地方分権に関する基本問題についての調査研究会報告書・専門分科会（ 座長： 堀場勇夫）

平成２９年３月

一般財団法人自治総合センターはしがき
第１次・第２次地方分権改革では、国と地方の関係を対等・協力の関係に変えるという理念の下、地域が自らの創意と工夫により課題を解決するための制度的基盤の構築が図られてきた。
平成２５年６月に「第３次一括法」、平成２６年５月に「第４次一括法」が成立し、地方公共団体に対する事務・権限の移譲や義務付け・枠付けの見直し等が進められてきた。
さらに、地方の発意に根ざした取組を推進する新たな手法として、個々の地
方公共団体等から地方分権改革に関する提案を広く募集し、それらの提案の実現に向けて検討を行う「提案募集方式」が平成２６年から導入された。
「提案募集方式」による地方公共団体等からの提案等を踏まえ、事務・権限の移譲や義務付け・枠付けの見直し等を一層推進するため、平成２７年６月に「第５次一括法」、平成２８年５月「第６次一括法」が成立し、平成２９年３月には「第７次一括法」が閣議決定・国会提出された。
このような地方分権に関する種々の改革の進展や課題を視野に入れながら、地方分権に関する基本問題について先進的かつ実践的な調査研究を実施するため、平成１６年度に本研究会を設置し、検討を重ねてきた。平成２８年度においては４回の研究会を開催しており、本報告書は、その成果をとりまとめたものである。
本報告書が、我が国の地方税財政を考える上での一助となれば幸いである。
なお、本研究会は、一般財団法人全国市町村振興協会と一般財団法人自治総合センターが共同で実施したものである。
平成２９年３月

一般財団法人 全国市町村振興協会
理事長
山 野 岳 義一般財団法人 自治総合センター
理事長
梶 田 信一郎

地方分権に関する基本問題についての調査研究会
・専門分科会

委員名簿

座長

堀場 勇夫

青山学院大学名誉教授

座長代理

中井 英雄

大阪経済法科大学経済学部教授

石田三成

琉球大学法文学部准教授

井田知也

近畿大学経済学部教授

小川光

東京大学大学院経済学研究科
・公共政策大学院・教授

加藤美穂子

香川大学経済学部准教授

倉本宜史

甲南大学マネジメント創造学部講師

小池信之

新潟大学経済学部教授

齊藤仁

神戸国際大学講師

篠崎

剛

東北学院大学経済学部准教授

菅原宏太

京都産業大学経済学部教授

中澤克佳

東洋大学経済学部准教授

広田啓朗

武蔵大学経済学部准教授

星野菜穂子

和光大学経済経営学部教授

松本睦

立命館大学経済学部教授

村山卓

香川大学大学院地域マネジメント研究科教授

柳原

光芳

湯之上英雄

名古屋大学大学院経済学研究科教授
兵庫県立大学経済学部准教授

目

第１章

次

平成28年度調査報告○

公営水道事業の費用構造に関する考察・・・・・・・・○

アメリカ連邦補助金システムに内蔵される分権構造・・・・・・・ 41○

平成の大合併による地方財政への影響－Propensity score matchingを用いた分析－ ・・・・ 73○

地公体向け貸出における寡占と公的金融の対抗力の検証－全国市町村データを用いた分析－・・・・・・・・・124

第２章

1

参考資料

○

連携中枢都市圏等の広域連携の取組について・・・・・183○

第６次分権一括法及び地方分権に関する提案募集の中間報告について・・・・・194○

平成２９年度地方財政対策について・・・・・・・・・216

第１章
平成28年度調査報告

公営水道事業の費用構造に関する考察 ※0F

甲南大学 マネジメント創造学部
倉本宜史 ∗
1F

１．はじめに本稿は、公営企業により運営されている日本の水道事業を対象に、その費用構造から規模の経済性を明らかにし、公営水道事業の広域化への提言を目的とする。
日本における近年の地方公共団体の財政健全化への取り組みとして、市町村合併と財政健全化判断比率の 4 指標の公表義務化が挙げられる。市町村合併は基礎自治体である全国の市町村の行財政基盤確立のために平成 11 年度以降に行われており、平成 26 年度までに649 件の合併が行われている（平成 11 年度当初は 3,232 団体あった市町村は平成 26 年度。これらはいわゆる「平成の合併」と呼ばれている。ま末には 1,718 団体に減少している）
た、財政健全化判断比率の 4 指標は平成 21 年 4 月施行の「地方公共団体の財政の健全化に関する法律」により、地方公共団体に公表が義務付けられている。なお、財政健全化判断比率の 4 指標は「実質赤字比率」、「連結実質赤字比率」、「実質公債費比率」、「将来負担比率」
であり、いずれかが早期健全化基準以上である場合には、公表した年度の末日までに、財政健全化計画を定めなければならないと「地方公共団体の財政の健全化に関する法律」に定められている 1。
2F

そして、これらの取り組みは地方公共団体の一般会計のみに関わる話ではない。市町村合併を契機として公営企業の合併が進み、財政健全化判断指標のうち、「連結実質赤字比率」と「実質公債費比率」、「将来負担比率」は公営企業会計も含んだ数値として作成されている。
さらに公営企業会計ごとに作成する「資金不足比率」も公表するという形で、公営企業に関しても、財政健全化の取り組みは行われていると言える。しかしながら、公営企業の取り巻
く環境は「保有する資産の老朽化に伴う大量更新期の到来や人口減少等に伴う料金収入の※本稿の作成にあたって、総務省の地方分権に関する基本問題についての調査研究会報告
書・専門分科会に参加の各先生方と職員の皆様、また後藤剛志氏（大阪大学大学院）から貴重な意見をいただいた。ここに感謝の意を表する。また、本研究は JSPS 科研費
JP15H03361 の助成を受けたものである。
∗ E-mail：kuramoto@center.konan-u.ac.jp
1 早期健全化基準や財政健全化計画についての説明の詳細は総務省ウェブサイト「早期健全化基準と財政再生基準」（URL：
http://www.soumu.go.jp/iken/zaisei/kenzenka/index3.html）に記載されている。また、地方公共団体の健全化指標に関して、早期健全化比率を超え「再生判断比率（実質赤字比率、連結実質赤字比率、実質公債費比率）」に達した場合、「財政再生計画」を公表した年
度の末日までに定めなくてはならない。財政の早期健全化や財政の再生の手続きについても総務省ウェブサイト「財政の健全化・再生の手続き」（URL：
http://www.soumu.go.jp/iken/zaisei/kenzenka/index4.html）に詳細が記載されている。

－1－

減少等」 2により、今後も更なる取り組みが必要となってくると考えられている。
3F

特に、日本の公営企業において水道事業は数が最も多く、平成 27 年度では 8614 の事業者中 2081 事業者となっている。また、水道事業を行う公営企業の取り組みの柱として、「広域化」と「民間的経営手法の導入」が掲げられているものの、広域化により財政面での効果があるのかどうかを検証する研究は今のところ少ない。したがって、本稿では公営企業で行われている事業のうち、水道事業に着目し、今後の財政健全化の取り組みを行う際の基礎資料として、費用に着目する分析を行う。
本稿の構成として、次節では公営企業の運営する水道事業の現状を紹介する。第 3 節では先行研究の紹介、第 4 節では費用関数の推定を行い、第 5 節でまとめとする。
２．水道事業の現状
2.1

水道事業を運営する公営企業の特徴

本節では、まず日本において水道をどのような企業で運営しているのかを確認する。
総務省のウェブサイト 3によると、日本における公営企業は「地方公共団体が、住民の福4F

祉の増進を目的として設置し、経営する企業」であり、「提供する財貨又はサービスの対価である料金収入によって維持される」という特徴を持つ。つまり、公営企業は営利目的の企業ではない点で民間企業とは異なり、地方公共団体が経営する企業である点で民間企業と異なるものの、料金収入を得るという点で民間企業や民間非営利団体と同じ特徴を持つと言える。
これらの特徴は、水道に関する各種法律からも確認できる。水道事業経営研究会（2013）での記述をまとめると以下のようになる。
・地方自治法第 2 条第 3 項：地方公共団体が公企業を経営する事を承認
・水道法第 6 条２：水道事業を、原則として市町村が経営すると明記
・地方財政法第 6 条：公営企業について、特別会計を設けての経理を義務付け（施行令第46 条で水道事業が公営企業の事業と規定）
・地方公営企業法第 2 条：同法の適用される地方公営企業の範囲（簡易水道を除く水道事
業など）、経営の基本原則、設置方法、内部組織、財務、職員の身分取扱い、財政再建等を規定
これらの法律を基に、日本において水道は原則、地方公共団体（主に市町村）が一般会計とは別に特別会計を設置した公営企業により運営されていると言える。
また、日本の水道事業を公営企業で運営する理由として、経済学の観点から 2 つを挙げ
2

総務省ウェブサイト「公営企業の経営」（URL：http://www.soumu.go.jp/main_sosiki/czaisei/kouei_ryui.html）内の「「経営戦略」の策定推進について（平成 28 年 1 月 26 日付
け総財公第 10 号・総財営第 2 号・総財準第 4 号 総務省自治財政局公営企業課長、公営企業経営室長、準公営企業室長通知）」より。

3－2－

ることが出来る。まず、水道事業で供給する財である水道水を単に「飲み水」として見れば「排除性」も「競合性」もあり、受益者負担による料金徴収をできることから、民間企業での供給が可能であるが、伝染病予防・衛生の確保といった正の外部性のある財であり、いわゆる「メリット財」の側面もある。このことから、過少供給を避けるために、公益目的の事
業として公営で行うことが正当化されると考えられる。次に、水道事業は設備の初期投資費
用（固定費用）が高いため、平均費用逓減産業である可能性が高い。この場合、民間企業が参入しにくいか、参入しても自然独占を招くおそれが有るために、公営で行うことが望まし
いと考えられる。

2.2

経営状況の把握次に、日本の水道事業者の現状を数値から確認する。総務省ウェブサイト「平成 26 年度」 5に
地方公営企業決算の概況（冊子）」 4と「平成 27 年度地方公営企業決算の概況（冊子）5F

6F

よると、平成 27 年度の水道事業者数は前述のとおり、2081 事業者である。これは平成 23
年度の 2133 事業者と比べ 52 事業者、平成 25 年度の 2111 事業者と比べ 30 事業者の減少となっている。また、水道事業者のうちこのうち、上水道事業者数は 1344 事業者であり、
平成 25 年度の 1352 事業と比べ 8 事業者、簡易水道事業者数は 737 事業者であり、平成 25
年度の 760 事業と比べ 23 事業者の減少となっている。減少の原因は「上水道事業と簡易水
道事業の統合等によるもの」と解釈されている。
さらに、第 4 節の分析に用いる上水道事業のうち末端給水事業の事業者数の推移を確認しておく。平成 27 年度は 1273 事業者であり、平成 25 年度の 1279 事業者より 6 事業者の減少が確認できる。なお、給水人口規模別では、1.5 万人未満の事業者は 361 事業者、1.5万人以上 3 万人未満の事業者は 266 事業者である。平成 27 年度の 1273 事業者を経営主体
別で確認すると、都県営が 4 事業者、指定都市営が 19 事業者、市営が 686 事業者、町村営
が 515 事業者、そして企業団営等が 49 事業者である。なお、表 1 では「公営企業統計年
鑑」の各年版より、上水道事業者数の給水人口規模別の推移を示す。人口規模の小さい事業者の減少を確認できる。

4
5

URL：http://www.soumu.go.jp/main_sosiki/c-zaisei/kouei/gaikyo_26.html
URL：http://www.soumu.go.jp/main_sosiki/c-zaisei/kouei/gaikyo_27.html

－3－

－4－

区分

C1
C2
C3
C4

現在給水人口規模

10,001 人以上
5,001 人以上10,000 人以下
2,001 人以上5,000 人以下
2,000 人以下
建設中
小計
稼働中
建設中
小計
合計

1
1,330
67
12
79
1409

2
1,346
67
12
79
1425

24
865
2
867
891

24
24
865
2
867
891

24

2006
平成18年度

375

384

2005
平成17年度

2006
平成18年度
16
51
72
89
226
211
289

2005
平成17年度
15
51
72
88
226
207
301

‐
24
845
3
848
872

24

2007
平成19年度

1
1,326
67
12
79
1405

370

2007
平成19年度
18
49
75
86
225
213
289

‐
24
823
2
825
849

24

2008
平成20年度

1
1,317
69
9
78
1395
1,279

366

2008
平成20年度
18
49
77
84
226
210
286

21
788
1
789
809

21

2009
平成21年度

-

-

773
794

21
773

2
3
12
4

団体数
2010
平成22年度

-

-

758
780

22
758

2
4
12
4

2011
平成23年度

-

-

746
769

23
746

2
5
12
4

2012
平成24年度

-

-

735
760

25
735

2
4
12
7

2013
平成25年度

-

-

718
744

26
718

2
6
12
6

2014
平成26年度

26
710
1
711
737

1
6
13
6

2015
平成27年度

2
-155
-1
-156
-154

2

2005年度から
2015年度までの変化数

8.33-17.92-50.00-17.99-17.28

8.33

2005年度から
2015年度までの変化率（％）

団体数
2005年度から 2005年度から2015年度まで 2015年度まで
2009
2010
2011
2012
2013
2014
2015
平成21年度
平成22年度
平成23年度
平成24年度
平成25年度
平成26年度
平成27年度の変化率（％）
の変化数
19
19
19
20
20
20
20
5
33.33
48
49
49
47
47
47
47
-4
-7.84
78
77
77
79
77
77
77
5
6.94
87
88
88
87
89
89
90
2
2.27
226
224
223
221
221
218
213
-13
-5.75
209
205
202
203
197
196
199
-8
-3.86
270
269
263
261
265
262
266
-35
-11.63
128
134
131
130
134
130
352
-23
-5.99
182
180
185
185
184
183
44
46
47
48
49
48
1289
1285
1281
1281
1279
1276
1,273
-73
-5.42
69
67
68
69
70
69
2
2.99
68
8
7
5
4
3
2
-10
-83.33
77
74
73
73
73
68
71
-8
-10.13
1366
1359
1354
1354
1352
1344
1344
-81
-5.68
2620

（出所：総務省ウェブサイト「地方公営企業年鑑」（各年版）より著者作成）

法非適用

法適用

給水形態

区分

都道府県・指定都市
政令市等
30 万人以上
A1
15 万人以上30 万人未満
A2
10 万人以上15 万人未満
A3
5 万人以上10 万人未満
A4
3 万人以上5 万人未満
A5
1.5 万人以上3 万人未満
A6
1 万人以上1.5 万人未満
A7
5 千人以上1 万人未満
A8
5 千人未満
A9
建設中
小計
稼働中
建設中
小計
B
合計

現在給水人口規模[簡易水道事業区分一覧表]

用水供給事業

末端給水事業

給水形態[上水道事業区分一覧表]

表 1 上水道事業者と簡易水道事業者数の推移

次に、水道の普及率を確認する。平成 25 年度末時点で 97.7％、平成 26 年度末で 97.8％であり、地理的に施設が難しい地域を除くと、ほぼ全ての国民に水道が普及していることが分かる。純損益（＝経常損益＋特別利益－特別損失）に関しては、平成 25 年度の黒字事業
者数は 1872 事業者（全事業の 88.8％）、金額は 2683 億 62 百万円である。このうち法適用事業者数は 1,145 事業者、金額は 2630 億円、法非適用事業者数は 727 事業者、金額は 54億円である。赤字事業数数は 237 事業者（全体の 11.2％）、金額は 165 億 53 百万円である。
このうち、法適用事業者数は 229 事業者、金額は 163 億円、法非適用事業者数は 8 事業者、
金額は 2 億円である。全体の収支は 2518 億 9 百万円の黒字である。これは確認できた過去
10 年間も安定して黒字となっている。平成 27 年度の黒字事業者数は 1931 事業者（全事業の 92.9%）、金額は 3,891 億円である。このうち法適用事業者数は 1227 事業者、金額は 3831
億円、法非適用事業者数は 704 事業者、金額は 60 億円である。赤字事業数数は 147 事業者、金額は 258 億円である。このうち、法適用事業者数は 141 事業者、金額（全体の 7.1%）
は 257 億円、法非適用事業者数は 6 事業者、金額は 1 億円である。全体の収支は 3634 億円の黒字である。確認できた過去 10 年間について、安定して黒字となっている。

－5－

表 2 水道事業者全体の経営状況の推移(単位：事業、億円)

黒字事業数
黒字額
赤字事業数
赤字額
総事業数
収支
1次業者当たり
平均収支

黒字事業数
黒字額
赤字事業数
赤字額
総事業数
収支
1次業者当たり
平均収支

黒字事業数
黒字額
赤字事業数
赤字額
総事業数
収支
1次業者当たり
平均収支

黒字事業数
黒字額
赤字事業数
赤字額
総事業数
収支
1次業者当たり
平均収支

法適用
1192
2563
244
194
1436
2369

2005年度
平成17年度
法非適用
863
91
19
7
882
84

法適用
1188
2618
232
194
1420
2424

2006年度
平成18年度
法非適用
849
89
16
9
865
80

合計
2055
2654
263
201
2318
2453

1.65

0.10

1.06

法適用
1198
2737
211
123
1409
2614

2008年度
平成20年度
法非適用
807
60
16
6
823
54

1.86

0.07

法適用
1154
2313
217
262
1371
2051

2011年度
平成23年度
法非適用
750
52
8
2
758
50

1.50

0.07

法適用
1064
2703
307
940
1371
1762

2014年度
平成26年度
法非適用
718
51
3
0
721
51

1.29

0.07

法適用
1174
2794
242
155
1416
2639

2007年度
平成19年度
法非適用
830
61
15
8
845
53

合計
2037
2707
248
203
2285
2504

合計
2004
2855
257
163
2261
2692

1.71

0.09

1.10

1.86

0.06

1.19

合計
2005
2797
227
129
2232
2668

法適用
1161
2697
218
131
1379
2566

2009年度
平成21年度
法非適用
776
65
11
4
787
61

合計
1937
2762
229
135
2166
2627

法適用
1196
2827
176
684
1372
2143

2010年度
平成22年度
法非適用
767
61
6
2
773
59

合計
1963
2888
182
686
2145
2202

1.20

1.86

0.08

1.21

1.56

0.08

1.03

合計
1904
2365
225
264
2129
2101

法適用
1169
2489
204
174
1373
2315

2012年度
平成24年度
法非適用
738
57
8
1
746
56

法適用
1145
2630
229
163
1374
2467

2013年度
平成25年度
法非適用
727
54
8
2
735
52

合計
1907
2546
212
175
2119
2371

合計
1872
2684
237
165
2109
2519

0.99

1.69

0.08

1.12

合計
1782
2754
310
941
2092
1814

法適用
1227
3831
141
257
1368
3575

2015年度
平成27年度
法非適用
704
60
6
1
710
59

1.80

0.07

1.19

合計
1931
3891
147
258
2078
3634

0.87

2.61

0.08

1.75

2005年度から2015年度までの変化
平成17年度から平成27年度までの変化
法適用
法非適用
合計
35
-159
-124
1,268
-31
1,237
-103
-13
-116
63
-6
57
-68
-172
-240
1,206
-25
1,181
0.96

-0.01

0.69

（出所：総務省ウェブサイト「地方公営企業決算の概況（冊子）」（平成 19 年度から平成 27年度版）より著者作成）
2.3

水道事業の課題と対応

ここまでの水道事業を公営で行う理由や近年の統廃合により事業者数が減少していること、全体での経営状況は黒字であること、等の説明により水道事業者は順調に運営を行っているように思える。しかし、課題がないわけではない。例えば、総務省「平成 27 年度地方
公営企業決算の概況（冊子）」 6によると、2 つの課題が見て取れる。まずは、水道水の需要
7F（有収水量）の減少に伴い、今後の水道施設の改良や更新に必要な経費の増加に対応する収入を見込めない恐れがあることが挙げられる。この原因として、表 3 で示すような人口減
少のほか、国民意識や産業構造の変化による節水型社会への移行が考えられる。

6

URL：http://www.soumu.go.jp/main_sosiki/c-zaisei/kouei/gaikyo_27.html－6－

表 3 現在給水人口、普及率及び有収水量の推移
年度

行政区域 現在給水
内人口
人口
（千人）
（千人）

平成14年度
平成15年度
平成16年度
平成17年度
平成18年度
平成19年度
平成20年度
平成21年度
平成22年度
平成23年度
平成24年度
平成25年度
平成26年度
平成27年度
平成14年度から
平成27年度までの変化率（％）

有取水量（百万㎥）
普及率
（％）

全事業
末端給水 簡易水道（用水含む） （法適用） （法非適用）

1人当たり1日平均有取水量（リットル）

1人当たり
年間有取
水量（㎥）

全事業

郡及び指
定都市

その他

128540128739128843129067129138129219129294129244
128365128738128374128438128226128066123129123474
123834124086124368124631124824124939124939124774124593124485124433124457

95.8
95.9
96.1
96.1
96.3
96.4
96.5
96.7
97.3
96.9
97.1
96.9
97.0
97.2

19245
10120
19277
19257
19142
19190
18903
18753
18803
18538
18534
18428
18106
18092

14188
14037
14139
14130
14029
14024
13798
13662
13758
13487
13450
13379
13175
13182

547
540
528
497
481
468
450
428
421
401
388
376
360
350

119.67118.06118.44117.88116.67116.28114.14112.78113.49111.31111.07110.50108.77108.73

328
323
326
323
320
318
313
309
311
304
304
303
298
297

342
334
336
332
329
326
320
315
316
309
308
305
300
298

323
319
320
320
316
314
310
306
309
302
303
302
297
297

0.37

-1.08

-1.46

5.99

7.09

36.01

9.14

9.45

12.87

8.05

（出所：総務省ウェブサイト「地方公営企業決算の概況（冊子）」（平成 18 年度から平成 27年度版）より著者作成）
次の課題は、供給費用の更なる増加である。水道施設が多く新設された昭和 30 年代から
40 年代では想定していなかった災害等への対応として、水道施設の耐震化や改良・更新にこれまで以上の費用がかかることを予想できる。収入の減少と費用の増加が同時に起こっており、長期的視野にたった経営を行わないと、ライフラインとしての水道事業を維持できないことが理解できる。
このような課題への政府や各事業者の対応として、現在、中長期的な経営の基本計画としての「経営戦略」 7を策定すること、そしてこの戦略に基づく計画的な経営を行うことが進8F

められている 8。また、経営戦略の作成に際して、各事業者や地域住民が経営に関する指標
9Fの経年変化の把握や他事業者の指標との比較を可能とするために「水道事業経営指標」と「経営比較分析表」 9の作成、公表が進められている。
10F

そして、経営戦略を策定するにあたって各事業者の検討できる経営改善の具体的方策として、単独での運営が難しい場合の水道事業者の統合化・広域化と民間資金やノウハウの活用、いわゆる「広域化」と「民間的経営手法の導入」が期待されている。しかしながら、これらの効果、特に費用に関する研究については、いくつかの事例紹介は存在するものの、デ7「経営戦略」の策定の前段階として、「地方公営企業法」の適用による公営企業会計の導入が求められている。
8 「経営戦略」に関しては平成 38 年度から平成 30 年度までに集中的に策定することが推進されており、各事業者へは平成 32 年度までの策定を要請している。詳しくは総務省ウェブサイト「公営企業の経営」（URL：http://www.soumu.go.jp/main_sosiki/czaisei/kouei_ryui.html）内の「経営の基本」の項目を参照。経営戦略の必要性やそのひな形等が掲載されている。
9 「経営比較分析表」の作成、公表は平成 26 年度の決算から行われている。

