とLて，

J F .

常な年であった1952〜：，7年の言者関 係午、すヘてに異常であった1958｛ド以後の推測に使うこ

とは妥当であるか等，疑えばきりがない。

しかし，次のように疑うのはそれほど的はずれではな いと思う。すなわち，上に指摘したモデル構造上，計測上 の種々の問題をすべて忍ぶとして，おもいき，ってそれな ら，

A , A −

^1, 

M ＇

の3独立変数から直接 NDPと

Id

を守れ、たムどうであろうか，と。実際上は誘導形を作り Nrn》と Idを推測するのであるが，

u T

按誘導1f;のかた 丸でい十日開

i L

たほうがむしろすっきりするのぞはないか，

ということである。

それからト今述した疑点のうち紋後のものにつし、ては，

モデルを作る際，あるいはそれを適用する際に，もう少 し告苦慮してよかった点であろう。すなわち1958年以後と いう異常年を推測するために，若干の仮定係数の動かし は可能であるとおもわれる。例を挙げると，農村の1人

、l守た円；円安部；一定という仮定は， 1959ifーから始まる大災 台

F

にあっ亡そのまま適用されるとは考えられない。

とはし、ぇ， Liuがこのモデルを利用して特定の問題に つき分析を進めたことの価値は失われるものではない。

たt.：＇，先にあげた注意と合わせ，このモデルがけっして 無修正のまま現在まで蔽いうるものではないととに留意

していただきたいのである。

補論

II Tangの 農 工 業 相 関 分 析 に つ い て 者

＂

，7章 fangの農工業相関分析のよりど三ろとした スベ〆 I＞・の

i J

頂位相関係数は，王

y i J

併せに無理ーがあること

（

，

：本命で

H i

摘した。ここではかれの論文を補充して， R頂

位キ

l l

関分析が阿部門の相関を示す根拠になる，という前 提（⁷⁾

t

と

l

二、椛計

ι f

＇［！，，向泊にサ J ブ＂；レ、 l)

10），より望ましいケンドーノレの順位相関係数による検 定士行な

v

，＇ つい、！

I i i

位相陀

・ l

守数がは／ごして上主の根拠 に適白するのであろうか，少し検討を加えてみよう。員 をまたないが、かれの仮説を得定しようとするのがこと の日

f

勺でいたL、。それiまおそ人く否定のできた

・ v

事 実 で さえありうる。

l ケン下ールの順位相関係数

これはサンプル数が8以上の少数の場合（潜い Tang がJfju、たサ〆 fルt主H〜9），比較的iい、検定結果を

t ,

たらす。その脅え方，計算方法については統計学の教科 書にふずることにし亡（た土え d、竹11~ ；／，：『童文子！日経済学ム 233ヘージ以下参照〉，ここではその結果を示す。第1表 はTangのデータ，すなわち会安値坐用いた鳴子干の相同

粘.~~ ：

あり，｛目関分

t i i

の対象7):,  農工業の対i

下 i

今僧加；十ー であることに注意してほしい。これでみると，差是業の対

』

l

墾主蕊当事 評 第l

i

表 ケンドーノレの順位相関係数

(Tang cりデータをii!L、

. t

：場合〉

｜ 

^{農業対｜占}

  ^{j ;} I 

^{農 業}

: f t .

動 平 均²

^年

盟 主

t許

j対前年 m

i

＂中

I  b

日率 今 工 業 主 ：

f

前年精力岬

I 

o.44 

I 

^o. 792' 

快 作IH工 業 主J白iJ年Jf/1J,I率 0.561'1  0.71》＇ jti  ！に 工 業 対 靖ij'‑J,;'.'1Jil率 , 0.44  I  0.71''  泊 費 財 工 業 対 前 年 榊 加 率

I  o .  

39 i 

o .  n    ' 2

大

m r :

：工業対前年Jf,:'J日率

I 

1/18 

I 

Vl4  1消／！／iii工業対前年開方日率

I 

o 

I 

3/7(=0.43) 

f

汁〉 Tang ,1〕イ，Jr!ll L T噌データL

U

中宮に^J）も、てけ す ベ （三：災fin，ノ速につ！ては1;tr‑JiをJohnson& 

Kahan， 大 規 格

E

工業を Hoogman，消費財工業を N日ttcrtiU十（（（代j円。

1)  I:  5 

% ,  

2) i土1号人、それぞれ｛1意、水司I主示す。

ち昨年期力！I

ギ

−2カ年

f t

効平均と工業の対前年増加率〈以下

r  : r t

前 年W/ljfl芸名jを？？〈〉ではいt

，

ように相関がよく有 怠となる。これは fangの示したスペアマンの相関係数

第2表 ケy I ‑,t ‑<c'IC，位tHr,:J数 （Liu& Yehデータヰゴ1司い・tJ坊合）

対 前 年 靖 力 日 本 ｜ 全 工 業 I ＇ ＇ ・ 席 財 工 業 ｜ 消 資 財 工 業 斗ナンプノレ数

b凶全 '{,  0.43  0.52  0.14  7 

[iii,  2イlt下重ケムI'JI.  0，日（！ 0.行｛） 0.73キ

タ （単位： 10億元）

lり52 I 1 9 5 :;  1 9 :i ,1  1 CJ 5 5  195r; 

I 

1957 

設 業 斗a 産 額 34.99  35.63  36.32  36.68  37.82  38.02  41.02  43.10  同 t骨 書士 100.00  101.83  103.80  104.83  108.09  108.66  117 .23  123.18  同 文l,ii/司 j'  ]01.8:l  101 <J4  !00.94  103.11  10ο.53  107.89  105.07 

（.医位） (3)  i川 (2)  (5)  （

η 

（有） 令 工 学 ，1:.

H

＇都 7.46  9.56  11.05  11.94  16.64  13. :n  21.64 

I

ll,  "r  128.1ら 115 5')  10汽.05 139.:¥6  110.04  118.19  ( [j位） (5)  （己） (1)  (7)  (2)  (4)  '

I産 財 l定ljc̲I・、i'/:(I  '.l.55  4.9:l  日 以t 7.06  10.65  12.50  15.40  11i1  年 138.87  120.28  ll9.06  1日）．持ら 117.九7 12:l.20  (I町l位） (5)  (3)  (2)  (7)  (1)  (4) 

11費 財 1・・注生 '.l.91  46.'.l  4.88  5.99  5.8[  fi.24  7.09  司 二！1^〉 rnn.oo  118.41  130.＇伝 124.81  153.20  148.59  159.59  1s1.:‑n  対 前 年 lt  118. 41  110.58  95.'.ll  122.75  96.99  107.40  113^目62 IN ト＇／） (fi)  (4)  (1)  (7)  (2)  (3)  (5)  ( ll:ffr)  I. C. Li≪  8: K. ＜二.九eh，J'h,・ Eo,110111y  o/  the Ch11u・s,・  Alainland: lvationa! Income and Economic 

Dneloj＞川cnt1.933 J.959, (Princeton,  1%5），rahles，日Ii,37 K‑2 K 6  

99 

の結果と同じであるが，農業と工業との時間差をおかな

、オ111~1 では，！？で牲と資本nt どの相関＊＇.除き，す，土 c 有d立 ーでな（なり，主主と全て1た？はスペアfンの1領

f

，ひII凋検 定有意の結果一一一Tangの結論←ーから非有志に転落す る｝同じくソ；＇についナみると，かれのヂータを使用す

れき？り， fall日の結おと

1 1

じく農工でこ間の有(;jtょ相関 は得られなL。、

かくして農業の2カ年移動平均を用いるかぎり，中国 にどいては民じだ聞のXt(1ii'.1・増加率ノどに有意な

H ! F l , J

があ り，ソ連においてはないことが，つまり Tangの結論は そのまま妥当十ることがわかった。

L s• し， q ，「可についご（土公表債を． ゾ速については推 計値を用いるのはどうしても片手落ちであろう。中国に ついても推計値を使用したらどうなるであろうか。これ か

， k

の課題でわる。今士の代表としとLiu& Y山 の 推 計値を利用してみよう。その結果が第2表である。対前 年増加率の下にかっこで出した数字は順位を示してい にちろしナ／プ。yレがリ〜7で， Tangがスこγ 7ン のiJ関位相関係数生とったとミと同じ欠陥が発生するが，

ここでは参削とするだけなので，その点は目をつぶるこ とに

T

る。三て市果をふると，消費財！：業と票、

r e z :

カ年

［予約平均が

f l

ぷ；ーなったの土除き，あとはすべど

: J I

有 意 になっている。このことは，（1）粗付加価値額（第2表の

ド

f:,if額jtt二れである：l ケームで刀、るかぎり，

t t

工業 li¥J 

c

会い相l'iJ，土たい，（：！，実際はやい＇）

・ X n

い相関どもつの だが，順位十II関ではそのことが明僚に現われない，たとえ

ば f巧lj平均士とじないJl'~^Aむと消費財E廷でい？二0.14

『全工業，

' t . r ' I

財工業l,(1)相関も

f

：段上り低

u

、加工を示し ているが，消費財工業の原料をほとんど農業に依存して いる中国の＇J/r'i；二てらし い そ の 上 ろ kことはありえな い、この2点、のうちのャ川しかを示し口、るようぐある。

2.  j順位相関係数による検定について

Mi(卦＇

l l

関川！？は，理論（1'1：三は実際しりir官率分::fri

理

I）ぷ未知

的！＼｝｛子（経、；

H ' c

；し

i

宇貴の

n

と／しどがそうである）に

i

盗用さ れ，また相関係数がきわめて簡単に計算される，という 特徴をもっナいろ。しかし、あくまで［順位

J

なのであ 力、ら，絶)Jfi＇，ーにかんする分析では l行い。極端な何！！では l, 0.99,  10と並んだ三つの数字は2,l, 3という相対 圧をに変形され 通常の単純な相関分析で得られる結果と 大きく離れる：｛；台、が生！る3 この土ろに考える＂， I領位 相関分析による検定は農工業相関の傍証になりえでも，

主

：

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こる論証にはなりえない，ということになる。

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年ラグをおいたケース 第 2図

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l(附とする指数でと ^J くいる。この図から農業消費財工 業に一定の，さらにいえば非直接的関係があることがみ l 、だされる。さらに、農業に urのラグを :t~\t 、ても，し ょがって作動平均 士とっても，その関係は大きく変わら ないことがわかる。

これはもんろん1952年を100とする指数にかんしてで ふり，対前年増加率ではない。指数でとった順位相関は まったく意味がなく，あらゆる農工業の組合せにつき有 立な結果をもたらすであろう。たぜならほとんどが1952

〜59年間

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しつづけているので．類位はほとんど一致 するからである。問題は， いかなる基準をとるにせよ

「相関｜があるかないか，でありラ分析目的により指数を とるか涜年比をとるかに分かれるにすぎず， もとより

「因果」関係をこれから論ずることはできない。

以上の簡単な考察から本書第7寧のTangの農工業相 関分析が， （1）検定説的には瀬位十II関分析のみを使用した こと，（2）しかもスペアマンの順位相関係数をとったこ と，（3）中国は公表値をソ連は推計値を，それぞれ分析デ ータに用いたこと，の3点

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こ大きな論証

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：の問題がある ことが理解できょう。

（海外派泣良 中兼和津次）

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