－7－

ータを用いてこれらの効果を検証した研究は少ない。また、総務省「平成 27 年度地方公営企業決算の概況（冊子）」52 頁において、広域化についての留意点として「水道事業においては、一般的に規模の経済性が存在すると考えられるが、地理的条件等の面から、単純に事業規模を拡大すれば効率性が増すとは言えない場合もあり得るので、施設等のハード面だ
けでなく、経営管理等のソフト面にも重点を置いたうえで、地域の実情に応じて、多様な形態の中から適切な形が選択できるよう、広域化等について検討すべきである。」と指摘しているように、地理的条件等を考慮した上での水道事業のマネジメント方法の検証が必要である。次節以降の本稿での分析では、規模の経済性にのみ考慮する視点から、どのような地理的条件の下で事業者がどのような規模で事業を行うことが望ましいのかについての検証
へ視点を広げていく。また、水道事業が公営事業として運営される根拠として規模の経済性の存在、いわゆる「平均費用逓減産業」であることが前提となっているが、その前提を確認しておく必要があろう。例えば、一般的なミクロ経済学の教科書の内容を基に考えると、水道事業は平均費用逓減産業であるがゆえに、民間企業が水道事業を利潤最大化のために行うと経済厚生が損なわれることが懸念されることから、公営として運営が託されることになる。また、広域化の議論も、費用逓減産業であることを前提としている。ここで、水道事業者の置かれている自然環境により費用構造が異なっているならば、単純な広域化の推進はかえって費用を増加させることになるため、その確認のために、データを用いての費用関数の推定が必要であるといえる。
３．先行研究本稿は費用関数の推定と平均費用の形状把握を行うことで、広域化の議論の一考察とする。そのために、水道事業に関する分析が先行研究の中でどのように行われているのかを把握し、本稿の独自性を明らかにしておく。
まず、水道事業の費用関数に関する研究として、規模の経済性に関しての分析を行っているに代表的なものに、高田・茂野（1998）、桑原（1998）、中山（2002c）が存在する。
高田・茂野（1998）では、1981 年度から 1995 年度までの関東地方の 11 の用水供給事業者と 22 の末端給水広域事業、茨城県内の 58 の単独末端給水事業者について、ネットワー
ク変数を導入した費用関数の推定を行っている。その際に費用関数をトランス・ログ型に特定化し、規模と密度の経済性 10の計測を行っている。結論として、末端給水事業では規模の11F

経済性の指標（平均）で 1.02（最低値：0.597、最大値：1.955）、密度の経済性の指標（平均）で 2.115（最低値：1.055、最大値：6.428）、用水供給事業では規模の経済性の指標（平均）：で 0.188（最低値：-26.557、最大値：24.717）、密度の経済性の指標（平均）で 0.821（最低値：-19.625、最大値：10.876）を導いている。
10密度の経済性とは、ネットワークを一定にし、生産要素のすべてを同率で増加させるとき、生産量がそれ以上の率で増加することを意味する。高田・茂野（1998）では、ネット
ワークの変数として、導配水管総延長（千ｍ）を用いている。

－8－

次に、桑原（1998）では、給水原価と事業規模との関係を実証的に明らかにすることを目的に、トランス・ログ型の費用関数を完全情報最尤法（FIML）により推定している。分析
対象は給水人口が 5 万人から 30 万人までの 154 の末端給水事業者である。そして、結論として、規模の経済性の指標（1.59）から規模の経済性の存在を明らかにしている。
次に中山（2002c）では、規模の経済性と範囲の経済性の計測を目的に、1999 年度（複数
生産物のデータを入手可能だった年度）の 362 の末端給水事業者（指定都市営７、市営 233、
町村営 99、企業段 23）を対象に、複数生産物（給水用途別）を考慮したトランス・ログ型
費用関数を推定している。そして結論として、家庭用の有収水量には規模の経済性が存在しておらず、家庭用以外の有収水量には規模の経済性が存在していることを明らかにしている。
このほか、費用関数の推定の目的として、技術的効率性の計測を目的とした研究として、
中山（2001）と中山（2002a）も存在する。中山（2001）では 1995 年度から 1997 年度までの関西における 687 の末端給水事業を対象にトランス・ログ型の一般化費用関数を推定することで、配分非効率性が発生しているかを検証するとともに、説明変数にネットワーク
変数を導入し、密度の経済性も計測している。結論として、労働と資本の間に配分の非効率性が無い場合の一般化費用関数が支持され、密度の経済があり、規模の経済が無いことが示されている。
中山（2002a）では、1999 年度の指定都市営と市営の末端給水事業の 594 事業者を対象に、技術効率性の計測以外に、配分非効率性とそれらの積である経済非効率性も計測している。技術効率性の計測には、確率的生産フロンティア関数の推定（SFA）とデータ包絡線分
析（DEA）11を用いている。結論として、両手法の効率性の計測結果に相関関係が存在する
12F

ことが示されている。
また、広域化に関する先行研究として、功刀ほか（2015）が存在する。功刀ほか（2015）
では 2004 年度から 2011 年度までの全国の市営・町村営・指定都市営の末端給水事の 10313
事業者を対象に、確率フロンティア生産関数（コブ・ダグラス型生産関数）の推定すること
で、合併により水道事業の効率性がどのように変化したかを分析している。その結論として、合併が行われた年において、合併事業体の生産量が増加すること、合併の効果が中長期的には生産量の減少に影響すること、技術効率性の計測の結果、合併を行わなかった事業体、合併が行われた事業体、1 年以内に合併が行われた事業体で、技術的効率性に差がある（合併年の事業体が最も技術効率性が高い）ことを明らかにしている。
さらに、データ包絡線分析を用いて、水道事業の経営主体（事業そのものではない）の統合による生産性の変化を計測した研究に中村（2013）が、アンケートにより事業統合が行えない理由、統合のメリット・デメリット、料金統一の実施とその理由を聞き、多項ロジッ
11

データ包絡線分析を用いた水道事業の推定を行っている研究として中山（2002b）、笠井（2010）、中村（2012）などが存在する。このほか、笠井（2012）では多変量解析を用
いている。

－9－

トモデルで事業統合の意志決定を表す変数（上水・簡水共に統合しない、上水のみ統合、簡水のみ統合、上水・簡水共に統合）の選択の要因分析を行った研究に浦上（2008）が存在する。
このように、費用関数の推定を行った研究や市町村合併を経ての事業統合という意味での広域化に着目した研究は存在するものの、市町村合併ではなく施設の共同利用や事業のみの統合といった水道事業の広域化の効果を費用の側面から分析している研究は存在しない。また、先述のように、現在は規模に関する経済性（本稿では平均費用の形状）に着目した研究も必要とされている。したがって、次節では地理的な影響を考慮しながら、平均費用の形状を把握するための分析を行う。
４．分析
4.1

費用関数の指定

本稿ではまず、一般的な地方行政サービスを生産する市町村を対象に、規模の経済性の分析を行っている竹本ほか（2004）12を参考に、水道事業者の費用関数を推定する。なお、本13F稿でいう規模の経済性は民間企業の生産活動を想定した、一般的に言われる「全ての生産要
素を数倍に増やした際に、その倍数よりも財を多く生産できるかどうか」を考えたものではないことに注意が必要である。竹本ほか（2004）に代表されるように、公共部門の規模の経済性は、公共財・サービスの生産物を特定できないこと、また、公共財の非競合性（と混雑効果）を想定することにより、サービスの受給者である住民の人口が増えたときの歳出の増加について考察されてきた。本稿の分析対象は水道事業を運営する公営企業であり、本来の規模の経済性の計測は前節で紹介した中山（2001）などで採用されているトランス・ログ型の費用関数の推定が必要である。しかし、水道水の生産要素である労働者は公務員であり、柔軟な人数の調整が民間企業に比べて難しいこと、また資本は浄水場や管路といった巨大施設であり簡単に増設や除去が出来ないこと、また、ライフラインという特徴から一定以上の生産をしなくてはならないことから簡単に操業の休止も出来ない 13。したがって、本稿
14F

では短期での変動が比較的起きやすい有取水量に着目し、竹本ほか（2004）での分析方法と同様に、費用関数を推定したのち、有取水量の変化が限界的に平均費用に与える影響について計測する。なお、本稿の分析は公営企業が運営する水道事業の費用構造の分析の第 1 段
階のものであり、一般的な規模の経済性の計測をトランス・ログ型の費用関数の推定によっ
12

このほか、市町村を対象に費用の最小効率規模計測している先行研究に林（2002）や中井（1988）など多数が存在する。いずれも、歳出に対する人口規模や地域要因に着目した研究である。
13 本稿で分析対象とする 1279 の水道事業者での単純平均で見て平成 24 年度の有収率は85.4%、負荷率は 82.6%、施設利用率は 59.4%、最大稼働率は 72.1%、平成 25 年度の有収率は 85.3%、負荷率は 82.4%、施設利用率は 59.4%、最大稼働率は 72.1%、となっている。なお、職員数の単純な変化の把握や比較では、近年業務の委託が行われていることか
ら、実際に水道水を生産するために関わった労働者数を考慮できているとは言えないことに、注意が必要である。

－10－

て行うことが、次の段階の研究として必要であることを否定するものではない。
また、本稿の分析の特徴として、収益的収支と資本的収支の同次決定を考慮し、収益的収支の費用である総費用と資本的収支に関する費用である資本的支出も同時に推定する。これは、日本の公営企業会計の制度を考慮した場合、図１で示すように「収益的収支の純利益と減価償却費が資本勘定へ繰り入れられて資本的収支となる。」（一瀬ほか 1987）ことと、予算・決算のいずれにおいても収益的収支と資本的収支は議会で同時に審議されることから導かれる推定上の工夫になる。
図 1 収益的収支と資本的収支との関係
収益的収支
料金収入
他会計補助金国（県）補助金
その他

職員給与費
支払利息
その他
減価償却費
収支差純利益

資本的収支
企業債
建設改良費
他会計出資金
企業債償還金出資等
他会計借入金その他
他会計補助金
資本的収支差その他
補てん財源（出所：一瀬ほか（1987）を基に、著者作成）
つまり、収益的収支と資本的収支の費用に関する推定に際して、見かけ上無関係な方程式の推定（SUR）を採用する。
そして、本稿で推定する収益的収支と資本的収支に関する費用関数と各変数の説明をそれぞれ以下のように示す。
①「収益的収支」における総費用
C(𝑌𝑌𝑖𝑖𝑖𝑖 , 𝑤𝑤𝑖𝑖𝑖𝑖 , 𝑟𝑟𝑖𝑖𝑖𝑖 , 𝑒𝑒𝑖𝑖𝑖𝑖 )、𝑤𝑤𝑖𝑖𝑖𝑖 ：労働に対する価格、
i：水道事業者の ID、t：年度、𝑌𝑌𝑖𝑖𝑖𝑖 ：産出物（有取水量）

𝑟𝑟𝑖𝑖𝑖𝑖 ：資本に対する価格、𝑒𝑒𝑖𝑖𝑖𝑖 ：生産に影響を与える地域要因（ベクトル）、②「資本的収支」における資本的費用（総費用）E(𝑒𝑒𝑖𝑖𝑖𝑖 )i：水道事業者の ID、t：年度、𝑒𝑒𝑖𝑖𝑖𝑖 ：生産に影響を与える地域要因（ベクトル）、

また、これらの関数の推定に用いる回帰式を以下のように示す。
「収益的収支」における総費用に関する回帰式は（1）式、「資本的収支」における資本的費用に関する回帰式は（2）－11－式になる。なお、βとγとはそれぞれ説明変数に対する係数、𝑢𝑢𝑖𝑖𝑖𝑖 と𝑣𝑣𝑖𝑖𝑖𝑖 は誤差項である。
𝐶𝐶𝑖𝑖𝑖𝑖 = 𝛽𝛽0𝑖𝑖𝑖𝑖 + 𝛽𝛽1 ∙ 𝑌𝑌𝑖𝑖𝑖𝑖 + 𝛽𝛽2 ∙ 𝑌𝑌𝑖𝑖𝑖𝑖2 + 𝛽𝛽3 ∙ 𝑤𝑤𝑖𝑖𝑖𝑖 + 𝛽𝛽4 ∙ 𝑟𝑟𝑖𝑖𝑖𝑖 + 𝛽𝛽5 ∙ 𝐷𝐷𝐷𝐷𝑀𝑀𝑖𝑖𝑖𝑖 + 𝛽𝛽6 ∙ 𝑃𝑃𝑃𝑃𝑃𝑃𝑃𝑃𝑖𝑖𝑖𝑖 + 𝛽𝛽7 ∙ 𝐴𝐴𝐴𝐴𝐴𝐴𝐴𝐴𝑖𝑖𝑖𝑖+𝛽𝛽8 ∙ 𝑑𝑑𝑑𝑑𝑑𝑑𝑑𝑑𝑑𝑑𝑑𝑑𝑑𝑑𝑖𝑖𝑖𝑖 + 𝛽𝛽9 ∙ 𝑑𝑑𝑑𝑑𝑑𝑑𝑑𝑑𝑗𝑗𝑗𝑗 + 𝑢𝑢𝑖𝑖𝑖𝑖

𝐸𝐸𝑖𝑖𝑖𝑖 = 𝛾𝛾0𝑖𝑖𝑖𝑖 + 𝛾𝛾1 ∙ 𝐷𝐷𝐷𝐷𝐷𝐷𝑖𝑖𝑖𝑖 + 𝛾𝛾2 ∙ 𝑃𝑃𝑃𝑃𝑃𝑃𝑃𝑃𝑖𝑖𝑖𝑖 + 𝛾𝛾3 ∙ 𝐴𝐴𝐴𝐴𝐴𝐴𝐴𝐴𝑖𝑖𝑖𝑖 + 𝛾𝛾4 ∙ 𝑑𝑑𝑑𝑑𝑑𝑑𝑑𝑑𝑗𝑗𝑗𝑗 + 𝑣𝑣𝑖𝑖𝑖𝑖

（1）

（2）

E(𝑢𝑢𝑖𝑖𝑖𝑖 ) = 0, 𝑉𝑉(𝑢𝑢𝑖𝑖𝑖𝑖 ) = 𝜎𝜎𝑢𝑢2

E(𝑣𝑣𝑖𝑖𝑖𝑖 ) = 0, 𝑉𝑉(𝑣𝑣𝑖𝑖𝑖𝑖 ) = 𝜎𝜎𝑣𝑣2

Cov(𝑢𝑢𝑖𝑖𝑖𝑖 , 𝑣𝑣𝑖𝑖𝑖𝑖 ) = 𝐸𝐸(𝑢𝑢𝑖𝑖𝑖𝑖 , 𝑣𝑣𝑖𝑖𝑖𝑖 ) = 𝜎𝜎𝑢𝑢𝑢𝑢 ≠ 0

ここで、（1）式と（2）式の中での水道水の生産活動に影響を与える地域要因（𝑒𝑒𝑖𝑖𝑖𝑖 ）につい

、管路総延長老朽化率（𝐴𝐴𝐴𝐴𝐴𝐴𝐴𝐴𝑖𝑖𝑖𝑖 ）、て、ダム取水能力割合（𝐷𝐷𝐷𝐷𝐷𝐷𝑖𝑖𝑖𝑖 ）と管路総延長（𝑃𝑃𝑃𝑃𝑃𝑃𝑃𝑃𝑖𝑖𝑖𝑖 ）広域化ダミー（𝑑𝑑𝑑𝑑𝑑𝑑𝑑𝑑𝑑𝑑𝑑𝑑𝑑𝑑𝑖𝑖𝑖𝑖 ）、類団ダミー（𝑑𝑑𝑑𝑑𝑑𝑑𝑑𝑑𝑗𝑗𝑗𝑗 ）が採用されている。なお、類団ダミーのjはＡ１からＡ９まで給水人口規模で分けられたグループを意味し、Ａ１のグループに所属する事業者は𝑑𝑑𝑑𝑑𝑑𝑑𝑑𝑑1𝑡𝑡 に１の入るダミー変数とする（j＝1,…,9）。

それぞれの地域要因（𝑒𝑒𝑖𝑖𝑖𝑖 ）についての仮説として、ダム取水能力割合（𝐷𝐷𝐷𝐷𝐷𝐷𝑖𝑖𝑖𝑖 ）はダムに頼らなくてはならない地域ほど、取水費用が高くなることが考えられるため、正の符号を想定する。管路総延長（𝑃𝑃𝑃𝑃𝑃𝑃𝑃𝑃𝑖𝑖𝑖𝑖 ）は、水道サービスを供給する範囲が広いほど、水道の管路施設の条件が悪くなり、水道水の供給・維持管理費用の高まることが考えられるため、正の符号を想定する。管路総延長老朽化率（𝐴𝐴𝐴𝐴𝐴𝐴𝐴𝐴𝑖𝑖𝑖𝑖 ）は、老朽化が進んでいる地域ほど、管路破裂等による水漏れが起こりやすく、水道水の供給・維持管理費用の高まることが考えられるため、正の符号を想定する。広域化ダミー（𝑑𝑑𝑑𝑑𝑑𝑑𝑑𝑑𝑑𝑑𝑑𝑑𝑑𝑑𝑖𝑖𝑖𝑖 ）は施設の共同化など事業者間で連携して水道事業を運営している団体を意味し、水道水の供給費用を引き下げる効果が想定される。最後に、類団ダミー（𝑑𝑑𝑑𝑑𝑑𝑑𝑑𝑑𝑗𝑗𝑗𝑗 ）は給水人口規模の違い 14により費用の多寡があること
15Fを想定する。特に、給水人口規模の小さい事業体には正の符号を想定する。

、資本に対する価格（𝑟𝑟𝑖𝑖𝑖𝑖 ）に関
また、産出物（有取水量：𝑌𝑌𝑖𝑖𝑡𝑡 ）と労働に対する価格（𝑤𝑤𝑖𝑖𝑖𝑖 ）する符号は正を想定する。

次に、本稿の分析で用いる変数の定義と出所は表 4 で示される。なお、本稿では市町村合併による広域化の効果を除くため、市町村合併の行われていない平成 24 年度と平成 25 年度のデータを用いる。

14

給水人口を説明変数として採用した場合、管路総延長との相関が強いこと（相関係数が0.94）から本稿では、給水人口規模の違いを示す類団ダミー（𝑑𝑑𝑑𝑑𝑑𝑑𝑑𝑑𝑗𝑗𝑗𝑗 ）を採用した。

－12－

表 4 変数の定義と出所
変数名
総費用
被説明変数
資本的費用
年間
有取水量

単位
千円
千円

千m３ ・1年間での料金を徴収できた水道水の量

労働の価格

千円

資本の価格

千円

ダム取水
説明変数 能力割合
管路
総延長
管路総延
長老朽化率

定義
・総費用
・資本的支出・労働の価格：初任給基準額（一般行政職）（単位：円）の「大学卒」の金額＊複数の地方公共団体によって構成する事業者は構成団体中で最も高い値を採用
・資本の価格：（支払利息＋減価償却費＋受水費の資本相当分）/有形固定資産＊費用の数値：有収水量１㎥当たりの金額×年間有収水量

出所「地方公営企業統計年
鑑」『地方公営企業統計年鑑』（平成24年度と平成25年度版）「平成24年
地方公務員給与の実態」「平成25年
地方公務員給与の実態」「地方公営企業統計年
鑑」（平成24年度と平成25年度版）

割合

・取水能力の「うちダム」/取水能力千ｍ

・導水管延長＋送水管延長＋配水管延長

割合

・［（法定耐用年数を経過した導水管延長＋法定耐用年数を経過した送水
管延長＋法定耐用年数を経過した配水管延長）/（管路総延長）］

広域化
ダミー

－

・広域化を行っている事業者が１になるダミー変数

類団
ダミー

－

・類似団体区分別での10の区分のうち、A１からA９にそれぞれ１となるダ
ミー変数「公営企業の経営のあり方等に関する調査研究会
報告書」「経営比較分析表（平成26年度決算）」より「経営指標算出元データ」（出所：著者作成）
次に、データの記述統計を表 5 で示す。
表 5 記述統計
平成24年度 総費用
資本的費用
年間有取水量 年間有取水量の2乗
労働の価格
資本の価格
ダム取水能力割合
平均
1851800.688
1087484.738
10504.334
2451810244.831
0.055
172.0460.074
標準偏差9468250.135
4185452.388
48407.658
61179639210.755
0.024
14.3490.198
最大297409974.000 117566330.000
1473824.000
2172157182976.000
0.250
185.800
1
最小22538.000
622.000
1.000
1.000
0.005
0.000
0
管路総延長老朽化広域化ダミー

平成24年度 管路総延長
平均
標準偏差
最大
最小

506.4241065.402
27211.010
17.150

0.090
0.121
1
0

平成24年度 類団ダミー（A5）類団ダミー（A6）

平均
標準偏差
最大
最小

類団ダミー（A1）

0.039
0.194
1
0

類団ダミー（A2）
0.037
0.188
1
0

0.062
0.241
1
0

類団ダミー（A3）
0.068
0.252
1
0

類団ダミー（A4）
0.173
0.378
1
0

類団ダミー
類団ダミー（A9）類団ダミー（A8）
（A7）
0.203
0.102
0.145
0.037
0.403
0.302
0.352
0.188
1
1
1
1
0
0
0
0

0.159
0.366
1
0

平成25年度 総費用
資本的費用
年間有取水量 年間有取水量の2乗
資本の価格
労働の価格
ダム取水能力割合
172.229
0.055
0.074
平均
1847577.739
1076306.562
10451.014
2442157966.256
標準偏差9389110.501
4136428.593
48319.351
61085393528.486
13.475
0.023
0.198
最大
295120434.000 112427884.000
1472779.000
2169077982841.000
185.800
0.240
1
最小22679.000
2174.000
1.000
1.000
0.000
0.007
0
管路総延長老朽化広域化ダミー

平成25年度 管路総延長
平均
標準偏差
最大
最小

510.774
1071.548
27334.580
17.150

0.103
0.125
1
0

平成25年度 類団ダミー（A5）類団ダミー（A6）

平均
標準偏差
最大
最小

0.156
0.363
1
0

0.207
0.405
1
0

類団ダミー（A1）

0.048
0.215
1
0

類団ダミー（A2）
0.037
0.188
1
0

0.060
0.238
1
0

類団ダミー（A3）
0.069
0.253
1
0

類団ダミー（A4）
0.172
0.378
1
0

類団ダミー
類団ダミー（A9）類団ダミー（A8）
（A7）
0.102
0.145
0.038
0.302
0.352
0.190
1
1
1
0
0
0

（出所：著者作成）
次に、総費用と資本的費用の回帰式の推定結果を表 6 と表 7 にそれぞれ示す。なお、本－13－

稿では２つの年度のデータをまとめずに、各年度の推定を行う。
表 6 推定結果（被説明変数：総費用）

説明変数
年間有取水量
年間有取水量の2乗
労働の価格
資本の価格
ダム取水能力割合
管路総延長
管路総延長老朽化率
広域化ダミー
類団ダミー（A1）
類団ダミー（A2）類団ダミー（A3）類団ダミー（A4）類団ダミー（A5）類団ダミー（A6）
類団ダミー（A7）
類団ダミー（A8）
類団ダミー（A9）定数項

平成24年度
147.2847［73.79 ］***
0.0000212［21.35 ］***
1144.631［0.93 ］
6361863［8.11 ］***
422962.3［4.43 ］***
1256.249［19.22 ］***
-203726.6［-1.35 ］
66039.67［0.72 ］
-95779.17［-0.46 ］
677524.4［2.95 ］***
1005189［4.21 ］***
1207677［5.03 ］***
1433590［5.82 ］***
1512330［6.09 ］***
1625013［6.4 ］***
1691358［6.68 ］***
1731280［6.48 ］***
-2270759［-6.7 ］***

（出所：本稿の分析結果より著者作成）－14－

平成25年度
147.0028［76.78 ］***
0.0000213［22.45 ］***
996.1056［0.79
6648277［8.77 ］***
424327.2［4.63 ］***
1209.5［19.34 ］***
-243747.4［-1.74 ］*
87548.97［1.11 ］
151305.3［0.75 ］
941844［4.29 ］***
1251842［5.48 ］***
1438509［6.26 ］***
1628143［6.91 ］***
1716209［7.22 ］***
1829988［7.52 ］***
1890718［7.79 ］***
1927642［7.55 ］***
-2441173［-7.31 ］***

表 7 推定結果（被説明変数：資本的費用）
説明変数
ダム取水能力割合
管路総延長
管路総延長老朽化率
類団ダミー（A1）
類団ダミー（A2）類団ダミー（A3）類団ダミー（A4）類団ダミー（A5）類団ダミー（A6）
類団ダミー（A7）
類団ダミー（A8）
類団ダミー（A9）定数項

平成24年度18790.87［0.11 ］
3921.157［89.63 ］***
540425.2［1.99 ］**
-3301035［-9.71 ］***
-2147659［-6.23 ］***
-1589630［-4.52 ］***
-1187301［-3.45 ］***
-811667.4［-2.32 ］***
-572195.2［-1.63 ］-384348.1［-1.07 ］-264165.5［-0.74 ］-162270.4［-0.42 ］-52788.72［-0.15 ］

平成25年度129794.4［0.78 ］
3880.983［91.67 ］***
449441.3［1.76 ］*
-2691609［-8.15 ］***
-1794762［-5.35 ］***
-1198858［-3.51 ］***
-758059.7［-2.27 ］**-418379.5［-1.23 ］-146111［-0.43 ］
56587.18［0.16 ］
165728.8［0.48 ］
252950［0.67 ］
-485948.2［-1.42 ］（出所：本稿の分析結果より著者作成）
総費用（収益的収支）に関しての分析結果として、まず、いずれの年度も年間の有取水量の 2 乗の係数は正に有意な結果となっている。このことは、平均費用で考えた場合、他の条件を一定としたうえで有取水量（のみ）の増加によって平均費用が一様に減少するとは限らないことを意味している。有取水量のみの変化は、生産要素の変化が起こるよりも速い速度
で生産物として考える有取水量が変化した場合（例えば、給水人口が変化した際に）どのよ
うに平均費用が減少するのかを意味する。これは、実社会において事業者が職員や設備の量を変化させる意思決定路行うための期間と住民数が移住等により変化する期間の違いを考えた場合、後者の方が速いと考えても不自然ではないと判断し、採用する考え方である。本
稿の分析結果から、どのくらいの事業者で有取水量のみの変化が平均費用を減らすことが出来ているのかは、次項で確認する。
また、ダムからの水を受水する能力（割合）が高い事業体ほど、費用が多くかかる傾向にある。そして、管路総延長が長いほど、総費用が高くなる傾向にある。これらは、分析の前に想定した符号に一致する。しかし、平成 25 年度のみだが、管路総延長での老朽化が進ん－15－

でいる事業体ほど、総費用は低くなる傾向が見て取れた。耐用年数を過ぎても、破損せずに維持できている管路の影響が考えられる。また広域化に関しては取り組んでいる事業者の費用に影響を見ることはできなかった。広域化は近年導入される事業者が増えている過渡期であり、その効果がすぐには見えていないことが考えられる。
次に資本的費用（資本的収支）に関しての分析結果として、いずれの年度もダムからの水を受水する能力（割合）の多寡は事業体の資本的費用に影響を与えていない。これは、ダムからの受水が可能であっても、ダムの建設自体は他の団体、特に都道府県や国が行っているために資本的費用に反映されていない可能性が考えられる。ダム建設にどの団体が関与しているのかについては未確認のため、データの選び直しも含め、この変数の解釈は今後の課題とする。
また、管路総延長が長いほど、資本的費用も高くなる傾向にあることが示された。これは当初の想定と同じ結果である。なお管路総延長での老朽化が進んでいる事業体ほど、資本的費用は高くなることも示された。これは古くから水道管への投資を行っている事業体は、近年水道を整備した事業体よりも、更新費用がかかっていることを示していると考えられる。
4.2

有取水量の増加による費用への影響

本項では、前項でも説明したように、竹本ほか（2004）を基に有取水量の変化が限界的に平均費用に与える影響を計算する。まず、本稿では（1）式を費用関数の回帰式として特定化した上で、各説明変数の係数を推定している。
（1）式より、平均費用は（3）式のように表現できる。
𝐶𝐶𝑖𝑖𝑖𝑖

𝑌𝑌𝑖𝑖𝑖𝑖= (𝛽𝛽0𝑖𝑖𝑖𝑖 + 𝛽𝛽1 ∙ 𝑌𝑌𝑖𝑖𝑖𝑖 + 𝛽𝛽2 ∙ 𝑌𝑌𝑖𝑖𝑖𝑖2 + 𝛽𝛽3 ∙ 𝑤𝑤𝑖𝑖𝑖𝑖 + 𝛽𝛽4 ∙ 𝑟𝑟𝑖𝑖𝑖𝑖 + 𝛽𝛽5 ∙ 𝐷𝐷𝐷𝐷𝐷𝐷𝑖𝑖𝑖𝑖 + 𝛽𝛽6 ∙ 𝑃𝑃𝑃𝑃𝑃𝑃𝑃𝑃𝑖𝑖𝑖𝑖 + 𝛽𝛽7 ∙ 𝐴𝐴𝐴𝐴𝐴𝐴𝐴𝐴𝑖𝑖𝑖𝑖+𝛽𝛽8 ∙ 𝑑𝑑𝑑𝑑𝑑𝑑𝑑𝑑𝑑𝑑𝑑𝑑𝑑𝑑𝑖𝑖𝑖𝑖 + 𝛽𝛽9 ∙ 𝑑𝑑𝑑𝑑𝑑𝑑𝑑𝑑𝑗𝑗𝑗𝑗 + 𝛽𝛽10 ∙ 𝑑𝑑𝑑𝑑25 )/𝑌𝑌𝑖𝑖𝑖𝑖（3）

この（3）式を用いて、有取水量のみが変化したときの平均費用の変化は（4）式になる。
𝑑𝑑𝐶𝐶

� 𝑖𝑖𝑖𝑖 ��

𝑑𝑑𝑌𝑌𝑖𝑖𝑖𝑖 𝑌𝑌𝑖𝑖𝑖𝑖=−

𝑤𝑤𝑖𝑖𝑖𝑖 ,𝑟𝑟𝑖𝑖𝑖𝑖 ,𝐷𝐷𝐷𝐷𝐷𝐷𝑖𝑖𝑖𝑖 ,𝑃𝑃𝑃𝑃𝑃𝑃𝑃𝑃𝑖𝑖𝑖𝑖 ,𝐴𝐴𝐴𝐴𝐴𝐴𝐴𝐴𝑖𝑖𝑖𝑖 ,𝑑𝑑𝑑𝑑𝑑𝑑𝑑𝑑𝑑𝑑𝑑𝑑𝑑𝑑𝑖𝑖𝑖𝑖 ,𝑑𝑑𝑑𝑑𝑑𝑑𝑑𝑑𝑗𝑗𝑗𝑗 ,𝑑𝑑𝑑𝑑25 𝑐𝑐𝑐𝑐𝑐𝑐𝑐𝑐𝑐𝑐.

(𝛽𝛽0𝑖𝑖𝑖𝑖 +𝛽𝛽3 ∙𝑤𝑤𝑖𝑖𝑖𝑖 +𝛽𝛽4 ∙𝑟𝑟𝑖𝑖𝑖𝑖 +𝛽𝛽5 ∙𝐷𝐷𝐷𝐷𝐷𝐷𝑖𝑖𝑖𝑖 +𝛽𝛽6 ∙𝑃𝑃𝑃𝑃𝑃𝑃𝑃𝑃𝑖𝑖𝑖𝑖 +𝛽𝛽7 ∙𝐴𝐴𝐴𝐴𝐴𝐴𝐴𝐴𝑖𝑖𝑖𝑖 +𝛽𝛽8 ∙𝑑𝑑𝑑𝑑𝑑𝑑𝑑𝑑𝑖𝑖𝑖𝑖 +𝛽𝛽9 ∙𝑑𝑑𝑑𝑑25 )𝑌𝑌𝑖𝑖𝑖𝑖2

+ 𝛽𝛽2

（4）

この（4）式に先に推定した係数とそれぞれの事業者の各説明変数を代入する。このとき、（4）式の値が負であれば有取水量のみが変化した場合での平均費用は下がる事業者であることが分かる。この状況を本稿では短期の規模の経済性が存在すると呼ぶ。そしてこの計算
結果は表 8 で示される。

－16－

表 8 短期の規模の経済性がある事業者数と割合
給水人口規模区分

都道府県・指定都市
30 万人以上
15 万人以上30 万人未満
10 万人以上15 万人未満
5 万人以上10 万人未満
3 万人以上5 万人未満
1.5 万人以上3 万人未満
1 万人以上1.5 万人未満
5 千人以上1 万人未満
5 千人未満
合計

政令市等
A1
A2
A3
A4
A5
A6
A7
A8
A9

平成24年度
平成25年度
短期の規模の経済性
短期の規模の経済性
割合（％） 事業者数
割合（％） 事業者数がある事業者数がある事業者数
1
5.00
20
1
5.00
20
13
27.66
47
17
36.17
47
25
31.65
79
21
27.27
77
35
40.23
87
33
37.50
88
129
58.37
221
117
53.18
220
123
60.59
203
119
59.80
199
208
80.00
260
198
74.72
265
106
81.54
130
106
81.54
130
148
80.00
185
143
77.30
185
40
85.11
47
41
85.42
48
1279
1279

（出所：本稿の分析結果より著者作成）
平成 24 年度と平成 25 年度ともに、類団のグループごとに規模の経済性を持つ事業者数を確認すると、給水人口規模が大きくなるほど短期の規模の経済性の働く事業者の割合が多くなる傾向にあることを確認できる。特に、給水人口規模が 1.5 万人以上 3 万人未満（類団グループでは A6）と給水人口規模が 1 万人以上 1.5 万人未満（同 A7）、給水人口規模が5 千人以上 1 万人未満（A8）、給水人口規模が 5 千人未満（同 A9）では、80%以上の事業者で短期的な規模の経済性が働くことが明らかとなった。逆に、給水人口規模の最も多い政令市のグループを見ると、ほとんどの事業者で短期での規模の経済性が働いていない（逆に言えば、ほとんどの事業者で有取水量の増加は平均費用を増加させている）ことが分かった。
これは、水道水を生産する過程で、小規模人口に給水する事業者では施設等にある程度の余裕を持った形で有しているか、既に職員数を最低限の数で行っており、少々の有取水量が増えたとしても職員数を増やすなどの対応を取れていないことなど、様々な解釈を考えることが出来る。しかし、これらの解釈は想像の域を脱しておらず、今後、聞き取り調査を行う
名での追加研究が必要である。また、経済学の本来の意味での「規模の経済性」の計測は、長期的な政策提言を行う上で必要である。ただし、本稿の分析結果からは現在の人口規模の小さい地域における社会減と自然減がさらに進んだ場合、国全体での水道水の生産に関わる費用が今までよりも多くなる可能性を見いだせる。また先述のように、水道事業は公営であるためにすぐには職員数の調整が出来ず、大規模施設であるために設備の調整も出来ないことから、人口の変化に即座に対応した生産を出来ない。そのため、今後は短期的な費用の増加分への対応を急ぐとともに、その人口の変化をより精緻に予測し、長期的な職員数や設備の変更をいかに行うかという、「経営戦略」の作成が重要になってくるだろう。
５．まとめ
本稿は、公営企業により運営されている日本の水道事業を対象に、その費用構造から有取
水量のみの変化を考える短期の意味での規模の経済性を明らかにし、公営水道事業の広域化への提言を目的としたものである。そのため、まず現在の水道事業者がおかれている状況
や公営企業として運営を行うと考えられる根拠を紹介した。そして、末端給水事業者として－17－

の全水道事業者を対象として、平成 24 年度と平成 25 年度の 2 か年で、生産物を有取水量とする費用関数を推定した。結果の特徴として、費用関数は有取水量に対して逓減するだけ
ではなく、増加する状況もあることが明らかとなった。そして年間有取水量のみの変化でみた短期の規模経済性を計測し、有取水量に直接関係する人口規模等の変化により平均費用にどのような影響を与えるのかを計測した。その結果、人口規模が大きくなるほど、有取水量の変化により平均費用が高まる傾向にあることが明らかになった。この結果の細かな要
因は今後の聞き取り調査等の追加研究が必要である。しかし、人口規模の小さい地域における社会減と自然減は進んでおり、今後も国全体での水道水の生産に関わる費用が今までよりも多くなる可能性があることから。短期的な費用の増加分への対応を急ぐとともに、その人口の変化をより精緻に予測し、長期的な職員数や設備の変更をいかに行うかという、「経営戦略」の作成が重要になると考えられる。
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－20－

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中山徳良（2002a）「水道事業における経済効率性の計測」、『日本経済研究』、第 45 号、pp.2340。
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中山徳良（2002c）「水道事業の費用構造―可変費用関数によるアプローチ―」、『公益事業研究』、第 54 巻、第 2 号、pp.83－90。
林正義（2002）「地方自治体の最小効率規模」、『フィナンシャル・レビュー』、第 61 巻、pp.59-89。

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ੋਙऋ௮ऎ⋉ಗप‫ؚ‬ஔ਷যઠૠெभਈु੗ः৆ഥ৘भॢঝ‫ش‬উ॑ৄॊध‫ऺؚ‬ध॒नभহ঵঻दಢ਋दभૠெभ৽ੋਙऋ௮ःथःऩः‫ق‬ಗप੉इय‫ऺؚ‬ध॒नभহ঵঻दથ਄਷୤भੜਸम਴಑ા৷॑ੜਸऔच
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৽ੋਙभ୷౮॑નੳ• ⋊ஔ਷যઠૠெभਈु৵औःॢঝ‫ش‬উभহ঵঻दमૠெभ৽ੋ
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ૢ॑૶एधधुप‫ؚ‬जभযઠभ૗৲॑ेॉಖᴟप੒೾ख‫ؚ‬শ਋৓ऩ૙৩ਯृਝ૟भ૗ಌ॑ःऊपষअऊधःअ‫੾৽َؚ‬ਅറُभ੿ਛऋ੎ਏ
36

－39－

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38

－40－

ブッシュ(子)政権の NCLB 法に関するコネチカット州訴訟:集権化と分権構造

香川大学経済学部
加藤

1.

美穂子

本稿の分析視角ブッシュ(子)共和党政権による No Child Left Behind(以下では NCLB と略記)法は，1960
年代のケネディ及びジョンソン民主党政権による Great Society Program や War on Povertyというリベラルな福祉拡充策の中で実現した貧困児童を主対象とする ESEA(初等中等教育補助金)の再授権法であり 1，この分野で連邦政府の介入を大きく強化する集権化の代表例
0Fとされる 2。本稿では，その集権化の中にアメリカ的な分権構造が内蔵されることに着目
1F

して，同法に関してコネチカット州が連邦教育省に対して行った訴訟(Connecticut, v.

Spellings)を検討したい 3。
2F

21 世紀初めに共和党保守派のブッシュ(子)政権が，連邦政府の介入を強化する方向で教育改革を推進したのは 4，20 世紀末に急激に進行したグローバル化の中で国内経済におい
3Fて IT 化とサービス化が不可逆的に進み，1960 年代の War on Poverty の時代よりも経済的成功のためには一層の高技能が要請されたためである。一方で国際競争の激化の故にビジネス界からの要請があり，他方では人権団体からも抜本的な貧困対策として教育改革が求められた。貧困層についても，従来の黒人等に加えて世界中から流入する移民が増加した
ことで英語教育も必要となり，ブッシュ(子)共和党政権の NCLB 政策の一つの焦点となった。

1

アメリカの教育財政と連邦教育補助金の基本構造については，本多(1996)を参照。
Sunderman and Kim(2004), Sunderman(2006)，Datnow et al.(2006), Conlan(2011).
3
コネチカット州が NCLB 法に関して起こした一連の裁判は，以下のとおりである。
・Connecticut, v. Spellings, 453 F.Supp.2d 459 (D.Conn. 2006)
・Connecticut, v. Spellings, 549 F.Supp.2d 161 (D.Conn. 2008)
・Connecticut, v. Duncan, 612 F.3d 107 (2d Cir. 2010).
・Connecticut v. Duncan, 562 U.S. 1249
連邦最高裁判所は 612 F.3d 107 の裁量上訴(certiorari)の受理を否決したことにより，
当訴訟は終焉を迎えることになった。裁量上訴は，連邦最高裁判所の 9 名の裁判官のうち，4 名が賛成すれば受理される (田中(1991),p.134) 。
4
2000 年代以降の連邦教育政策に対する日本での研究としては，北野(2009)，北野・吉良・大桃(2012)，小池(2011)，土屋(2006)，松尾(2010) がある。
2

－41－

これらの強い経済社会的要請の故に，貧困児童を主対象とする ESEA を増額するとともに，その着実な成果を透明性のある形で実現することが求められた。それが，1990 年代から進展するスタンダード・ベース教育改革であるが，そのスタンダードは各州政府がそれぞれの多様な地域特性に整合的な形で設定することとされ，それはブッシュ(子)共和党政権の NCLB 法でも同様であった。すなわち，各州政府が作成する教育内容や評価のスタンダ
ードに基づいて成果目標を設定して，着実に成果を実現することを透明性のある方法で提示することが，ESEA に付随するルールとなった 5。
4F

ただし，ブッシュ(子)共和党政権がそのルールを厳格に運用しようとしたことが，各州からの様々な反発を招き 6，その後，同政権の第 2 期(2005-08 年)にその反発を宥める方向
5F

で運用の厳格性を緩和した。この州政府の反発と連邦政府の妥協という作業を経て，NCLB
法が全米の各州でそれぞれの多様性に整合的な形で定着するプロセスの全貌については別の機会に詳しく検証することとし，本稿では，そのプロセスの中で極めて特徴的に州政府が示す分権的な意見表明と位置づけられるコネチカット州による訴訟を，研究ノートとして検討しておきたい。

2.

コネチカット訴訟(Connecticut, v. Spellings)の概要

2005 年 8 月 22 日にコネチカット州は，連邦教育省による NCLB 法の執行を巡り，コネチ
カット地区の連邦地方裁判所に提訴した(Connecticut, v. Spellings, 453 F.Supp.2d 459(D.Conn. 2006))。NCLB 法に関しては学校区等の地方政府による訴訟が既に起こされていたが，州政府によって起こされたものはこれが初めてであった 7。
6F

5

NCLB 法の連邦ルールについて詳しくは，U.S. Department of Education, Office ofElementary and Secondary Education(2002)，Riddle(2003)，Riddle(2004)，Caffrey (2009)，
Skinner(2009)，土屋(2006)，小池(2011)などを参照されたい。
6 各州からの様々な反発を論知的な体系付けてまとめたものとして、National Conferenceof State Legislature(2005)が大いに参考になる。
7
Dillon, S.,(2005, AUG. 23)。なお，原告側のコネチカット州 Blumenthal 司法長官から訴訟への参加を呼びかけられた他の州政府が訴訟に踏み切れなかったが、その理由として，
他の州政府が、この訴訟における大きな争点となる NCLB 法の無財源マンデイトを証明できる調査をまだ行っていなかったことに加えて，連邦政府からの報復(連邦教育補助金の交付にかかわる不利益を指すと思われる：引用者)を危惧したことも挙げられている。

－42－

コネチカット州が裁判で主張した内容を具体的にみると 8，第 1 に，NCLB 法の無財源マ
7F

ンデイト規定(20 U.S.C. § 7907(a))に関する連邦教育省長官の解釈は誤りであり，同法の立法時の連邦議会の意図に反していること，第 2 に，連邦教育省長官の同法の解釈が，合衆国憲法の支出条項(Spending Clause)と Tenth Amendment を侵害するものであり，第 3に，連邦教育省が NCLB 法の連邦ルールの適用除外を求める同州のウェイバー申請を拒否し，同州が提出した若干の修正計画も拒否したことは，行政手続法(Administrative Procedure
Act：APA, 5 U.S.C. §§ 701–706)の違反にあたると主張した。
これに対して連邦教育省長官側は 9，州政府の無財源マンデイト規定の解釈は誤りであ
8Fり，連邦教育省の行動は同法を遵守したものと主張したうえで，さらに，今回の州政府の訴えに対する「事物裁判権(subject matter jurisdiction)」を裁判所が欠いていることと，州政府には訴訟上の請求権が欠如(failure to state a claim)することを理由とした州政府の訴えの棄却を申し立てた。事物裁判権とは，裁判所がある事案について裁判を行う権限を指し，「これを欠く判決は原則として無効」とされている 10。
9F

結果的に，連邦地方裁判所の Kravitz 判事の判決によってコネチカット州の訴えは棄却されたが，その要旨は以下の通りである 11。
10F

1）コネチカット州は実際に損害を十分主張し，原告適格である。
2）NCLB 法の無財源マンデイトに関する連邦教育省長官の解釈が同法と整合的であるかを決定する宣言的判決(declaratory judgment) 12を求める州政府の
11F

Pre-Enforcement 請求について 13，連邦地方裁判所は事物裁判権に欠如している。
12 F

3）連邦教育省の無財源マンデイトの解釈が支出条項を侵害するかを決定する宣言的判決を求める州政府の Pre-Enforcement 請求について，連邦地方裁判所は，
事物裁判権に欠如している。
89Connecticut, v. Spellings, 453 F.Supp.2d 459 (D.Conn. 2006), pp.459-460,464.
Connecticut, v. Spellings, 453 F.Supp.2d 459 (D.Conn. 2006), pp.460,464-465.

10

田中(1991)，p.819.

11

Connecticut, v. Spellings, 453 F.Supp.2d 459 (D.Conn. 2006), p.460.

12

宣言的判決(確認訴訟)とは，原告の権利の有無や法的地位を宣言(確認)するものであり，「宣言された事項については，当事者間で通常の判決と同様の拘束力を持つ」とされる (田中(1991)，p.233) 。
13
この判決文では，「州政府が NCLB 法を遵守し続けている」ために，”Pre-Enforcement”という語が用いれている (Connecticut, v. Spellings, 453 F.Supp.2d 459 (D.Conn. 2006),
p.482) 。アメリカの Pre-Enforcement 請求についての詳細は，小谷(2004)を参照。

－43－

4)連邦教育省の同法の解釈を遵守しなかった場合に，州政府が直面する潜在的なペナルティーが憲法修正第十条を侵害するかを決定する宣言的判決を求める州政府の Pre-Enforcement 請求について，連邦地方裁判所は事物裁判権に欠如している。
5)州政府による NCLB 法のウェイバー申請を拒否した連邦教育省長官の決定については司法的な審査はできない。

以上のように，コネチカット州の訴えは，裁判所で審議する要件をまだ満たしていないとされたのであるが，この訴訟の過程で州政府と連邦政府の双方から提示された各種の論
理と根拠は，本稿の問題意識からは極めて重要な資料となる。21 世紀初めのグローバル化の進展の中で，アメリカ国内外で激変する経済社会構造から強く要請される教育改革を連邦政府が強力に進めるプロセスにおいて，アメリカ合衆国（United States of America）
における本質的かつ本来的である分権的な州・連邦関係を，州政府の側から再確認するためのやはり強力に対抗する論理が，州政府による連邦政府に対する訴訟という形で，明確に提示される資料と解釈できる。
コネチカット州側の代表者として訴訟に挑んだRichard Blumenthal州司法長官(attorney general)は 14，同州の主張について以下のように説明している。
13 F

連邦議会がこの画期的な法律(NCLB法：引用者)を成立させるよりもはるか以前に，
コネチカット州は(NCLB法と：引用者)同様の目的（学力到達度の改善，到達度の格差の縮小，説明責任の増加）を積極的に追及していた。当州は教育改革における全米的な先導者である。20年以上前に，当州はConnecticut Mastery Tests(CMTs)を導入し，教育の質を強化して到達度の格差を縮めるためのツールとしている 15。
14F

教育スタンダードを引き上げ，学業的な達成と優秀さを求め，試験の成績を向上させ，説明責任を増加することは，我々すべてが共有する目標である。もし我々が NCLB 法の不可欠で歴史的な目標を達成するならば，連邦政府は自らの法（NCLB

14

この訴訟は，州知事や州議会，大半の地方教育委員会(local boards of education)から大きな支持を受けて起こされたとされている(Blumenthal(2006), pp.564-565)。
15
Blumenthal (2006), p.564.

－44－

法：引用者）に従わねばならず，必要な資金を提供して柔軟性を示さなければならない 16。
15 F

すなわち，コネチカット州が培ってきた教育改善の優れたシステムに対し，連邦教育省のNCLB法の硬直的で画一的な規制がそれを阻害するというのが同州の主張の主旋律であり，それを根拠付けるための論理が展開されるのである。
本稿の問題意識から注目すべき点は，第１に，コネチカット州は，NCLB法の目的を強く支持していることであり，同法を撤廃することが訴訟の目的ではないことである。
第 2 に，同州が訴訟に踏み切ったのは，同州が長年にわたって培い，成果もあげてきた(と州が自負する)教育改善システムに対し，NCLB 法の義務的な要件がその変更を(改悪する方向で)求めるものであり，後述のように政策運営の柔軟性を求める州政府のウェイバー
申請や州計画の修正案を連邦教育省が繰り返し拒否したからである。この訴訟で問題となっている連邦政府の義務的要件とは，評価とアカウンタビリティの制度設計に関するものであり，特に生徒の学力を評価するための州試験の実施方法についてである。
第 3 に，またコネチカット州は，連邦政府が政策運営の柔軟性を与えずに義務的要件を固守するのであれば，それらを遵守した政策を実行するために必要な財源を手当てすべきと主張し，NCLB 法の連邦政府の義務付けが無財源マンデイトの状態にあり，違法かつ違憲であると訴えたのである。
これらのコネチカット州が裁判で主張した争点を具体的に検討する前に，NCLB 法の施行前に同州が実施してきた州教育システムの特徴と，それに対して NCLB 法の規定がもたらした軋轢をみておこう。

3.

コネチカット州側の州教育改革の実績に基づいた要求 17
16F

コネチカット州は，NCLB 法よりもかなり早い時期に教育改革を推進し，全州的な学力評
価システムを実施していた。1985 年から初等中等教育での生徒の学力進捗度を評価するた

16

Blumenthal (2006), p.569.
この節の内容は，主として Connecticut, v. Spellings, 453 F.Supp.2d 459 (D.Conn. 2006),
pp.475-479，Blumenthal (2006), pp.565-566 を参照した。

17

－45－

めの Connecticut Mastery Test (CMT)を開始し 18，第 4 学年と第 6 学年と第 8 学年におい17 Fて実施された。1993 年には CMT の第 2 世代，
2000 年秋からは第 3 世代が運用されはじめた。
CMT では絶対基準によって評価を行い，数学，読解，作文について各生徒の到達度が報告された。また，1994 年には Connecticut Academic Performance Test (CAPT)によって対象学年を拡大し，第 10 学年での学力評価試験が開始された。2001 年 5 月には第 2 世代 CAPTが導入され，2007 年 3 月から第 3 世代が開始されている。CAPT では，数学と読解と作文と科学の４科目の学力評価と報告が行われた。
これらのCMTとCAPTが，コネチカット州の生徒の学力進捗に関する監視及び報告システ
ムであるが，同州ではさらに10年以上にわたって，人口グループ別の情報も含めて，毎年，学校区と学校の評価結果を分析し，公表していた 19。そしてこのような説明責任と評価に18Fおけるコネチカット州の努力が生み出した大きな成果として，同州は，「コネチカット州の生徒の学力到達度は全米でも最高位に入っており，マイノリティーと貧困層の生徒に対して，到達度の格差を狭めることに成功してきた」ことを主張している 20。
19 F

上述の判決文では 21，コネチカット州の手法が NCLB 法と異なる点として具体的に次の 3
20 F

点があげられている。第１は，試験内容についてである。NCLB 法では第 3－8 学年までの全生徒に対する読解と数学の州学力評価試験の毎年の実施と，第 10－12 学年の間に最低 1回の読解と数学のテストの実施を求めているが，コネチカット州の教育評価体制（CMT と
CAPT）は第 4，6，8，10 学年に対して，読解と作文と数学に関する 6～8.5 時間の試験を行うものであった。コネチカット州の学力評価では，選択式問題のみならず小論文と論述式の問題を用いており，この多くの記述的要素を伴う評価を中心として，試験体制と学校カリキュラムが設計されていた。また一部の学校では，第 3，5，7 学年に，教員と生徒と親18

CMT と CAPT の説明については，Connecticut State Board of Education (2004), pp.7-8と Connecticut State Board of Education(2012)を参照。
19
Connecticut, v. Spellings, 453 F.Supp.2d 459 (D.Conn. 2006), p.475.
20
Connecticut, v. Spellings, 453 F.Supp.2d 459 (D.Conn. 2006), p.475. 但し，当判決文に記されているように，このコネチカット州側が主張した成果については反論も示されている。同州の公民権運動組織である Connecticut State Conference of the National
Association for the Advancement of Colored People (以下，Connecticut NAACP)は，連邦教育省を支持する立場で当訴訟に参加するために，2006 年 1 月 30 日に裁判所に提出した意見書の中で ，同州の教育システムの問題点として，National Assessment of
Educational Progress (NAEP)で貧困層の生徒と非貧困生徒との到達度格差が全州の中で最下位にあるとした。
21
Connecticut, v. Spellings, 453 F.Supp.2d 459 (D.Conn. 2006), p.475.

－46－

に即時的かつ頻繁にフィードバックを与える formative testing を年間通じて複数回実施していた。
第 2 は，「特別教育を必要とする生徒」（主として障害をもつ生徒を指していると思われる：引用者)に適した学力評価の実施である 22。特別教育の生徒に対して，学年レベル
21Fで設計された試験ではなく，生徒の教育レベルで設計された試験を学力評価試験として選択できるようにしている。例えば，第 10 学年の生徒が第 8 学年レベルの数学の教育を受けている場合に，第 8 学年用の CMT の試験を受けることができる。
第 3 は，英語力が限られた生徒（limited English proficiency students，移民等の子どもを指している：引用者)）についても，コネチカット州ではアメリカにおける教育歴が3 年以上になってから州の評価試験を受けることを認めていた。NCLB 法では，最初の 3 年間は母国語で試験を受けることが許されるものの，アメリカに入国して 1 年以内に試験を受けることを求める。
コネチカット州は，NCLB 法の下でも，この「長年にわたり同州が実施してきた評価シス
テム」を継続することを求めた。すなわち，同州が連邦教育省に承認（ウェイバー，州計
画の修正）を求めていた内容は 23，第１に，NCLB 法に基づいて CMT と CAPT を毎年実施す
22 F

るのではなく，第 4，6，8，10 学年での記述式試験と第 3，5，7 学年での formative testingの実施の継続である。第 2 に，「英語力が限られている生徒」を，毎年の評価試験から 3
年間除外し，その後，英語で試験すること，第 3 に，学年レベルではなく教育レベルでの評価を行う選択肢を特別教育の生徒の最大 2％までに提供することであった。
コネチカット州の Blumenthal 州司法長官の次の見解は，連邦補助金に付されたウェイ
バー条項に対する州政府側の典型的なスタンスを示すものである 24。
23F

連邦議会は，NCLB法の無数のルールに対するウェイバーを承認するための権限を連邦教育省の長官に与えることで，同法を柔軟なものにしようとした。
その理由は，教育に関する伝統的な州と地方のコントロールを留保し，個別の州や学校区に固有の問題や課題を考慮する余地を同法に確保することを強く望んだからであった。

22
23
24

Connecticut, v. Spellings, 453 F.Supp.2d 459 (D.Conn. 2006), pp.475-476.
Connecticut, v. Spellings, 453 F.Supp.2d 459 (D.Conn. 2006), p.476.
Blumenthal (2006), p.565.

－47－すなわち，NCLB 法の実施以前からそれぞれの州で展開されていたシステムの継続を認めるための仕組み（連邦教育省によるウェイバーや修正計画の承認による弾力的な運用）がNCLB 法には内蔵されており，その意味は，連邦レベルの NCLB 法を，州・地方レベルで展開されてきた教育改革や現場の創意を前提として定着させる方向を意図するものである。
しかしコネチカット州が免除を強く求めた，「学力評価試験(対象学年，特別教育および英語力が限られた生徒も含めた全生徒への統一的な試験の実施)」に関する連邦ルールは，
そもそも教育改革を最重要課題としていたブッシュ(子)共和党政権が NCLB 法のアカウン
タビリティ･システムのまさに心臓部をなすと位置づけるものであり，Left Behind される
生徒をなくすためには不可欠の仕組みの一つとしていた。それゆえに，同政権の教育政策を担う連邦教育省は，NCLB 法の初期の運用において，この本質的に重要な仕組みを侵食する州政府側からの要請を一切拒否したのである。
そこで，このようなウェイバーを認めない連邦教育省の姿勢に対して，州政府側は次なる論理として，「無財源マンデイト(Unfunded Mandates)」という新たな違法状態が生じることを主張するのである。
例えば，この裁判の判決文によると，コネチカット州側の主張の論旨は以下の通りであ
る 25。
24F

NCLB の試験システムの有効性も問題とするが，大きな反対理由は財政面である。
毎年の試験の実施，英語力が限られた生徒の試験，特別教育の生徒の試験に関す
る NCLB 法の要件を厳格に遵守すると，これらの目的に対して州政府に提供された
連邦資金よりも費用がかかるために，これらの連邦ルールの遵守を求めることは，
無財源マンデイト(を禁止する:引用者)規定に反する。そのため，同法によって課された全ての要件に十分な連邦資金を提供することを求める。

州司法長官はこの無財源マンデイトの発生について 26，学力評価試験を実施していない
25F

学年に試験を追加すると「50 百万ドルの支出を強い」られることになり，また地域の現場の教育者からは，NCLB 法が「コネチカット州の地方教育委員会に，乏しい地方財源から数25Connecticut, v. Spellings, 453 F.Supp.2d 459 (D.Conn. 2006), p.476.

26

Blumenthal (2006), p.565.

－48－

百万ドルの支出を強要」し，その財源を「(試験以外の：引用者)必須の教育プログラムから転用」して捻出しなければならないという声もあがっているとする。したがって，これまでのコネチカット州のシステムの方が「成績の悪い生徒を助けるためにより良い資金の使い方ができていた」と強く主張するのである。
すなわち，同州の既存の教育システムは，そもそも生徒の学力到達度の改善という NCLB
法の根本的な目的の実現において優れており，それを連邦政府が NCLB 法の細かな規則で拘束して変更させることは，有効な教育システムを損ない，財源の浪費になるという主張である。そして，それでもなお NCLB の規定を強制するのであれば，それを実現できる財源を連邦政府がきちんと手当てせねばならないと，連邦政府に迫ったのである。
コネチカット州のウェイバー申請は，結果として連邦教育省から全て拒否されるのであるが，それは連邦政府が一方的に門前払いするものでは決してなかった。その交渉の過程
では，連邦政府と州政府の両者がそれぞれに落としどころを探る試みを行ったのであり，
それでもなお妥協点が折り合わなかった結果，同州は司法の場に，自らの開発してきた教育システムを継続させるための道を求めたのである。
そこで次に，訴訟に至るまでに州政府と連邦政府の間で行われたウェイバー等の交渉の経緯と，その中で両者が示した論理を検討する。そして，州政府と連邦政府のスタンスを明らかにする。

4.

訴訟前の州政府と連邦政府の交渉過程：ウェイバーの申請とその却下

当訴訟の裁判記録の中で大変興味深いのは，訴訟前のウェイバー申請（連邦補助金の交付要件の免除申請）に関する経緯である。この訴訟の審議過程で提出されたコネチカット
州の申立書や連邦政府による反論，そしてそれらを踏まえた判決文には，州政府と連邦政
府の詳細な交渉プロセスとその内容が記録されており，アメリカの政府間関係を実証するための大変貴重な資料となっている。
まず，コネチカット州と連邦政府の間で行われたウェイバー等の交渉の主な経緯は，以下の通りである 27。
26F

27

Connecticut, v. Spellings, 453 F.Supp.2d 459 (D.Conn. 2006), p.479.

－49－

2005年の1月と3月と5月にコネチカット州は，試験要件に関するウェイバー申請と修正計画を提出した。最初の申請に対して連邦教育省は2月に却下した。5月の2回目の却下の前には，コネチカット州教育長官（Commissioner of Education）と同州の提案理由や訴訟の可能性について議論していた。その議論の後，連邦教育省副長官の側から口頭で，「費用節約のために第3，5，7学年における選択式
試験の導入」が示唆された。それに対して(コネチカット州は：引用者) 選択式試験の導入に反対の理由を文章で回答した。そして，連邦教育省長官は２回目の却下をするときに，「試験以外の使途のために交付される連邦補助金を試験に伴う追加費用に転用」することを(解決案として:引用者)示唆した。
3回目の却下は6月であった。今回は，コネチカット州による，英語力が限られた生徒と特別教育の生徒に関する要請を，ウェイバー申請ではなく修正計画と連邦教育省側が解釈したが，その修正にかかわるヒアリングや調整の機会を与えることなく，却下された。州政府側は，その調整及びヒアリングの機会は法的に保障されるべきものである（20

U.S.C. § 6311(e)(1)(E)）と主張している。

第 1 の論点である，毎年の学力評価試験の実施について，両者の言い分をみていこう。
コネチカット州側が出した，第 4・6・8 学年には学力評価試験である CMT を実施し，第 3・5・7 学年は有効性が認められた formative testing(形成的試験)によって補足するためのウェイバー申請に対し，連邦教育省がその承認を拒否した理由について，裁判記録の中に
連邦教育省長官が Commissioner Sternberg に宛てた 2004 年 2 月 28 日付の書簡が引用されている 28。以下が，その文面である。
27 F

The significance of [yearly] assessments cannot be underestimated. For
students, every year of school is important as each year builds on what waslearned before.
We must be able to identify strengths and weaknesses and, for the sake of28

Connecticut, v. Spellings, 453 F.Supp.2d 459 (D.Conn. 2006)における被告側(連邦教育省)が提出した原告の訴えに対する棄却の申し立ての意見書，“Memorandum of Law in
Support of Defendant’s Motion to Dismiss, Pursuant to Fed. R. CIV. P. 12(b)(1) &12(b)(6),” December 2, 2005, Civil No. 3:05-cv-01330 (MRK)(以下，Mem. in Supp. ofDef.’s Mot. to Dismiss と略記)，p.11 より引用。

－50－

students, we cannot do that infrequently. You cannot remedy weaknesses you
do not know about.

National data further show why annual testing is important. Overall,Connecticut’s students are doing fine. But beneath the averages,
Connecticut’s achievement gap is wider than the national average. According
to the 2003 National Assessment of Educational Progress assessments blackand Hispanic fourth graders in Connecticut performed 37 and 32 points lower,
respectively, in reading than white students. The eighth grade gaps were
nearly identical. In eighth-grade math, black and Hispanic students scored
38 and 34 points lower than their white peers. These results clearly point
to a problem, but additional detail about the progress (or lack thereof)
in student achievement is needed. NCLB will provide that information byrequiring States to test students in each of grades three through eight andonce in high school.

We must measure annually and in each grade to determine if these gaps arebeing closed, and, if they are not, adjustments must be made. For thesereasons, we will not waiver in the implementation of the NCLB annual testing
provisions.

即ち，連邦教育省側の主張は，第1に，生徒に学習における支障が生じているとすれば，できるだけ早い段階でそれに対処するべきであり，それを把握するために学力評価試験を毎年実施することを非常に重要視していることがわかる。
第2に，コネチカット州が有効性を自負する既存の教育システムにおいて，実際には，
マイノリティーの生徒と，それ以外の生徒との間の到達度格差が生じていたことである。
なお，この引用文には記されてはいないが，後述するように，英語力が限られる生徒と特別教育の生徒についても，それ以外の生徒との間に到達度格差がコネチカット州において－51－みられることが連邦教育省側から提示されている 29。
28F

第3に，それ故に，「毎年の試験によって格差が縮小されているのかを測定し，もし縮小していなければ，改善策を作成する必要がある」のであり，このように重要な位置づけにある学力評価試験の頻度を減らす州政府の要請については，「毎年の試験実施はNCLB法の施行における基本的な枠組みであり，ウェイバーの対象にならない」として却下したのである 30。
29F

しかしながらコネチカット州にとっては，CMTの試験回数を倍増することは当然ながらそれまでよりも多くの支出をせねばならず，その追加費用を連邦政府が資金手当てしないのであれば，州政府や地方政府の財源を持ち出す必要が生じる。この追加費用の問題についても，結果としては州政府と連邦政府は折り合いがつかなかったのであるが，その交渉の過程では，2005年4月19日に連邦教育省副長官が，コネチカット州のBetty Sternverg州
教育委員長に「費用節約のために第3，5，7学年における選択式試験の導入」を示唆し，落としどころも模索されていた。
そして，Sternverg州教育委員長は，Spellings連邦教育省長官に宛てた書簡の中で(B.Sternberg,

personal communication, April 22, 2005)，以下のようにコネチカット

州が教育システムにおいて，記述式試験を如何に重視しているかを強い調子で訴えるので
ある 31。
30F

はるかにより優れた評価を行ってきた 20 年の経験に基づいて，コネチカット州にとって，これは受け入れがたい妥協案であると述べたい。我々にとって，選択式問題のみによる（学業成果の：引用者）評価は，試験の知的レベルの低下を意味しており，我々が行う意思のないものであり，そのような行動は，我々の生徒を蝕むだけである。

また，Blumenthal州司法長官もこの連邦教育省副長官の提案について，コネチカット州に「その試験をより厳密でないものにすることで資金を節約」させるものとして強く批判

29

Mem. in Supp. of Def.’s

Mot. to Dismiss, pp.12-13.
Connecticut, v. Spellings, 453 F.Supp.2d 459 (D.Conn. 2006), pp.479-480.
31
Blumenthal(2006), p.566.
30

－52－

している 32。即ち，連邦政府のNCLB法が毎年の試験の実施を非常に重要なものと位置付け
31Fているのと同様に，コネチカット州にとっては，記述式の試験がその教育システムの不可欠な基盤であり，かつ，実際にそのようなシステムを構築していたのであり，訴訟を起こしてでも存続の可能性を追求したといえよう。
このようなコネチカット州の強い姿勢とこだわりもあってか，連邦教育省長官は 2005
年 5 月 3 日付のウェイバー申請を拒否する書簡において，追加財源の捻出について新たな方向性を示唆している。しかし，Blumenthal 州司法長官は，同州ではそれは受け入れがた
いものであることを，以下のように表現した 33。
32F

連邦教育省長官は，より貧困な生徒達の到達度を上げるために設計された決定的に重要な補足的教育プログラムから連邦資金を転用することによって，追加的な試験の財源を確保することを示唆した(M.Spellings, personal communication,
May 3, 2005.)。しかし，その結果，NCLB 法の主要な目的の一つを台無しにする
ことは明らかである。
この専制的な「one-size-fits-all」のアプローチにおいて，連邦政府は本質的に，より高い効果をもつ，長い歴史のある試験プログラムを台無しにすることを我々に指示したのである。

そしてさらには，「コネチカット州の子供たち，特に低所得家庭の生徒の福祉のために，われわれは，この非合理で違法なマンデイトに抵抗する義務があ」り，この訴訟では，「NCLB
法の政策目的を達成するために，コネチカット州にマンデイトを満たすための十分な資金を与えることを連邦政府に強く求めること」 34を重要な目的とするという。
33F

このように，一見すると，このコネチカット州の側も頑なまでに自らのシステムにこだわるように見えるのであるが，そもそもアメリカでは本来的に教育政策は州・地方政府が担うものであり，連邦政府による過度な介入に対する反発があろう。ましてや，それがその州の有権者や納税者の大多数が強い信念を持って最適とみなすシステムを，連邦政府が強権的に劣化させる方向に変更させるというのであれば，到底，許容できないのであろう。

32

Blumenthal(2006), p.566.
Blumenthal(2006), p.566.
34
Blumenthal(2006), p.566.
33

－53－

次に，第 2 の論点である「英語力が限られている生徒」に対する評価試験について，両者の主張をみていこう。コネチカット州側は，移民等の「英語力が限られている生徒」については，英語を習得する必要性から，アメリカで教育を受け初めてから 3 年間は学力評
価試験を猶予できるようにウェイバー申請をしたのだが，連邦政府は数学については入学
後すぐに，
言語系科目についても 1 年以内に試験を受けさせるという NCLB 法の規定の遵守を求めた(最初の 3 年間は母国語での試験でもよい)。
連邦教育省側はウェイバー申請を却下する際に，コネチカット州において「英語力が限られている生徒｣とそうではない白人の生徒の間にかなりの到達度格差があることを指摘している 35。たとえば連邦教育省側が当訴訟の中で提示した資料によれば，学力評価試験
34F

で Proficient または Advanced の成績を取った生徒の割合をサブグループ別に見ると，2002-2003 年のコネチカット州の結果では 44 ポイントから 81 ポイントの差があった(学年と科目によってばらつきがある) 36としている。
35 F

他方で，コネチカット州側が3年間の猶予期間を求める理由は 37，第１に，「(英語を母36 F語としない：引用者)子供たちが通常の英語力をマスターするためには3年から7年必要」という調査結果を踏まえてのことであり，第2に，もしNCLB法の要件をそのまま遵守せねばな
らない場合，実務面で以下の困難に直面するという事情もあった。

コネチカット州の学校の中で話されている160以上の母語で，試験を作成，管理，採点するために多額の州資金を支出するか，あるいは，生徒が英語で与えられた試験を理解できないために連邦政府の要件を満たすことに失敗するか，という苦境におかれている。

他方で，コネチカット州以外にも大多数の州から「英語力が限られている生徒」に対する連邦要件の緩和を強く求められる状況の中で，連邦教育省側もその見直しに向けた作業を進めていた。
今回の裁判記録にも，そのような動きの一端が記されている。連邦教育省長官がコネチ
カット州の Sternberg 州教育委員長に宛てた 2005 年 6 月 20 日付けの書簡において，連邦

35Connecticut, v. Spellings, 453 F.Supp.2d 459 (D.Conn. 2006), p.480.

36

Mem. in Supp. of Def.’s Mot. to Dismiss, p.12.
Blumenthal (2006), p.567.

37

－54－

教育省が 2005 年の夏にはワーキング･グループを立ち上げて NCLB 法によって得られた「英語力が限られている生徒｣の情報を検討する作業に入る予定であることに言及し，「連邦教育省がこの問題の検討作業を終了するまでは，現行の政策(「英語力が限られている生徒｣に対する入学 1 年以内の試験の実施)を継続する」としている 38。
37F

すなわち，NCLB 法の運用面や試験結果に関する情報やデータも蓄積してきたことから，
州政府の要望をどこまで連邦ルールに織りこめるかを検討する作業に入るということであろう。
続いて，第 3 の論点である「特別教育を必要とする生徒」(主として障害児を指すと思われる：引用者)に対する試験に関する主張を検討しよう。
まず，コネチカット州は，NCLB 法が特別教育の生徒に対しても学年レベルの評価試験の実施を求めるのに対し，それは「第 10 学年であるが分数と小数を習うレベルの特別教育の生徒に代数の試験を受けることを求め」るようなものであり，「何ら便益を提供せず，結果をゆがめ，生徒の進捗度を評価して学業成績の弱点を特定するという試験の目的を台無しにする」として，そのような生徒にはその「生徒の個人的な教育ニーズを考慮」した州評価試験が適切であるとした。そして，同州のアプローチの有効性を示す調査結果なども示しながら，ウェイバーと州計画の修正を申請したのであるが 39，連邦教育省はこの要請38Fを拒否した。
連邦教育省長官は，上記の2つのウェイバー申請の却下時と同様に，コネチカット州では特別教育の試験要件についても，それ以外の生徒との間に学力到達度の格差が大きいことを指摘した 40。しかし一方で，この要件の見直しも示唆していたとされる 41。それはお
39F

40F

そらく，ブッシュ(子)共和党政権の第２期が始まっている2005年には，多くの州政府からの反発に対して，連邦教育省の側でNCLBの運用を緩和する政策修正が進んでいたためと思われる。
これら一連のウェイバーにかかわる経緯からは，第1にコネチカット州の既存の評価試
験方式を連邦教育省がウェイバーによって積極的に認定することはなく，第2に，コネチカット州の側も，連邦教育省が提案する妥協的なNCLB法の試験方式への転換を受容しなかっ

38

Mem. in Supp. of Def.’s

Mot. to Dismiss, p.13.

39

Blumenthal (2006), p.567.
Mem. in Supp. of Def.’s Mot. to Dismiss，p.13.
41
Blumenthal (2006), p.567.
40

－55－

たが，第3に，当時に連邦教育省の側における全体の軌道修正(それぞれの州政府の主体性を発揮できる形の柔軟性を付与する方向での修正)の中での決着が見えてくる。
そしてさらに裁判記録によると 42，ウェイバー等の承認を巡る「この論争の過程を通し
41Fて，コネチカット州はNCLB法を遵守してきたという認識を，連邦教育省とコネチカット州が共有」していったのであり，「それ故に，コネチカット州がNCLB法に違反したとして連邦教育省が何らかの強制措置を実施する必要もなくなった」とされる点は大変興味深い。

以上，本稿では，コネチカット州による訴訟の裁判記録の中で提示されたコネチカット
州と連邦教育省によるNCLB法の運用・実施にかかわるスタンスを検討した。少なくとも，連邦政府の介入を強める集権化の代表例とされるNCLB法においても，その実際の運用と全米的な定着の過程で，各州における多様性に整合させるために不可欠な調整が州・連邦間
で真剣に模索される過程を，この裁判記録の検討を通して垣間見ることができた。
この一連の訴訟におけるコネチカット州の敗訴，及び，それと並行して進んでいた連邦教育省によるNCLB法の運用の柔軟化を受けて，コネチカット州の教育システムがどのように変化していったのかを明らかにすることが，次の課題である。

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－61－

6

3-2䠖 1990ᖺ௦䛻ྛᕞ䛷ከᵝ䛺䝇䝍䞁䝎䞊䝗䡡䝧䞊䝇ᩍ⫱ᨵ㠉䛜㐍ᒎ• 䛯䛰䛧䚸IASA䛾せ௳(ᕞෆ⤫୍ⓗ䛺ᩍ⫱䝇䝍䞁䝎䞊䝗䛸䜰䜹䜴䞁䝍䝡䝸䝔䜱䞉䝅䝇䝔䝮䛾ᵓ⠏䛺䛹)䜢‶䛯䛩ᕞ䛿䚸2001-02ᖺᗘ䛾᫬Ⅼ䛷20ᕞ⛬ᗘљ3-3䠖䝤䝑䝅䝳(Ꮚ)ඹ࿴ඪᨻᶒ䛻䜘䜛㐃㑥⿵ຓ㔠䛾஺௜せ௳䛾ཝ᱁໬• NCLBἲ⮬య䛿ྛᕞ䛾ከᵝ䛺㐠⏝䜢チᐜ䛩䜛௙⤌䜏䜢⧊䜚㎸䜐(䜴䜵䜲䝞䞊つᐃ)• ྠᨻᶒ䛾ึᮇ䠖ᨻ⟇㐠⏝䝺䝧䝹䛷䚸඲⡿⤫୍ⓗ䛺せ௳䛾㐺⏝䜢䜔䜔ᙉ䛟ồ䜑䛯їᕞᨻᗓഃ䛛䜙䚸ከᵝ䛺㐠⏝䛾チᐜ䜢ồ䜑䜛᪉ྥ䛾ᢈุ䛸཯Ⓨљ⤖ᯝⓗ䛻䛿䚸NCLB䛾ᯟෆ䛷㐃㑥ᨻᗓ䛜ᰂ㌾䛺ᑐᛂ䛻㌿䛨䚸NCLB䛾㊃᪨䛻ἢ䛖ᙧ䛷䝇䝍䞁䝎䞊䝗䞉䝧䞊䝇ᩍ⫱ᨵ㠉䛜ྛᕞ䛷ᐃ╔䛧䛶䛔䛟䚹7

3-4 ᕞᨻᗓ䛛䜙䛾ᢈุ䛸཯Ⓨ䛾௦⾲౛• NCSLሗ࿌䚸2005ᖺ3᭶
¾඲⡿ᕞ㆟఍㆟ဨ㐃┕(National Conference of State Legislatures䠖
NCSL䠅䛻䜘䜛NCLB䛻ᑐ䛩䜛ᕞᨻᗓഃ䛛䜙䛾ᨵၿせᮃ䛻㛵䛩䜛㉸ඪὴⓗ䛺ሗ࿌᭩

• 䝁䝛䝏䜹䝑䝖ᕞ䛻䜘䜛㐃㑥ᨻᗓ䜈䛾ッゴ¾2005ᖺ8᭶22᪥䚸䝁䝛䝏䜹䝑䝖ᕞ䛿䚸㐃㑥ᩍ⫱┬䛻䜘䜛NCLB䛾ᇳ⾜䜢ᕠ䜚䚸䝁䝛䝏䜹䝑䝖ᆅ༊䛾㐃㑥ᆅ᪉⿢ุᡤ䛻ᥦッ¾Connecticut, v. Spellings, 453 F.Supp.2d 459 (D.Conn. 2006)

8－62－

4. NCLB䛾ᴫせ
4.1 NCLB䛾┠ⓗ• ඲⡿䛾⏕ᚐ䛾ᇶ♏Ꮫຊ䛾ᗏୖ䛢• 䛂୙฼䛺᮲௳ୗ䛻䛒䜛⏕ᚐ(Disadvantaged Students)䛃䛸䛭䜜௨እ䛾⏕ᚐ䛾㛫䛾Ꮫຊ䛾฿㐩ᗘ᱁ᕪ(Achievement Gap)䛾⦰ᑠ

9

4-2 NCLB䛾ᯟ⤌䜏

䠄U.S. Department of Education, Office of Elementary and Secondary Education (2002)䠅

1. ᩍ⫱ᡂᯝ䛻㛵䛩䜛䜰䜹䜴䞁䝍䝡䝸䝔䜱䛾ᙉ໬
2. ᕞᨻᗓ䞉Ꮫᰯ༊䞉Ꮫᰯ䛻ᑐ䛧䛶䚸㐃㑥㈨㔠䛾౑㏵䛻㛵䛩䜛ᰂ㌾ᛶ䜢ᣑ኱
3. ୙฼䛺᮲௳ୗ䛻䛒䜛⏕ᚐ䛾ぶ䛻ᑐ䛩䜛㑅ᢥ⫥䛾ᣑ኱• Ꮫᰯ㑅ᢥ䜔⿵⩦ᤵᴗ䛾ᥦ౪

4. ⛉Ꮫⓗ᳨ド䛾ୗ䛷ຠᯝ䛜ᐇド䛥䜜䛶䛔䜛ᩍ⫱ᡭἲ䛾㔜ど

10
－63－

4-3 ᩍ⫱ᡂᯝ䛻䛴䛔䛶䛾䜰䜹䜴䞁䝍䝡䝸䝔䜱䛾ᙉ໬(1)ᩍ⫱ෆᐜ䛻㛵䛩䜛ពḧⓗ䛺ᕞ䝇䝍䞁䝎䞊䝗䛾タᐃ(2)⏕ᚐ䛾Ꮫຊ฿㐩ᗘ䛻ᑐ䛩䜛ᕞෆ⤫୍ⓗ䛺ホ౯䝅䝇䝔䝮䛾ᵓ⠏• ᕞෆ⤫୍Ꮫຊヨ㦂䛾ᐇ᪋䠄౛䠖ㄞゎ䛸⟬ᩘ䛾ヨ㦂䜢䚸➨3䡚8Ꮫᖺ䛷䛿඲Ꮫᖺ䛷ᐇ᪋䚸➨10-12Ꮫᖺ䛷䛿᭱ప1ᅇᐇ᪋䠅• Ꮫᰯ䛸Ꮫᰯ༊䛻ᑐ䛩䜛ᡂᯝホ౯䛾ᐇ᪋䠖ᖺḟᏛຊ㐍ᤖ┠ᶆ䠄Adequate yearly progress䠖AYP)(3)᝟ሗ㛤♧• ඲䛶䛾䝃䝤䞉䜾䝹䞊䝥ู(㈋ᅔᐙᗞ䠈䝬䜲䝜䝸䝔䜱䞊䠈㞀ᐖ⪅䠈ⱥㄒ⬟ຊ䛾㝈䜙䜜䛯ຎ䜛⏕ᚐ)䛾Ꮫຊ฿㐩ᗘ䛾᝟ሗ

(4)ᨵၿ䞉᫝ṇᥐ⨨ї䛣䜜䜙䛻䛴䛔䛶䚸㐃㑥⿵ຓ㔠䛾஺௜せ௳䜢ཝ᱁໬䛯䛰䛧䚸ᐇ㝿䛻䝇䝍䞁䝎䞊䝗䛾ෆᐜ䜢Ỵᐃ䞉タᐃ䛩䜛ᶒ㝈䛿ᕞᨻᗓ䛜ᣢ䛱⥆䛡䛶䛔䜛䚹

11

5. NCSLሗ࿌᭩䛻䜏䜛ᕞᨻᗓ䛾ㄽ⌮
5-1 ᕞഃ䛾୺ᙇ(1) NCLB䛾┠ⓗ⮬య䛿඲⡿ⓗ䛺䝁䞁䝉䞁䝃䝇䛸䛧䛶㈶ྠ
(2) ྜ⾗ᅜ᠇ἲ䛷♧䛥䜜䛯ᕞᨻᗓ䛾ᶒ㝈䛸䚸ᩍ⫱ᨵ㠉䛾㐙⾜䛻䛚䛡䜛ᕞᨻᗓഃ䛾䜲䝙䝅䜰䝔䜱䝤䜢ᑛ㔜䛩䜉䛝(3) 㐃㑥ᨻᗓ䛾◳┤ⓗ㐠⏝䛾ᘢᐖ䛸䚸ᕞ䞉ᆅ᪉ᨻᗓ䛾⿢㔞ᛶ䛾䛒䜛௙⤌䜏䜈䛾ᨵၿせㄳ

12－64－

5-2 NCLB䛻ᑐ䛩䜛୺せ䛺தⅬ➨1❶ ᩍ⫱ᨵ㠉䛻㛵䛩䜛㐃㑥ᨻᗓ䛾ᙺ๭䞉䞉䞉ྜ⾗ᅜ᠇ἲ➼䛾ἲⓗほⅬ䛛䜙᳨ウ➨2❶ Adequate Yearly Progress䞉䞉䞉ከᵝ䛺ᡂᯝホ౯᪉ἲ䛾チᐜ

➨3❶ 㞀ᐖ⏕ᚐ䜔ⱥㄒຊ䛜ஈ䛧䛔(Limited
English Proficiency)⏕ᚐ䛾Ꮫຊホ౯➨4❶ ≉ู䛺஦᝟䜢ᢪ䛘䜛Ꮫᰯ䜔Ꮫᰯ༊䛻ᑐฎ䛩䜛䛯䜑䛾ᕞᨻᗓ䛾ᰂ㌾ᛶ
➨5❶ 㧗䛔ᢏ⬟䜢ᣢ䛴ᩍဨ䛸ᑓ㛛ຓᡭ䛻㛵䛩 䞉䞉䞉㧗䛔㈨᱁䜢ᣢ䛴ᩍဨ☜ಖ䛾ᅔ㞴䛥䜛せ௳(≉䛻㈋ᅔᆅᇦ)➨6❶ ฿㐩ᗘ᱁ᕪ(Achievement Gap)䜢ᇙ䜑䜛 䡡䡡䡡ྠἲ䛾㑂Ᏺ䛻䛛䛛䜛㈝⏝䛯䜑䛻ᚲせ䛺㈝⏝ྠἲ䛻୙ཧຍ䛾ሙྜ䛾㈝⏝13

5-3 NCLB䛾㐪᠇ᛶ䛻㛵䛩䜛ᕞഃ䛾୺ᙇ
5-3-1 ྜ⾗ᅜ᠇ἲ䛾ಟṇ➨10᮲䛸ᨭฟ᮲㡯䛾䛔䛪䜜䛛䜙䜏䛶䜒

NCLB䛾㐃㑥ᨻᗓ䛾㐠Ⴀ䛿㐪᠇䚹(1) 㐃㑥䛸ᕞ䛾ᶒ㝈• ಟṇ➨10᮲їᩍ⫱䛿ᕞᨻᗓ䛻ᶒ㝈䛜␃ಖ䛥䜜䛯ᨻ⟇ศ㔝䚸㐃㑥㆟఍䛻䛿ఱ䜙᠇ἲୖ䛷᫂♧䛥䜜䛯ᶒ㝈䛿䛺䛔䚹• ᨭฟ᮲㡯(ྜ⾗ᅜ᠇ἲ➨1⦅8⠇1㡯)• ಟṇ➨10᮲䛾ไ⣙䜢ඞ᭹䛧䛶䚸㐃㑥⿵ຓ㔠䜢㏻䛨䛯㐃㑥㆟఍䛾㛵୚䜢ྍ⬟䛸䛩䜛(ᨭฟᶒ㝈)љಟṇ➨10᮲䜘䜚䜒ᨭฟᶒ㝈䛾᪉䛜ඃ㉺䛧䛶䚸㐃㑥⿵ຓ㔠䛜ᐇ᪋䛥䜜䛶䛔䜛䛸䛔䛖⌧ᐇ䛜䛒䜛䚹

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(2) ㄢ⛯䠃ᨭฟ᮲㡯• ྜ⾗ᅜ᠇ἲ➨1⦅8⠇1㡯䛂㐃㑥㆟఍䛿䠈ྜ⾗ᅜ䛾മົ䛾ᘚ῭䛸䠈ඹྠ䛾㜵⾨䛚䜘䜃୍⯡䛾⚟♴䜢ᥦ౪䛩䜛䛯䜑䛻䠈⛒⛯䠈㛵⛯䠈㍺ධ⛯䛚䜘䜃ᾘ㈝⛯䜢㈿ㄢᚩ཰䛩䜛䛯䜑䛾ᶒ㝈䜢ᣢ䛴䛃ї㐃㑥㆟఍䛿ᨭฟ᮲㡯䛾ୗ䛷䚸ཷ㡿⪅䛜㡰Ᏺ䛩䜉䛝せ௳䜢௜䛧䛯㐃㑥⿵ຓ㔠䜢஺௜䛩䜛䛣䛸䛜ㄆ䜑䜙䜜䛶䛔䜛䚹ї㐃㑥ᨻᗓ䛸ᕞᨻᗓ䛸䛾䛂ዎ⣙䛃䞉ᕞᨻᗓ䛿䚸㐃㑥⿵ຓ㔠䝥䝻䜾䝷䝮䜈䛾ཧຍ䜢ᣄྰ䛷䛝䜛䚹䡡ዎ⣙䛷䛒䜛䛜ᨾ䛻䚸ዎ⣙᮲௳䛜᫂☜䛷䛒䜛䛣䛸䛜ồ䜑䜙䜜䜛• NCLB䜢ྵ䜑䛶䚸㐃㑥ᨻᗓ䛾ึ➼୰➼ᩍ⫱ἲ䛻ᇶ䛵䛟㐃㑥⿵ຓ㔠䝥䝻䜾䝷䝮䜒䚸䛣䛾ᨭฟᶒ㝈䛻ᇶ䛵䛟㐃㑥⿵ຓ㔠15(3) 㐃㑥㆟఍䛾ᨭฟᶒ㝈䛾⾜౑䛻㛵䛩䜛䠑せ௳• South Dakota v. Dole, 483 U.S. 203, 107 S.Ct. 2793, 97 L.Ed.2d 171 (1987)䐟 䛂୍⯡䛾⚟♴(general welfare)䛃䜢ಁ㐍䛩䜛䜒䛾䛷䛺䛡䜜䜀䛺䜙䛺䛔䐠 䛂≉ᐃ䛾඲⡿䝥䝻䝆䜵䜽䝖䜔䝥䝻䜾䝷䝮䛻䛚䛡䜛㐃㑥䛾฼┈䛃䛻ᐦ᥋䛻⤖䜃䛴䛔䛶䛔䛺䛡䜜䜀䛺䜙䛺䛔䚹䐡 ᕞᨻᗓ䜢᠇ἲ㐪཯䛸䛺䜛άື䛻ᦠ䜟䜛䜘䛖ㄏᑟ䛧䛶䛿䛺䜙䛺䛔䐢 ᕞᨻᗓ䛻ᑐ䛧䛶䠈ồ䜑䜙䜜䛶䛔䜛䛣䛸䜢䛂᫂☜䛻▱䜙䛧䜑䛺䛡䜜䜀䛺䜙䛺䛔䛃䐣 ㈈ᨻⓗㄏᅉ䛷䛒䜚䚸ᙉไ䛷䛿䛺䛔䛣䛸

NCSLሗ࿌᭩䛷䛿䚸䐢䛸䐣䛜‶䛯䛥䜜䛶䛔䛺䛔䛸୺ᙇ

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－66－

(3) ᨭฟᶒ㝈䛾⾜౑䛻㛵䛩䜛ᕞഃ䛾୺ᙇ• せ௳4• NCLBἲ䛾ᐇ᪋䛻ᙜ䛯䛳䛶ಙ㢗䛷䛝䜛๓౛䜔බ♧䛜Ḟዴ䛧䛶䛚䜚䚸ྠἲ䛾㐃㑥⿵ຓ㔠䛾஺௜せ௳䛜᫂☜䛷䛺䛔
¾ ᕞᨻᗓ䛸㐃㑥ᩍ⫱┬䛸䛾㛫䛾஺΅ᮇ㛫䛾㛗ᮇ໬䚸㐃㑥ᨻᗓ䛾䜺䜲䝗䝷䜲䞁䛾ኚ᭦䚸ィ⏬
ಟṇ䛾⏦ㄳ䛻ᑐ䛩䜛୍㈏ᛶ䛾䛺䛔ᅇ⟅䜔ᢎㄆ䛺䛹• せ௳5• NCLBἲ䛿䚸ㄏᅉ䛸ᙉไ䛾㛫䛾䝷䜲䞁䜢㉸䛘䜛䚹• ⌮⏤¾ 㐃㑥ᙜᒁ⪅䛜䚸NCLB䜈䛾୙ཧຍ䛻ᑐ䛧䚸ᕞᨻᗓ䛜NCLB௨๓䛛䜙ཷ䛡䛶䛔䛯ᩘ༓୓䝗䝹
䛾㐃㑥㈨㔠䜒ኻ䛖ྍ⬟ᛶ䛻ゝཬї㈨㔠䛾ቑຍ䜢⾜䜟䛪䛻䝥䝻䜾䝷䝮䛾ᑐ㇟⠊ᅖ䜢ᣑ኱ 䠃 㐃㑥ᨻᗓ䛜Title I䝥䝻䜾䝷䝮䜈䛾୙ཧຍ䛻ᑐ䛩䜛୙฼┈䜢ቑຍїᕞ䛸㐃㑥ᨻᗓ䛾㛫䛻ᙉไⓗ䛺㛵ಀ䜢๰䜚ฟ䛩䛯䜑㐪᠇

175-3-2 㐃㑥ᨻ⟇䛸ྛᕞ䛾ᕞ᠇ἲ䡡ᕞἲ䛸䛾ㄪᩚ䛻క䛖ၥ㢟≉䛻䚸ྛᕞ䝺䝧䝹䛷ᐇ᪋䛧䛶䛔䜛ඛ㐍ⓗ䛺௙⤌䜏䛻ᑐ䛩䜛ୗ᪉ಟṇ䛾᪉ྥ䜈䛾ᙉไ
• 䜿䞁䝍䝑䜻䞊ᕞ䚸䝜䞊䝇䜹䝻䝷䜲䝘ᕞ
¾䜰䜹䜴䞁䝍䝡䝸䝔䜱䛻㛵䛧䛶ඃ䜜䛯ホ౯䝅䝇䝔䝮䜢⏝䛔䛶䛔䛯䛜䚸NCLB䛾AYPせ௳䛻㐺ྜ䛧䛺䛛䛳䛯䛯䜑䚸㐃㑥ᩍ⫱┬䛻䜘䛳䛶༷ୗ䛥䜜䛯• 䝭䝅䜺䞁ᕞ¾AYP䜢ᮍ㐩ᡂ䛾ሙྜ䛻䝨䝘䝹䝔䜱䞊䜢ㄢ䛩䛸䛔䛖NCLB䛾せ௳䛾ᙳ㡪䛷䚸NCLB௨๓䜘䜚䜒䚸䜘䜚ప䛔ᡂ⦼ᇶ‽䛾᥇⏝䜔ㄝ᫂㈐௵䝅䝇䝔䝮䛾㌾໬䛜Ⓨ⏕• 䝁䝻䝷䝗ᕞ䚸䝔䜻䝃䝇ᕞ¾ᡂ⦼䛾ホ౯ᇶ‽䛾ᘬ䛝ୗ䛢䜔ᕞホ౯䛾ᑐ㇟䛾๐ῶ

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－67－

ᑠᣓ
• ᠇ἲ䛻䜘䜛ศᶒⓗᩍ⫱䝅䝇䝔䝮䛾⌮ᛕ䛸ྛᆅᇦ䛾ከᵝᛶ• 䛭䜜䛮䜜䛾ᕞ䛸ᆅᇦ䛜ᢪ䛘䜛᮲௳䜔ㄢ㢟䛾ከᵝᛶї䝇䝍䞁䝎䞊䝗䞉䝧䞊䝇ᩍ⫱ᨵ㠉䛾┠ⓗ㐙⾜䛻䛚䛡䜛ᕞ䞉ᆅ᪉䝺䝧䝹䛾ᰂ㌾䛺ᨻ⟇㐠Ⴀ䛾㔜せᛶ• ᡂᯝホ౯䛻㛵䜟䜛㐃㑥ᇶ‽䛾⏬୍ᛶ䛜䚸ྠἲ䛾๰タᇶ┙䛸䛺䜛ඛ⾜ⓗ䛺ྛᕞᨻᗓ䛻䜘䜛ከᵝ䛺ᨵ㠉䛾ヨ䜏䛸▩┪䛩䜛䛸䛔䛖ഃ㠃

19

5-3-3 NCLB䛻⤌䜏㎸䜎䜜䛯Federalismⓗᡭẁ䠄䠍䠅 䜴䜵䜲䝞䞊つᐃ• ἲᨵṇ䛺䛧䛷䚸ᕞ䡡ᆅ᪉ᨻᗓ䛾ᰂ㌾䛺ᨻ⟇㐠Ⴀ䜢ྍ⬟䛻䛩䜛௙⤌䜏• 㐃㑥ἲ䛾┠ⓗ㐩ᡂ䛻䛚䛔䛶䚸ᰂ㌾ᛶ䜢୚䛘䜛䛣䛸䛜ྜ⌮ⓗ䛸⪃䛘䜙䜜䜛ሙྜ䛻㝈䜙䜜䜛䚹
• NCLB䛾䜴䜵䜲䝞䞊つᐃ(Title IX, Part D; Section 9401)䛷䛿䚸㐃㑥ᩍ⫱┬㛗ᐁ䛻䚸䜴䜵䜲䝞䞊䛾⏦ㄳせ௳䜢‶䛯䛧䛯ᕞ䞉ᆅ᪉ᨻᗓ➼䛻ᑐ䛧䛶䚸ྠἲ䛾௵ព䛾ἲ௧䜔つไⓗせㄳ䜢ච㝖䛩䜛ᶒ㝈䜢୚䛘䜛䚹䞉㐃㑥ᩍ⫱┬䛿䚸ᙜึ䚸䜴䜵䜲䝞䞊䛾㐺⏝䜢ᣄྰїᕞᨻᗓഃ䛿䚸㐃㑥ᨻᗓ䛜䜴䜵䜲䝞䞊つᐃ䜢㐺⏝䛫䛪䚸ᕞィ⏬䛾ಟṇ➼䛻㛵䛩䜛ᡭ⥆䛝䛻䛴䛔䛶䜒୍㈏ᛶ䛜䛺䛔䛣䛸䜢ᢈุ䚹

20
－68－

(2) ↓㈈※䝬䞁䝕䜲䝖䛾⚗Ṇ• Section 9527(a). NCLB Prohibitions on Federal Government and Useof Funds.
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6. 䝁䝛䝏䜹䝑䝖ᕞ䛾ッゴ
Connecticut, v. Spellings, 453 F.Supp.2d 459 (D.Conn. 2006)

5-1 ྠッゴ䛻䛚䛡䜛䝁䝛䝏䜹䝑䝖ᕞ䛾⏦䛧❧䛶ෆᐜ䐟 NCLB䛾↓㈈※䝬䞁䝕䜲䝖つᐃ䛻㛵䛩䜛㐃㑥ᩍ⫱┬㛗ᐁ䛾ゎ㔘䛿ㄗ䜚䚹ྠἲ䛾❧ἲ᫬䛾㐃㑥㆟఍䛾ពᅗ䛻཯䛧䛶䛔䜛䚹䐠 㐃㑥ᩍ⫱┬㛗ᐁ䛾ྠἲ䛾ゎ㔘䛜䚸ྜ⾗ᅜ᠇ἲ䛾ᨭฟ᮲㡯䛸ಟṇ
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U.S.C. 㼲㼲 701–706)䛾㐪཯䛻䛒䛯䜛

22
－69－

5-2 㐃㑥ᆅ᪉⿢ุᡤ䛾Kravitzุ஦䛾ุỴ䛾せ᪨• 䐟䠃䐠䞉䞉䞉஦≀⿢ุᶒ(subject matter jurisdiction)䛾Ḟዴ஦≀⿢ุᶒ䞉䞉䞉⿢ุᡤ䛜䛒䜛஦㡯䛻䛴䛔䛶⿢ุ䜢䛩䜛ᶒ㝈䚹䛣䜜䜢Ḟ䛟ุỴ䛿ཎ๎䛸䛧䛶↓ຠ• 䐡䞉䞉䞉ྖἲุ᩿䛾ᑐ㇟䛸䛺䜙䛺䛔23

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24
－70－

5-4 䝁䝛䝏䜹䝑䝖ᕞ䛾ᩍ⫱ホ౯ᡭἲ䛾≉ᚩ䐟ヨ㦂ෆᐜ• 䝁䝛䝏䜹䝑䝖ᕞ䛾ᩍ⫱ホ౯ヨ㦂䠖CMT䚸CAPT• ➨4䚸6䚸8䚸10Ꮫᖺ䛷ᐇ᪋䚹ㄞゎ䚸䝷䜲䝔䜱䞁䜾䚸ᩘᏛ䛻㛵䛩䜛6䡚8.5᫬㛫䛾ヨ㦂• 㑅ᢥᙧᘧ䛾ၥ㢟䛰䛡䛷䛿䛺䛟䚸ᑠㄽᩥ䛸ㄽ㏙ᘧ䛾ၥ㢟䜒฼⏝• 䛛䛺䜚䛾グ㏙ⓗせ⣲䜢క䛖ホ౯䜢୰ᚰ䛸䛧䛶䚸ヨ㦂యไ䛸Ꮫᰯ䜹䝸䜻䝳䝷䝮䜢タィ• ྠᕞ䛾୍㒊䛾Ꮫᰯ䛷䛿䚸➨3䚸5䚸7Ꮫᖺ䛻formative testing䜢ᐇ᪋䐠≉ูᩍ⫱䛾⏕ᚐ䜢㡰ᛂ䛥䛫䜛䛯䜑䛾㛗ᮇⓗカ⦎• ᙜヱ⏕ᚐ䛻ᑐ䛧䛶䚸Ꮫᖺ䝺䝧䝹䛷䛿䛺䛟䚸Ꮫຊ䝺䝧䝹䛷䛾ヨ㦂䜢㑅ᢥ⫥䛸䛧䛶ᥦ౪䐡ⱥㄒຊ䛜㝈䜙䜜䛯⏕ᚐ䠄limited English proficiency students䠅• 䝁䝛䝏䜹䝑䝖ᕞ䛷䛿䚸ⱥㄒຊ䛜㝈䜙䜜䛶䛔䜛⏕ᚐ䛻ᑐ䛧䛶䛿䚸ྜ⾗ᅜ䛷3ᖺ௨ୖᩍ⫱䜢ཷ䛡䛶䛛䜙䚸ᕞ䛾ホヨ㦂䜢ཷ䛡䜛䛣䛸䜢ㄆ䜑䜛䚹• NCLB䛷䛿䚸᭱ึ䛾3ᖺ㛫䛿ẕᅜㄒ䛷ヨ㦂䜢ཷ䛡䜛䛣䛸䛜チ䛥䜜䜛䜒䛾䛾䚸ྜ⾗ᅜ䛻ධᅜ䛧䛶1ᖺ௨ෆ䛻ヨ㦂䜢ཷ䛡䜛䛣䛸䜢ồ䜑䜛䚹

25

5-5 䝁䝛䝏䜹䝑䝖ᕞ䛜䚸㐃㑥ᩍ⫱┬䛻ᢎㄆ䜢ồ䜑䛶䛔䛯ෆᐜ䠄䜴䜵䜲䝞䞊䚸ᕞィ⏬䛾ಟṇ䠅(1) CMT䛸CAPT䛾ẖᖺ䛾ᐇ᪋䛷䛿䛺䛟䚸➨4,6,8,10Ꮫᖺ䛷䛾䝁䝛䝏䜹䝑䝖ヨ㦂䛸➨3䠈5䠈7Ꮫᖺ䛷䛾ᙧᡂⓗヨ㦂(formative testing)䛾ᐇ᪋䛾⥅⥆䚹(2) ⱥㄒຊ䛜㝈䜙䜜䛶䛔䜛⏕ᚐ䜢䚸ẖᖺ䛾ヨ㦂䛛䜙3ᖺ㛫㝖እ䛧䚸䛭䛾ᚋ䚸ⱥㄒ䛷ヨ㦂䛩䜛䛣䛸䚹(3) Ꮫᖺ䝺䝧䝹䛷䛿䛺䛟Ꮫຊ䝺䝧䝹䛷䛾ホ౯䜢⾜䛖㑅ᢥ⫥䜢≉ูᩍ⫱䛾⏕ᚐ䛾᭱኱2䠂䜎䛷䛻ᥦ౪䛩䜛䛣䛸䚹

26
－71－

5-6 㐃㑥ᨻᗓ䛻䜘䜛䜴䜵䜲䝞䞊⏦ㄳ䛾༷ୗ
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28
－72－

平成の大合併による地方財政への影響-Propensity score matching を用いた分析- ∗Haruaki Hirota †Hideo Yunoue ‡Oct. 7, 2016
「地方分権に関する基本問題についての調査研究会・専門分科会」（一般財団法人 自治総合センター）

Work in progress-do not cite without permission
Abstract
The purpose of this paper is to evaluate a fiscal common-pool problem in a Japan’s municipal mergers. We deal with an identification of
causal eﬀects by applying propensity score matching with diﬀerencesin diﬀerences’s framework to address problem of endogeneity bias andsample selection bias. Our results show that subordinate merger partner creates the fiscal common pool problem over public projects.
JEL Classification: H72, H73, H74
Keywords: fiscal common pool problem, municipal mergers, propensity score matching with diﬀerences in diﬀerences, average treatment eﬀect on treated∗

The authors acknowledge the financial support of a Zengin Foundation for Studies on
Economics and Finance, a Grant-in-Aid for Young Scientists (B) and a Grant-in-Aid for
Scientific Research (B) from the Japan Society for the Promotion of Science.
†
Haruaki Hirota,Associate Professor, Faculty of Economics, Musashi University ; 1-26-1
Toyotama-kami, Nerima-ku, Tokyo, 176-8534, Japan. E-mail:hirota@cc.musashi.ac.jp‡
Hideo Yunoue, Associate Professor, School of Economics, University of Hyogo; 8-2-1
Gakuen-nishi, Kobe, Hyogo, 651-2197, Japan. E-mail:yunoue@econ.u-hyogo.ac.jp

1

－73－

1

Introduction

Does municipal mergers create a fiscal common pool problem? Recently, a
lot of previous researches tried to verify this topic in local public finance.
The common pool problem in fiscal policy is related to the free rider problem, pork-barrel spending, and the law of 1/n-all very similar phenomena.
For example, consider the situation in which only some municipalities receives most of the marginal benefits from a public project, but the marginal
costs of the project are paid by new municipality after mergers. Municipal mergers gives a municipal government the incentive to accumulate debt
and additional expenditures before mergers, since the people in the newmunicipality will share the cost.
Previous research indicated the fiscal common pool problem by municipal mergers as Canada, Denmark, Germany, Israel, Finland, Sweden,
Switzerland, Japan(e.g. Nelson (1992), Bradbury and Crain (2001), Baqir(2002), Bradbury and Stephenson (2003), Hinnerich (2009), Jordahl andLiang (2010), Blom-Hansen (2010), Hansen (2012), Reingewerts (2012),
Nakazawa (2013), Saarimaa and Tukiainen (2015)). The research on thisshows that municipal mergers increases debt in municipal governments.
Many researches showed the fiscal eﬀect of debt after municipal mergers
using the diﬀerences in diﬀerences (DID) method. Previous few researchalso showed the fiscal eﬀect of debt just bofore mergers. For instance, Hinnerich (2009), Jordahl and Liang (2010) and Nakazawa (2015) found thatthe merged municipalities increased debt just before mergers because they
can share the additional financial burden after mergers.
In order to evaluate the fiscal common pool problem in Japan, this paper
focuses on municipal government expenditure and debt just before mergers
by quasi-experimental evidence. Unfortunately, we can not apply the DID
method to Japanese municipal mergers as well as previous researches.
It should be emphasized that we wonder if municipal mergers is really avoluntary and random phenomenon in Japan. Especially, the Japanese central government encouraged municipalities to merge from FY1998 to FY2006
through the Special Municipal Mergers Law of Ministry of Internal Aﬀairs
and Communications (MIC). The Special Municipal Mergers Law, the calleda carrot and stick policy, was temporary legislation until FY2006.
As a result, the number of municipalities in Japan decreased from 3,232
in FY1998 to 1,820 in FY2006. Most of mergers was rapidly concentrated
in FY2004 and FY2005. In other words, the central government induced
municipalities to merge as a national policy. The national movement wascalled ”Heisei big municipal mergers”. Because a fiscal conditions of thecentral and local government rapidly have been on the decline after thecollapse of the bubble economy in the 1990’s, the merger policy aimed tostrengthen municipalities and to decrease a public expenditure.
In Japan, recent research studied small municipalities in poor finan2－74－

cial condition chose municipal merger(e.g. Nishikawa(2002), Hirota(2007),
Kawaura(2009), Hirota and Yunoue(2014), Nakazawa and Miyashita(2014))1 .
These research reported that factors driving municipal mergers are poor
fiscal conditions, municipality depopulation, and small municipality size2 .
Because we consider assignment to merged municipality is non-voluntary
and non-random phenomena, we can’t use the DID method in this case.
We pay attention to sample selection bias and proper counter-factual data.
We estimate the fiscal eﬀect of municipal merger using the average treatment eﬀect on the treated (ATET) estimation based on the propensity scorematching with diﬀerences in diﬀerences (PSM-DID) method for considering
causal eﬀect. Our approach is new in the literature.

2

Japanese intergovernmental transfers and Special Municipal Mergers Law

In Japanese local public finance, a local government have been received the
Local Allocation Tax grants about 16 - 20 trillion Japanese yen from anannual budget of the central government every year(through the system ofLocal Allocation Tax grants, abbreviated LAT grants)3 . The LAT grants
system means an intergovernmental transfers system in Japan. For example,
The amount of the LAT grants for FY1998 was about 16 trillion yen while
the general accounting budget for FY1998 of the central government was
about 80 trillion yen.
In another points of view, the amount of the LAT grants occupies 20 or
30 percentage of the local government revenue. A municipality can use theLAT grants as unconditional lump-sum grants. Unfortunately, Japanese
local public finance is sometimes called the ”thirty-percent autonomy” of
local governments. Thus, the fiscal condition of the local government heavily
relies on the central government. The LAT grants system has a history ofover 60 years.
Probably, the LAT grants system is very rare or unique system among
the world. For the reason that the amount of the LAT grants provided toeach municipality is determined based on the municipality’s fiscal shortage
1

Weingast, Shepsle, and Johnsen (1981) formalized the fiscal common-pool problem.
See, Weingast et al., Acemoglu (2005), Persson and Tabellini (2000)
2
Sørensen (2006) examined political factors in merger decisions and the expected eﬃciency gains and showed that generous grants compensated for the eﬀect of dis-economies
of scale on municipal mergers. Because small municipalities can receive higher levels ofgrants from central government without merger, they did not think merger was necessary.
In addition, even if the central government promised to maintain the level of grants tosmall municipalities, some small municipalities chose not to engage in municipal mergers
because of the lack of credibility of the central government.
3This section is following Hirota and Yunoue (2015). For more information about the
LAT grants system, see Ihori (2009) and Saito and Yunoue (2009).

3

－75－

from the central government. In other words, the MIC decides the amountof the LAT grants which is allocated on the basis of fiscal gap to each municipality. Because the LAT grants is unconditional lump-sum grants, mostof municipality may prefer the LAT grants to conditional specific grants.
On the other hand, the fiscal conditions of the central government has
been chronically deteriorating since the 1990s. The long-term debt stock of
the central and local government exceeded about 130 percentage of GDP at
the end of FY1998 and continued to increase4 . Under such a situation, thecentral government has been promoting fiscal decentralization.
The Special Municipal Mergers Law, the called the carrot and stick policy, was temporary legislation from FY1999 to FY2006. To improve thefiscal condition, the central government used a municipal mergers policy.
The carrot and stick policy focused on the LAT grants, specific grants anddebt.
The stick policy is a policy for the non-merged municipalities5 . The
central government announced that if municipalities does not choose themerger, they are reduced the amount of the LAT and specific grants until
FY2006. Especially, the stick policy of the LAT grants is called ”the LAT
grants shock” and most of municipality seriously damaged from decreasing
the LAT grants by approximately 5.2 trillion yen in the period.
The carrot policy is a policy for the merged municipalities. The central
government announced that if municipalities does choose the merger, themerged municipalities are permitted to receive the LAT grants for 10 years
as well as before the merger. Similarly, the merged municipalities are permitted to issue the special debt after mergers. In addition, if the mergedmunicipalities use the special debt after mergers, the central government
promises to repay a 70 percentage of fiscal burden by new public project.
As mentioned previously, the central government make the movement ofmunicipal mergers. That is, municipal mergers is not voluntary and random
phenomena.

3

Empirical framework

This paper analyzes the fiscal common pool problem using the Japanesemunicipal merger. Our identification strategy is based on the propensity
score matching with diﬀerences in diﬀerences method (e.g. Rosenbaum etal. (1983), Heckman et al (1997), Abadie et al (2004) and Imbens (2014))6 .
Recent research studied small and poor financial municipalities chosemunicipal mergers in Japan using discrete choice model and survival anal4
The long-term debt stock expected to reach about 200 percentage of GDP at the endof FY2015.
5
The stick policy is related to ”Triple Reform” by the Koizumi Cabinet. For further
details, see Ihori (2009), Saito and Yunoue (2009) and Hirota and Yunoue (2015).
6
In this section, we referred from Becker and Ichino(2002) and Abadie et al (2004)

4

－76－

ysis (e.g. Nishikawa(2002), Hirota(2007), Kawaura(2009), Hirota and Yunoue(2014), Nakazawa and Miyashita(2014)). Because we consider assignment to the merged municipality is not randomized, we can not apply the
DID estimation. Also, we pay attention to sample selection bias, endogeneity bias and proper counter-factual data.
However if we use the PSM to problem of municipal mergers, we canconsider mimic randomization by creating the treatment and control groups
will be similar. Therefore treatment and control groups can be on averageobservationally identical.
Moreover, when we use the PSM in combination with the DID method,
we can eliminated the time constant unobserved eﬀects. We eventuallycalculate the ATET of municipal merger using the PSM-DID method toconsider causal eﬀect.

3.1

Propensity score matchingFirst, the ATET is the diﬀerence between the outcomes of treated and theoutcomes of the treated observations if they had not been treated.
AT ET = E(Y1 − Y0 |T = 1)
= E(Y1 |T = 1) − E(Y0 |T = 1)

(1)

In equation (1), Yi is total expenditure, investment expenses or local debt. Y1
shows the merged municipality and Y0 shows the non-merged municipality.
T is a choice of municipal mergers. If a municipality merged, T equals 1 astreatment groups. If a municipality did not merge, T equals 0 as control
groups. Because we can not actually see E(Y0 |T = 1), we calculate the
ATET using E(Y0 |T = 0) as a substitute for E(Y0 |T = 1). ATET shows
equation (2).
AT ET = E(Y1 − Y0 |T = 1)
= E(Y1 |T = 1) − E(Y0 |T = 0)(2)

+ (E(Y0 |T = 0) − E(Y0 |T = 1))
If (E(Y0 |T = 0) − E(Y0 |T = 1)) does not equal zero, the ATET has somebiases. the ATET is based on two assumptions to calculate it without thesebiases. Equation (3) is unconfoundedness assumption. The outcomes are
independent of treatment, conditional on xi .
Y0 ⊥ T |X(3)

Equation (3) shows that the assignment of municipal mergers and Y0 are
independent. The treatment variable needs to be exogenous.
P r(T = 1|X) < 1
f or all X
5

－77－

(4)

Equation (4) shows common support assumption. There is a matched control observation with similar X for each treated observation. When equation(3) and (4) exists, we calculate the ATET without some biases by removing(E(Y0 |T = 0) − E(Y0 |T = 1)) on equation (2).
Even if observation variables can be comparable to similar group , unobservation variables might cause sample selection biases. Also, it’s too
diﬃcult to match a number of covariates by curse of dimensionality when
we use cross sectional matching methods. The PSM method can overcome
the problem or it can diminish damages from the curse.
Second, the PSM method is a statistical matching method that attempts
to estimate the eﬀect of a treatment by accounting for the covariates thatpredict receiving the treatment groups. Regardless of whether municipalities
are actually chose municipal mergers, the method can be assigned randomly
into a control group of the non-merged municipalities and a treated group of
merged municipalities using a predicted probability. A predicted probability
is based on probit or logit model to create counter-factual group. Furthermore, we can be seen as randomly assigned to either group to match thesame or similar propensity score.
We estimate the factors aﬀecting the choice of municipal mergers byusing the empirical model defined in equation(5):P (X) = P r(T = 1|X) = E(T |X)(5)

The propensity score is a probit model with T as the outcome variable and X
as covariates. The propensity score is the conditional predicted probabilityof receiving treatment given pre-treatment characteristics X.
Third, we match observations from treatment and control groups basedon their propensity scores. the PSM method matches a similar predictedprobability given equation (3). The ATET of PSM shows equation (6).
AT ET = E(Y1 − Y0 |T = 1)
= E|P (X)|T =1 (E(Y1 |T = 1, P (X)) − E(Y0 |T = 1, P (X))(6)

= E|P (X)|T =1 (E(Y1 |T = 1, P (X)) − E(Y0 |T = 0, P (X))
We calculate consistent estimator of the ATET as follows equation (7):
1
0
∑
1 ∑
ATˆET =
[Y1i −W (i, j)Y0j ]
N1

N

N

i=1

j=1

(7)

N1 shows sample size of the merged municipality and N0 shows sample
size of the non-merged municipality. W (i, j) is∑a weight to the non-mergedmunicipality is based on propensity score and j W (i, j) = 1.
We applied common support assumption from Becker and Ichino (2002).
If some samples can not match similar comparison group, it need to exclude
6－78－

our data. Moreover, an assignment to treatment is independent of the X
characteristics given the same propensity score. We have to check balancing
condition on covariates.

3.2

Propensity score matching with diﬀerences in diﬀerences

In this section, we explain the ATET of the PSM-DID method. Equation (7)showed the ATET which be eliminated a sample selection bias by matchingboth the merged municipalities and the similar non-merged municipalities.
It should be noted that the ATET of the PSM might has time constantunobserved eﬀects. If that is the case, equation (7) can not have consistency. Heckman et al. (1997) showed the PSM-DID method to consider theunobserved eﬀects. Equation (8) shows the ATET of the PSM-DID method.
1t
0t
∑
1 ∑
ATˆET =
[Y1ti −W (i, j)Y0tj ]
N1t

1
−
N1s

N

N

i=1

j=1

N1s
∑

N0s
∑

[Y1si −i=1

(8)
W (i, j)Y0sj ]j=1

where t and s indexes the pre-treatment period and the end of the pretreatment period. N1t and N1s shows the number of municipalities at eachtime.
In this case, unconfoundedness assumption is as follow equation (9):E(Y0t − Y0s |T = 1, P (X)) = E(Y0t − Y0s |T = 0, P (X))(9)

Equation (9) shows that there is no correlation between the diﬀerence ofoutcome variable and the assignment of merger. In other words, there is nodiﬀerence between the average value of the merged municipalities and theaverage value of the non-merged municipalities.

3.3

Matching methods

Recent researches proposes some matching methods: nearest neighbor matching, radius matching, kernel matching.
Nearest neighbor matching sets equation (10).
minj ||Pi − Pj ||(10)

For each treated observation i, select a control observation j that has thecloset X. We select the merged municipalities and find the non-mergedmunicipalities with closet propensity score.
Radius matching shows equation (11).
(Pj | ||Pi − Pj || < r)
7

－79－

(11)

Each treated observation i is matched with control observation j that fallwithin r.
In kernel matching, each treated observations i is matched with several
control observations, with weights inversely proportional to the distance
between treatment and control observations. The weights are defined as:
P −P

K( j h i )W (i, j) = ∑N0

j=1 K(

Pj −P ih )(12)h is the bandwidth parameter.

4

Subordinate merger partner as treatment group

Considering a probit model of Japanese municipal mergers in equation (5),
we follow Nishikawa (2002), Hirota (2007), Kawaura (2009) and Hirota andYunoue (2014) results. These researches reported a small and poor municipalities chose municipal merger.
We also apply a population criterion to identify the fiscal common poolproblems that chose to be a subordinate merger partner. There are cases
in which mergers partners can be classified into dominant and subordinate
merger partner. If a small municipality is absorbed by a large neighboringmunicipality as a dominant partner, they may increase the number of new
public projects. These projects are accompanied by an additional investment expenses. The subordinate merger partner will borrow more to coverits expenses, which will increase the public debt. However, the subordinate merger partner prefers to externalize the expenses on public projects
financed by debt while they receive most of the marginal benefits from apublic project.
According to the law of 1/n, merger partners has free-riding incentive
depending on population size over new municipality (e.g. Hinnerich (2009),
Jordahl and Liang (2010), Blom-Hansen (2010), Hansen (2012), Nakazawa(2015), Saarimaa and Tukiainen (2015)). Especially, Hinnerich (2009) defined the 1 − popi /popnew as the free-ride treatment groups when popi is the
population size of municipality i and popnew is the population size of newmunicipality.
In this paper, the treatment group T refers to the following three patternsof subordinate partners.
A equation (13) is called a basic model if the population size of a merger
partner are smaller than half the population size on a new munipality, T
equals 1 and zero otherwise.
popnew
2
TB = 0 , otherwise

TB = 1 , if popi <

8

－80－

(13)

where popi is a population size of municipality and popnew is a population
size of new municipality. This model is similar to Hinnerich (2009) as freeride model.
However, in that case, there may be some baises by underestimating oroverestimating because that model includes equal-type merger and dominant merger partner. Probably, most dominant partner does not choose
additional debt from new public projects while they have to repayment itby themselves after merger. On the other hand, subordinate partner may
prefers reducing fund to getting into new debt. Therefore, we focus on
subordinate merger partner in equation (14) and (15).
A equation (14) is called a subordinate partner model (A) if the population size of a subordinate partner are smaller than a population size on adominant municipality, T equals 1 and zero otherwise.
TSA = 1 , if popi < popd
TSA = 0 , otherwise(14)

where popd is a population size of dominate merger partner.
A equation (15) is called a subordinate partner model (B) if a population
size of a subordinate partners are smaller than half a population size of adominant municipality, T equals 1 and zero otherwise.
popd2
TSB = 0 , otherwise

TSB = 1 , if popi <(15)

These population size are measured as of pre-merger data, respectively.
Only popnew is measured as of post-merger data.

5

Data

We estimate probit model using Japanese municipalities in FY1998. The
number of municipality decreased from 3232 in FY1998 to 1821 in FY2006 bymunicipal mergers. We apply the fiscal data of pre-merger to examine fiscal
common pool problem. For example, if a subordinate merger partner chosemunicipal merger in FY2004, we use investment expenses (non-subsidized
public works expense) and local debt in FY2003 as outcome variables.
The number of municipalities which chose a merger is 831 in FY2004.
The number of treatment group is as follows: equation (13), 675; equation(14), 614; equation (15), 497. In other words, there are a lot of absorptiontype merger in Japan.
To estimate the predicted probability using probit model, we use thesecovariates: population, area, rate of population over 65, rate of population
under 15, rate of primary industry, rate of tertiary industry, rate of LAT
grants, rate of specific grants and rate of debt stock. The rate of LAT grants
9－81－and specific grants indicates the proportion of total revenue. A municipality
which is financially dependent on transfers may choose a merger because
they suﬀer from diﬃculties of fiscal problems. The debt stock is per capita
accumulated debt. We use t-1 period of financial data such as LAT grants,
specific grants and debt stock.
Data on municipal governments are mainly derived from the Shi Tyo Son
Kessan Card (Statistics of the Final Accounts of Municipal Governments)
and the Gappei Digital Archive (Digital Archive of Municipal Mergers).
Summary statistics are reported in Table 1. The mean of population
size is 36,635. While the maximum of population size is about 3.3 million
people, the minimum of population size is 204. Similarly, the data on area
has large diﬀerence between maximum and minimum. According to rate of
LAT grants, a lot of municipalities are received it from central government.

6

Empirical results

6.1

DID results

In this section, comparing previous research, we estimate the ATET by the
DID method. A descriptive comparison of the municipal merger eﬀect on
the merged municipalities is given in Figure 1 regarding a basic model inequation (13). As can be seen in the figure, there is a big diﬀerence between
the merged and non-merged municipalities. The per capita total expenditureof the merged municipalities is about 800 thousand yen while the per capita
total expenditure of the non-merged municipalities is about 600 thousand
yen. In addition, the per capita merged municipal expenditure turns toincrease in FY2003. Nevertheless, the per capita non-merged municipal
expenditure is a decreasing trend. Also, we are able to see clearly distinction
between the merged and non-merged groups from FY2001.
Figure 2 shows the results of the subordinate merger partner. Compared
to Figure 1, we can also see a similar tendency in this figure. In terms of
the per capita investment expenses and debt, the diﬀerence between two
groups is increased from FY2001 to FY2003. From this, we can see that themerged municipalities implicitly increases their debt by investment expenses
just before mergers.
Moreover, we tried estimating the average diﬀerence between the merged
and non-merged municipalities using the DID method. Table 2 presents theresults of the DID estimation. In basic model, it is evident from the results that the merged municipalities is statistically significant and that they
increase expenditures and debt before mergers. The ATET of investment
expenses shows about 24 thousand yen in FY2003 and debt shows about
19 thousand yen in FY2003. Thus, most of financial resources of new public projects is funded by new debt. As can be seen from the subordinate
merger partner models (A) and (B), small municipalities which is absorbed
10

－82－

by larger municipalities particularly increases investment expenses and new
debt. In subordinate merge model (B), investment expenses increases about
22 thousand yen and debt increases about 17 thousand yen. That is to saythat this phenomenon might be the fiscal common pool problem.
However, we should note that these results are through the DID method.
If we apply the DID estimation in this case, it is necessary to satisfy aparallel trends assumption. When we use the DID method, it requires thatboth treatment and control groups during the pre-treatment period are very
similar. In figure 1 and 2, we can see the diﬀerent trend between the merged
and non-merged municipalities. In other words, there is need to doubt the
sample selection bias. The merged municipalities may has a ”propensity”
depending on some conditions, so that municipalities that are suﬀering fromfinancial diﬃculties might choose the merger. In this case, we can’t get
unbiased estimator in the DID method.

6.2

PS estimation results

In this section, the empirical results reported the probit estimation to calculate propensity score. Table 3 shows probit estimation results.
In basic model, the coeﬃcient for the population and area is negative andstatistically significant. The LAT grants and debt stock are positively significant while specific grants is negatively significant. In subordinate merger
models (A) and (B), the coeﬃcient for the population and area is negativeand statistically significant. The small municipality has a higher probabilityof choosing a subordinate merger partner. The small municipality faced onprogress in aging population chose subordinate merger partner. It implies
that the smaller municipality is more hope to be a subordinate merger partner in terms of population size and area. Also, small municipalities which
is dependent on the LAT grants is more likely to choose a merger withlarger municipalities because they suﬀered from poor fiscal conditions. The
coeﬃcient of the specific grant is negatively significant.
The reasons why this result is on national policy. After a collapse ofJapanese bubble economy in FY1991, the specific grant and public projects
has been on the decline since past several years. Because the municipalities
can receive the LAT grants depending on fiscal shortage, small municipalities
tends to prefer the LAT grants to specific grants and debt for covering a fiscal
deficit.
At the time of big merger in Heisei period, the central government declared to cut the LAT grants for all municipalities because the central government suﬀered from large fiscal deficit more than the local government.
On the contrary, the merged municipalities are permitted to receive the LAT
grants from the central government for 10 years as well as before the merger
by the Special Municipal Mergers Law.
Similarly, the merged municipalities are permitted to issue the special
11

－83－

debt by the special law after mergers. If the merged municipalities use thespecial debt after mergers, the central government promises to repay a 70
percentage of fiscal burden by new public project.
Therefore, we consider that these municipalities chose the municipal
merger during the special law application period. It should be emphasizedthat the special debt is not authorized under the special law before mergers.
That is, the municipalities normally has to repay the debt of before mergers
by themselves.
As a results, we examined that Japanese municipal mergers has a ”propensity” depending on municipality’s conditions such as population size, area,
fiscal conditions. It is for this reason that the number of absorption-typemerger is more than the number of equal-type merger. In other words, because small municipalities in poor fiscal condition chose municipal merger
in Japan, we need to consider assignment to merged municipality is not randomized. We could confirm a sample selection bias in the DID estimation.
Therefore, we can not use the DID estimation to calculate the ATET in thecase of Japanese municipal mergers. The PSM method is very helpful as away of improving the problem.
Figure 3 shows balanced propensity score after the PSM method using
probit estimation results. Because we set common support assumption, thescore of control group distinguish between oﬀ support score and on support
score. Also, Figure 4 and Table 4 shows resluts on balancing test before
and after the PSM. The results of balancing test after matching can not berejected the mean of matching data on each covariates. Furthermore, a bias
from before to after matching improved by the PSM while there is a great
diﬀerence between unmatched and matched data such as population, area,
rate of population over 65 and rate of LAT grants.

6.3

PSM results

Next we reported our results of the PSM in Table 5. It is evident from theresults are revised some biases comparison with the DID method in table
2. We estimated the ATET of expenditures and debt using the nearest
neighbor, radius and kernel matching. Most of the results in FY2003 is
statistically significant at 1 or 5 percentage level although the results in
FY2002 is not statistically significant. Interestingly, the results are diﬀerent
to the results of the DID method.
In basic model, the per capita total expenditure increases between 58 and
67 thousand yen and the per capita investment expenses increases about
27 thousand yen in FY2003 comparing to the non-merged municipalities.
Especially, the per capita debt is about 21 thousand yen in FY2003. This
result is larger than the DID results.
In subordinate merger model (A), there is diﬀerence about the resultsof per capita total expenditure. The result of nearest neighbor matching is
12

－84－

not statistically significant while radius and kernel matching is significant.
The reason is that this model included relatively large municipalities intreatment group whereas they are not subordinate partner. That is to say,this results may be aﬀected by equal-type merger eﬀects. The results of percapita investment expenses are between 22 and 27 thousand yen while theresults of per capita debt are between 17 and 22 thousand yen. Even in thiscase, the merged municipalities covered the cost of public projects from new
debt.
In subordinate merger model (B), we can clearly see that small municipalities which chose a subordinate merger increases their expenditure anddebt for public projects. The per capita total expenditure increases between
70 and 80 thousand yen larger than other cases. The per capita investment
expenses is statistically significant at 1 percentage level. The subordinate
merger partner raises the investment expenses on average by about 25 thousand yen in FY2003 when we used nearest neighbor matching algorithm.
Similarly, the results of radius and kernel matching are positive significant
and increases about 30 thousand yen. Comparing FY2003 to FY2002, the
ATET of investment expenses in FY2003 is lager than it in FY2002. Since
subordinate merger partners expected dominant merger partners to burden,
they rapidly increase investment expenses just before mergers.The per capita
debt is positive and statistically significant at 1 percentage level in FY2003,
respectively. The subordinate merger partner increases per capita debt on
average by 25 thousand yen in FY2003 using nearest neighbor matching.
Also, Both radius and kernel matching results are on roughly the same the
ATET. Moreover, the ATET of debt in FY2003 large as compared with theresults of FY2002. The subordinate merger partner also raises debt by theend of pre-merger year.

6.4

PSM with DID results

In the preceding section, that results were gotten through the PSM methodthat can be addressed the sample selection bias by municipal mergers. When
we try to identify the fiscal eﬀect from municipal mergers, we also consider
the time constant unobserved eﬀects. For this reason, we estimate the PSMDID method in this section.
Table 6 shows the results of the PSM-DID method. All results are largely
improved a lot of biases compared with the previous results and statisticallysignificant at 1 percentage level. As a result of considering both the sample
selection bias and the time constant unobserved eﬀects, the amount of total
expenditure, investment expenses and debt rapidly increases by the end of
pre-merger year. In particular, our paper could revise a bias in subordinate
merger model (A) and (B) comparing to the DID and the PSM methods.
In basic model, the per capita total expenditure increases between 43 and48 thousand yen and the per capita investment expenses increases between
13

－85－

24 and 29 thousand yen in FY2003. Moreover, the per capita debt is between
15 and 16 thousand yen in FY2003. This result is smaller than the PSM
results.
In subordinate merger model (A), we could revise some biases comparing
to previous results in Table 2 and 5. The per capita total expenditureis between 43 and 48 thousand yen in FY2003. Similarly, the per capita
investment expenses rises between 24 and 29 thousand yen in FY2003. On
the other hand, the per capita debt is between 12 and 17 thousand yen.
In subordinate merger model (B), we could particularly show the fiscal common pool problem in a smaller-subordinate merger partner. The
smaller-subordinate merger partner rapidly increases the per capita total
expenditure between 44 and 47 thousand yen. Simultaneously, they increase investment expenses about 24 thousand yen in FY2003 and slightly
increases about 12 thousand yen in FY2002. Most of investment expenses
is covered by new debt because the per capita debt increase between 15 and19.
This reason why the central government decided a consultation period
for two years as a condition to apply the Special Municipal Mergers Law.
The subordinate merger partner which has a high merger probability started
to plan the new public projects for two years until mergers.
An important point is that the merged municipalities creats the fiscal common pool problem just before mergers depending on the dominant
merger partner.

7

Concluding remarks

In this paper, we analyze fiscal common pool problem of Japan’s municipalities during a recent municipal mergers.
First, we find Japanese municipal mergers has a ”propensity” depending
on municipality’s conditions as population size, area, fiscal conditions using
probit model. In other words, Japanese municipal mergers is non-voluntary
and non-random phenomenon. Because Japan’s municipal mergers is ”not”
randomly assigned, we can not apply the DID estimation .
Second, we showed a fiscal common pool problem consistent with the lawof 1/n using the PSM-DID method. By the results of investment expenses
and local debt, we find the fiscal common pool eﬀects on Japan’s municipal mergers. Because the subordinate merger partner faced severe fiscal
conditions, they chose a merger with the dominant merger partner. They
increased investment expenses and local debt hoping to oﬀset the burden ofsubordinater’s additional costs from the dominant merger partner.

14

－86－

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17

－89－

Table 1: Summary statistics
VariablePop.
AreaPop. 65
Pop. 15
Primary ind
Ttertiary ind
LAT grants
Specific grants
Debt (stock)Total expenditure 2004 (per capita)
Total expenditure 2003 (per captia)
Total expenditure 2002 (per captia)
Investment expenses 2004 (per capita)
Investment expenses 2003 (per capita)
Investment expenses 2002 (per capita)
Debt 2004 (per capita)
Debt 2003 (per capita)
Debt 2002 (per capita)

Obs
3220
3220
3220
3220
3220
3220
3220
3220
3220
2256
3077
3188
2256
3077
3182
2250
3072
3188

Mean
36635.32
115.15
0.21
0.16
16.82
49.51
0.30
0.08
672.32567.69614.26619.13
65.82
81.32
87.29
68.64
92.91
83.29

18

－90－

Std. Dev.
122303.90
135.83
0.07
0.02
11.94
10.87
0.13
0.04
543.27368.11416.40425.70
75.62
92.09
99.67
63.79
83.75
89.74

Min
204.00
1.27
0.06
0.03
0.10
19.70
0.00
0.01
59.04
220.04
196.15219.21
0.47
1.43
2.75
0.60
0.47
0.00

Max
3351612.00
1408.10
0.49
0.25
79.40
88.80
0.70
0.42
5534.373800.06
4924.696355.171043.36
1101.35
1955.18
954.031289.111762.94

Table 2: Results on DID estimation
Total expenditure
2003
2002
Basic model
ATET
Controls
Obs
R-squared
Subordinate merger (A)ATET
Controls
Obs
R-squared
Subordinate merger (B)ATET
Controls
Obs
R-squared

Investment
2003
2002

Debt
2003
2002

42.318***(8.031)
Yes
3,077
0.023

5.396
(7.714)
Yes
3,188
0.017

23.565***(4.929)
Yes
3,077
0.015

9.462**(4.768)
Yes
3,182
0.007

19.327***(3.972)
Yes
3,068
0.016

3.370
(3.974)
Yes
3,181
0.004

33.432***(8.415)
Yes
3,077
0.008

-4.964(8.158)
Yes
3,188
0.003

20.817***(5.125)
Yes
3,077
0.011

6.629
(4.964)
Yes
3,182
0.006

17.675***(4.276)
Yes
3,068
0.017

1.748
(4.337)
Yes
3,181
0.001

35.055***(9.562)
Yes
3,077
0.018

4.542
(9.440)
Yes
3,188
0.018

22.054***(5.996)
Yes
3,077
0.013

9.798*(5.798)
Yes
3,182
0.01

17.244***(4.802)
Yes
3,068
0.018

5.606
(4.912)
Yes
3,181
0.005

Notes: ***, **, * indicate statistical significance at 1, 5, 10 percent level,
respectively. Standard errors are reported in brackets. The per capita total
expenditure, investment expenses and debt are thousand Japanese yen.

19
－91－

Table 3: Results on propensity score using probit model
Variables
Pop.

Basic model (T=675) Subordinate merger (A) (T=614) Subordinate merger (B) (T=497)-0.000***-0.000***-0.000***(0.000)(0.000)(0.000)Area-0.003***-0.003***-0.003***(0.000)(0.000)(0.000)Pop. 65
2.367***
0.651(0.799)(0.866)
Pop.15-1.662-4.956***(1.733)(1.866)
Primary ind-0.007**-0.007**(0.003)(0.004)Ttertiary ind-0.017***-0.020***(0.005)(0.004)
LAT grants
0.964***
0.747**
0.759**(0.340)(0.349)(0.385)Specific grants-1.699**-2.465***-1.698*(0.864)(0.893)(0.980)Debt (stock)
0.000***
0.000
0.000**(0.000)(0.000)(0.000)Constant
0.485*-0.5191.126**(0.263)(0.398)(0.528)
Obs
3220
3220
3220
Log likelihood-1392.8679-1296.2931-1143.1596
Notes: ***, **, * indicate statistical significance at 1, 5, 10 percent level,
respectively. Standard errors are reported in brackets.

20
－92－

Table 4: Results on balancing test
Variables
Basic model
Pop.
Area
Primary ind
Ttertiary ind
LAT grants
Specific grants
Debt (stock)
Subordinate merger (A)
Pop.
Area
Pop. 65
Pop.15
LAT grants
Specific grants
Debt (stock)
Subordinate merger (B)
Pop.
Area
Pop. 65
Pop.15
Primary ind
Ttertiary ind
LAT grants
Specific grants
Debt (stock)

TreatedControl

bias

t

U
M
U
M
U
M
U
M
U
M
U
M
U
M

8481
8493
77.53
77.62
20.81
20.82
44.75
44.73
0.36
0.36
0.07
0.07
839.72
832.7544103
8341
125.13
79.38
15.76
21.06
50.77
44.35
0.28
0.37
0.08
0.07
627.92796.95-36.800.20-41.90
-1.50
43.50
-2.00
-61.40
3.90
69.60
-1.90
-31.70
0.40
37.40
6.30

-6.77***
0.38-8.18***-0.46
9.93***-0.36-13.12***0.85
14.52***-0.44-6.98***
0.07
9.12***
1.13

U
M
U
M
U
M
U
M
U
M
U
M
U
M

7769
7769
76.82
76.82
0.24
0.24
0.16
0.16
0.37
0.37
0.07
0.07
871.04871.0443437
7598
124.18
77.50
0.20
0.24
0.16
0.16
0.28
0.37
0.08
0.07
625.49877.81-37.300.20-41.90
-0.60
72.10
1.40
-34.00
-7.30
73.80
-1.50
-31.90
-0.20
42.80
-1.20

-6.54***
0.46-7.85***-0.18
16.02***
0.25-7.63***-1.20
14.73***-0.32-6.81***-0.04
10.24***
-0.18

U
M
U
M
U
M
U
M
U
M
U
M
U
M
U
M
U
M

7349
7349
77.33
77.33
0.25
0.25
0.15
0.15
21.70
21.70
43.99
43.99
0.37
0.37
0.07
0.07
904.84904.8441981
7289
122.06
79.23
0.20
0.25
0.16
0.15
15.93
21.15
50.52
44.64
0.29
0.38
0.08
0.07
629.88895.05-37.000
0.10-40.00
-1.70
72.50
-3.10
-38.10
6.40
49.50
4.60
-66.90
-6.70
75.20
-2.10
-32.60
6.80
46.40
1.70

-5.83***
0.15-6.8***-0.44
14.79***-0.48-7.91***
0.95
10.06***
0.74-12.61***-1.21
13.59***-0.39-6.37***
1.15
10.55***
0.23

Notes: ***, **, * indicate statistical significance at 1, 5, 10 percent level,
respectively. U shows the unmatched data and M shows the matched data
after propensity score matching, respectively.

21
－93－

Table 5: Results on PSM
Total expenditure
2003
2002
Basic model
Nearest Neighbor Matching
On support: TreatedOn support: Control
Radius Matching
On support: TreatedOn support: Control
Kernel Matching
On support: TreatedOn support: Control
Subordinate merger (A)Nearest Neighbor Matching
On support: TreatedOn support: Control
Radius Matching
On support: TreatedOn support: Control
Kernel Matching
On support: TreatedOn support: Control
Subordinate merger (B)Nearest Neighbor Matching
On support: TreatedOn support: Control
Radius Matching
On support: TreatedOn support: Control
Kernel Matching
On support: TreatedOn support: Control

Investment
2003
2002

Debt
2003

2002

58.182**( 28.253 )
674
2,015
62.066***( 22.246 )
673
2,010
67.420***( 22.075 )
674
2015

-8.490( 30.880 )
674
2,118
21.810( 22.468 )
673
2,113
26.439( 22.255 )
674
2118

31.211***( 6.356 )674
2,015
27.329***( 5.222 )673
2,010
26.923***( 5.192 )
674
2015

6.368
( 8.009 )672
2,114
11.287**( 5.758 )671
2,109
11.597**( 5.715 )672
2114

21.276***( 5.822 )674
2,006
19.831***( 4.504 )673
2,001
21.090***( 4.472 )674
2006-0.469( 7.307 )
674
2,111
6.923
( 4.825 )673
2,106
8.165*( 4.772 )674
2111

34.761( 31.750 )
614
2,039
72.719***( 23.506 )
614
2,039
47.135**( 23.828 )
614
2,039

-13.565( 33.685 )
614
2,142
32.468( 23.691 )
614
2,142
10.168( 23.959 )
614
2,142

25.567***( 7.297 )614
2,039
27.453***( 5.482 )614
2,039
22.225***( 5.546 )
614
2,039

9.812
( 8.426 )
612
2,138
11.736*( 6.091 )
612
2,138
7.108
( 6.144 )
612
2,138

19.678***( 5.806 )614
2,030
22.277***( 4.751 )614
2,030
17.851***( 4.814 )
614
2,030

5.837
( 7.531 )614
2,135
9.354*( 5.058 )
614
2,135
5.460
( 5.116 )
614
2,135

80.538**( 36.924 )
497
2,190
69.323**( 27.077 )
493
2,189
75.617***( 26.816 )
495
2,190

45.414( 35.790 )
497
2,293
33.343( 27.520 )
493
2,291
32.570( 27.272 )
496
2,293

25.752***( 9.232 )497
2,190
30.360***( 6.453 )493
2,189
30.777***( 6.393 )
495
2,190

8.902
( 9.985 )495
2,290
16.588**( 7.266 )491
2,288
14.997**( 7.191 )
494
2,290

25.124***( 7.680 )497
2,181
21.268***( 5.471 )493
2,180
21.864***( 5.408 )
495
2,181

16.737**( 7.653 )497
2,286
12.105**( 5.945 )493
2,284
12.598**( 5.871 )
496
2,286

Notes: ***, **, * indicate statistical significance at 1, 5, 10 percent level,
respectively. Standard errors are reported in brackets. The r of radius
matching is 0.01 and the bandwidth fo kernel matching is 0.06.

22
－94－

Table 6: Results on PSM with DID
Total expenditure
2003
2002
Basic model
Nearest Neighbor Matching
On support: TreatedOn support: Control
Radius Matching
On support: TreatedOn support: Control
Kernel Matching
On support: TreatedOn support: Control
Subordinate merger (A)Nearest Neighbor Matching
On support: TreatedOn support: Control
Radius Matching
On support: TreatedOn support: Control
Kernel Matching
On support: TreatedOn support: Control
Subordinate merger (B)Nearest Neighbor Matching
On support: TreatedOn support: Control
Radius Matching
On support: TreatedOn support: Control
Kernel Matching
On support: TreatedOn support: Control

Investment
2003
2002

Debt
2003

2002

42.921***( 11.142 )
674
2,015
47.508***( 8.618 )673
2,010
46.875***( 8.534 )
674
2,015

-13.597( 13.320 )
674
2,118
8.723
( 8.296 )
673
2,113
7.460
( 8.185 )
674
2,118

29.490***( 6.582 )674
2,015
25.885***( 5.249 )673
2,010
24.171***( 5.210 )
674
2,015

5.203
( 6.934 )672
2,114
10.460**( 5.104 )671
2,109
9.398*( 5.056 )
672
2,114

16.000***( 7.302 )674
2,006
15.475***( 4.342 )673
2,001
15.149***( 4.307 )
674
2,006

-6.289( 6.673 )
674
2,111
2.250
( 4.301 )
673
2,106
1.983
( 4.253 )
674
2,111

48.070***( 12.351 )
614
2,039
43.084***( 9.062 )614
2,039
43.345***( 9.185 )
614
2,039

-0.524( 15.509 )
614
2,142
4.580
( 8.675 )
614
2,142
4.525
( 8.793 )
614
2,142

29.979***( 7.480 )614
2,039
24.410***( 5.518 )614
2,039
24.588***( 5.583 )
614
2,039

12.267( 8.515 )612
2,138
9.562*( 5.365 )612
2,138
9.763*( 5.056 )
612
2,138

17.880***( 6.074 )614
2,030
14.012***( 4.597 )614
2,030
12.669***( 4.649 )
614
2,030

4.099
( 7.367 )
614
2,135
0.628
( 4.524 )
614
2,135-0.295( 4.572 )
614
2,135

47.467***( 14.058 )
497
2,190
46.613***( 10.366 )
493
2,189
44.123***( 10.301 )
495
2,190

11.350( 13.978 )
497
2,293
12.953( 10.020 )
493
2,291
15.749( 9.892 )
496
2,293

24.733***( 8.566 )497
2,190
24.975***( 6.482 )493
2,189
24.960***( 6.410 )
495
2,190

12.768( 7.987 )495
2,290
12.500**( 6.329 )491
2,288
13.759**( 6.254 )
494
2,290

19.366***( 7.302 )497
2,181
15.175***( 5.310 )932,180
15.107***( 5.261 )
495
2,181

7.085
( 6.938 )
497
2,286
5.427
( 5.245 )
493
2,284
6.272
( 5.185 )
496
2,286

Notes: ***, **, * indicate statistical significance at 1, 5, 10 percent
level, respectively. Standard errors are reported in brackets. The r of radius
matching is 0.01 and the bandwidth fo kernel matching is 0.06.

23
－95－

Figure 1: Basic model

120
80

100
1998 1999 2000 2001 2002 2003

60

60

600

80

100

120

800
750
700
650

Debt
140

Investment
140

Total expenditure

1998 1999 2000 2001 2002 2003

1998 1999 2000 2001 2002 2003

MergedMergedMergedNon−merged

Non−merged

Non−merged

24
－96－

Figure 2: Subordinate merger model

140
100

100

800

60

600

80

80

700

(A): Debt

120

140

(A): Investment

120

900

(A): Total expenditure

1998 1999 2000 2001 2002 2003

(B): Total expenditure(B): Investment(B): Debt

1998 1999 2000 2001 2002 2003

60

600

80

700

800

100 120 140

80 100 120 140

1998 1999 2000 2001 2002 2003

900

1998 1999 2000 2001 2002 2003

1998 1999 2000 2001 2002 2003

1998 1999 2000 2001 2002 2003

MergedMergedMergedNon−merged

Non−merged

Non−merged

25
－97－

Figure 3: Balanced Propensity Score

Basic model

0

.2

.4

Subordinate merger (A)

.6

.8

0

.2

.4

U: Off

U: On

U: Off

T: On

T: Off

T: On

Subordinate merger (B)

0

.2

.4
U: Off

.6

.8

U: On

T: On

Notes: U shows the unmatched data and M shows the matched data.
Oﬀ shows the oﬀ support data and On shows the on support data.

26
－98－

.6
U: On

.8

Figure 4: Standardized diﬀerences bias across covariates

Subordinate merger (A)Basic model

LAT grants
Pop. 65
Debt(stock)
Specific grants
Pop. 15
Pop.
Area

LAT grants
Primary ind
Debt(stock)Speeific grants
Pop.
Area

U

Tertiary ind

U
M

M
−50

0

50

−50
0
50
Standardized % bias

100

Subordinate merger (B)LAT grants
Pop. 65
Primary ind
Debt(stock)
Specific grants
Pop.
Pop. 15
Area
Tertiary ind

U
M
−100

−50
0
50
Standardized % bias

100

Notes: U shows the unmatched data and M shows the matched data.

27
－99－

100

A

Additional results in merged year 2005
Table A.1: DID estimation in FY2005
Total expenditure
2004
2003

Basic model
ATET
Controls
Obs
R-squared
Subordinate merger (A)ATET
Controls
Obs
R-squared
Subordinate merger (B)ATET
Controls
Obs
R-squared

Investment
2004
2003

Debt
2004
2003

38.217***(7.830)
Yes
2,256
0.038

-5.445(6.435)
Yes
3,077
0.011

24.889***(4.090)
Yes
2,256
0.025

2.902
(3.918)
Yes
3,077
0.004

14.594***(3.103)
Yes
2,247
0.019

4.500
(3.226)
Yes
3,068
0.005

34.241***(8.034)
Yes
2,256
0.035

-5.531(6.714)
Yes
3,077
0.011

24.134***(4.272)
Yes
2,256
0.024

3.691
(4.111)
Yes
3,077
0.004

15.070***(3.286)
Yes
2,247
0.019

6.240*(3.367)
Yes
3,068
0.006

25.438***(9.033)
Yes
2,256
0.017

-13.027*(7.727)
Yes
3,077
0.001

16.874***(4.831)
Yes
2,256
0.024

-4.320(4.487)
Yes
3,077
0.003

12.678***(3.795)
Yes
2,247
0.014

3.720
(3.876)
Yes
3,068
0.009

Notes: ***, **, * indicate statistical significance at 1, 5, 10 percent
level, respectively. Standard errors are reported in brackets. The per capita
total expenditure, investment expenses and debt are thousand Japanese
yen.

28
－100－

Table A.2: Propensity score using probit model in FY2005
Variables
Pop.

Basic model (T=754)-0.000***(0.000)Subordinate merger (A) (T=696)-0.000***(0.000)-0.001***(0.000)-0.001***(0.000)0.000(0.000)

Pop.2
Area
Area2

Subordinate merger (B) (T=546)-0.000***(0.000)0.000***(0.000)-0.001***(0.000)Pop. 65-0.462(0.717)-0.844(1.685)Pop. 15
Primary ind
Ttertiary ind
LAT grants
Specific grants-0.006*(0.003)-0.007**(0.004)0.746**(0.310)-0.875(0.786)-0.006*(0.003)-0.010***(0.004)0.737**(0.320)-1.362*(0.815)1.060***(0.342)-2.231**(0.875)-0.025(0.236)3220-1596.8188

0.121(0.246)3220-1511.0845-0.464(0.380)3220-1320.8029

Debt (stock)
Constant
Obs
Log likelihood

Notes: ***, **, * indicate statistical significance at 1, 5, 10 percent level,
respectively. Standard errors are reported in brackets.

29
－101－

Table A.3: Balancing test in FY2005
Variables
Basic model
Pop.
Area
Primary ind
Ttertiary ind
LAT grants
Specific grants
Subordinate merger (A)
Pop.
Area
Area2
Primary ind
Ttertiary ind
LAT grants
Specific grants
Subordinate merger (B)
Pop.
Pop.2
Area
Pop. 65
Pop. 15
LAT grants
Specific grants

TreatedControl

bias

t

U
M
U
M
U
M
U
M
U
M
U
M

10679
10679
91.74
91.74
19.64
19.64
46.14
46.14
0.35
0.35
0.07
0.07

44599
10321
122.33
96.33
15.95
19.69
50.54
46.24
0.28
0.35
0.08
0.07

-34.500.40-24.70
-3.70
31.50
-0.40
-43.00
-1.00
53.70
-0.90
-25.10-3.00-6.72***
0.71-5.44***-0.94
7.5***-0.08-9.89***-0.20
12.05***-0.20-5.86***
-0.57

U
M
U
M
U
M
U
M
U
M
U
M
U
M

9835
9835
93.17993.17918944.000
18944.000
20.07
20.07
45.65
45.65
0.36
0.36
0.07
0.07

44026
9837
121.21097.43835221.000
19175.000
15.92
19.75
50.57
45.16
0.28
0.35
0.08
0.07

-35.200.00-22.60-3.40-18.60
-0.30
35.30
2.70
-48.40
4.80
58.60
5.20
-28.907.80-6.57***-0.01-4.84***-0.80-3.7***-0.09
8.19***
0.53-10.77***0.98
12.69***
1.11-6.51***
1.62

U
M
U
M
U
M
U
M
U
M
U
M
U
M

9135
9150
160000000
160000000
96.01
96.33
0.23
0.23
0.16
0.16
0.36
0.36
0.07
0.07

42250
9081
20000000000
150000000
119.06104.49
0.20
0.23
0.16
0.16
0.29
0.36
0.08
0.07

-35.00
0.10
-9.80
0.00
-18.70
-6.60
46.90
7.10
-15.20
-2.50
63.70
-0.70
-32.204.70-5.79***
0.13-1.64*
0.24-3.62***-1.34
9.62***
1.23-3.22***-0.36
12.37***-0.14-6.56***
0.82

Notes: ***, **, * indicate statistical significance at 1, 5, 10 percent level,
respectively.

30
－102－

Table A.4: PSM with DID in FY2005
Total expenditure
2004
2003
Basic model
Nearest Neighbor Matching
On support: TreatedOn support: Control
Radius Matching
On support: TreatedOn support: Control
Kernel Matching
On support: TreatedOn support: Control
Subordinate merger (A)Nearest Neighbor Matching
On support: TreatedOn support: Control
Radius Matching
On support: TreatedOn support: Control
Kernel Matching
On support: TreatedOn support: Control
Subordinate merger (B)Nearest Neighbor Matching
On support: TreatedOn support: Control
Radius Matching
On support: TreatedOn support: Control
Kernel Matching
On support: TreatedOn support: Control

Investment
2004
2003

Debt
2004

2003

51.244***( 11.117 )
756
1,322
52.345***( 8.367 )756
1,322
53.597***( 8.648 )
756
1,322

1.368
( 10.425 )
756
2,110
-2.542( 6.709 )756
2,110-4.568( 6.734 )
756
2,110

40.124***( 6.510 )546
1,322
31.741***( 4.485 )546
1,322
33.901***( 4.605 )
546
1,322

5.765
( 6.453 )
756
2,110
3.425
( 4.054 )
756
2,110
2.799
( 4.067 )
756
2,110

14.483***( 4.899 )754
1,314
16.649***( 4.242 )754
1,314
16.049***( 3.597 )
754
1,314

3.200
( 5.138 )
754
2,101
1.719
( 3.370 )
754
2,101
0.547
( 3.382 )
754
2,101

47.414***( 13.790 )
696
1,384
51.353***( 8.632 )696
1,384
52.798***( 8.954 )
696
1,384

-9.891( 11.372 )
696
2,172
-2.257( 6.994 )696
2,172-4.346( 7.033 )
696
2,172

35.875***( 7.069 )
696
1,384
32.574***( 4.682 )696
1,384
34.861***( 4.818 )
696
1,384

0.402
( 6.767 )
696
2,172
4.491
( 4.233 )
696
2,172
3.966
( 4.256 )
696
2,172

14.936***( 5.437 )694
1,377
17.851***( 3.632 )694
1,377
17.006***( 3.738 )
694
1,377

4.117
( 5.712 )
694
2,165
2.881
( 3.511 )
694
2,165
1.469
( 3.528 )
694
2,165

48.896***( 13.402 )
546
1,540
38.239***( 9.849 )545
1528
39.786***( 9.600 )
546
1,540

3.163
( 11.545 )
546
2,327
-10.366( 7.931 )546
2,311-9.631( 7.881 )
546
2,327

33.594***( 7.387 )546
1,540
26.067***( 5.359 )545
1,528
25.037***( 5.244 )
546
1,540

2.101
( 6.310 )546
2,327-2.656( 4.592 )546
2,311-2.684( 4.562 )
546
2,327

15.906***( 5.658 )544
1,533
12.053**( 4.242 )544
1,521
13.568***( 4.164 )
544
1,533

4.075
( 5.444 )544
2,318-1.652( 4.076 )544
2,302-.0447( 4.055 )
544
2,318

Notes: ***, **, * indicate statistical significance at 1, 5, 10 percent level,
respectively. Standard errors are reported in brackets. Standard errors ofradius and kernel matching caluclated with bootstrap method. Bootstrap
iteration is 100 times. The r of radius matching is 0.01 and the bandwidth
fo kernel matching is 0.06.

31
－103－

平成の大合併による地方財政への影響-Propensity score matching を用いた分析「地方分権に関する基本問題についての調査研究会・専門分科会」（一般財団法人 自治総合センター）

Haruaki Hirota and Hideo YunoueMusashi University, University of Hyogo

Oct. 7, 2016

Hirota & Yunoue (Musashi U., U. of Hyogo)

平成の大合併による地方財政への影響

Oct. 7, 2016

1 / 39

Summary

Fiscal common-pool problem just before mergers
Framework: Propensity Score Matching withDiﬀerence in Diﬀerence (PSM-DID) method
Data: Municipalities in Japan, FY1998, 2003 and 2004
We ﬁnd well speciﬁed model.
Balancing property is satisﬁed.
Subordinate merger partner expenses about 25
thousand yen more just before mergers.
Additional expenditure is ﬁnanced by local debt.
→ the law of 1/n (common-pool problem)
Hirota & Yunoue (Musashi U., U. of Hyogo)

平成の大合併による地方財政への影響－104－

Oct. 7, 2016

2 / 39Related literature

Fiscal Common-pool problem
The problem is observed in Canada, Denmark, Finland,
Germany, Israel, Sweden, Switzerland and Japan
Most of papers focued on after mergers
e.g. Nelson (1992), Bradbury and Crain (2001), Baqir (2002), Bradbury
and Stephenson (2003), Hinnerich (2009), Jordahl and Liang (2010),
Blom-Hansen (2010), Hansen (2012), Reingewerts (2012), Nakazawa(2015), Hirota and Yunoue(2015), Saarimaa and Tukiainen (2015)

OLS, DID are arranged in these researches
Our paper focus on just before mergers
Our approach (PSM-DID) is NEW in the literature
Hirota & Yunoue (Musashi U., U. of Hyogo)

平成の大合併による地方財政への影響

Oct. 7, 2016

3 / 39

Motivation

Our previous research interest was scale eﬀect ofmerger (post-merger analysis)
We are also interested in the ﬁscal common-pool
problem in Japanese local public ﬁnanceDid municipality which planed a merger expense more ?
(pre-merger analysis)
If the additional expenditure was ﬁnanced by local debt,
the partners of the merger would bear the burden→ the law of 1/n (ﬁscal common-pool problem)
Hirota & Yunoue (Musashi U., U. of Hyogo)

平成の大合併による地方財政への影響－105－

Oct. 7, 2016

4 / 39Image: Fiscal common pool problem on municipal mergers

Dominant
partner(1/3)cost(1/3)cost

Mergerpublicprojects

Subordinate
partner 1

Subordinate
partner 2(1/3)cost

Does subordinate partners rapidly
increase debt just before merger?
Hirota & Yunoue (Musashi U., U. of Hyogo)

New municipality’s taxpayer
will share the cost

平成の大合併による地方財政への影響

Oct. 7, 2016

5 / 39

Motivation 2

Are municipal mergers really a voluntary and random
phenomenon in Japan?
Most of researches studied fiscal common poolproblem in voluntary municipal mergers
They made an assumption about parallel trends
If Japan’s municipal mergers has a ”propensity”, we can
not apply DID method as well as previous research
There may be selection biases between the merged
and non-merged municipalities→ PSM-DID can deal with some problems
Hirota & Yunoue (Musashi U., U. of Hyogo)

平成の大合併による地方財政への影響－106－

Oct. 7, 2016

6 / 39

Municipal Mergers in Japan

Municipal mergers intended to achieve the fiscal
reconstruction and the decentralization
Japanese government has large accumulated debt (1,000 trillion yen)Central government promoted municipal merger bySpecial municipal mergers law were implemented
FY1999-FY2005
Num. of municipalities decline from 3232 to 1821 (1727).
FY1999 FY2005 FY2010
cities
670
777
786
towns
1,994
846
757
villages
568
198
184
Hirota & Yunoue (Musashi U., U. of Hyogo)

平成の大合併による地方財政への影響

Oct. 7, 2016

7 / 39Why did they merge?

1. Almost all municipality is depending on LAT grants
LAT grants system is very rare sysytem
The largest fiscal equalization grants
The unconditional lump-sum grants
LAT grants is allocated on the basis of fiscal gap
Num. of municipalities receiving LAT grants is 3114
out of 3232 in FY1998
LAT grants account for over 30 percent of total revenue

Central government may be able to control amunicipality’s decision using LAT grants
LAT grants system has a history of over 60 years
Hirota & Yunoue (Musashi U., U. of Hyogo)

平成の大合併による地方財政への影響－107－

Oct. 7, 2016

8 / 39

General Accounts on the central government (100 trillion yen)

Revenue

Expenditure

Bond

General Expenditures

Other revenues

Others for national public goods

䞉Income tax

LAT grants㻌 䞉Income tax 33.1%
㻌㻌㻌㻌㻌䠇
㻌 䞉Corporate tax 33.1%
㻌㻌㻌㻌㻌䠇
㻌 䞉Consumption tax 22.3%
㻌㻌㻌㻌㻌䠇
㻌 䞉Liquor tax 50䠂
㻌㻌㻌㻌㻌䠇
㻌 䞉Local corporation tax 100%

䞉Corporate tax
䞉Consumption tax
䞉Liquor tax
䞉Local corporate tax

16 trillion yen every year
Municipality 7.5 trillion yen
Hirota & Yunoue (Musashi U., U. of Hyogo)

平成の大合併による地方財政への影響

Oct. 7, 2016

9 / 39LAT grants for each municipality

LAT Grants: Major grants from central to local government

Expenditure need index(Aggregate estimated cost of public services)

Revenue capacity index(Aggregate estimated tax revenues) LAT Grants
The amount is 16 trillion yen.
About 30% of local governments revenues.
Hirota & Yunoue (Musashi U., U. of Hyogo)

平成の大合併による地方財政への影響－108－

Oct. 7, 201610 / 39

Why did they merge?

2. Special municipal mergers law → Carrot and Stick
Temporary law FY1999 - FY2005
Stick policy (for the non-merged municipalities)
Municipalities are reduced LAT and specific grants
Carrot policy (for the merged municipalities)
Municipalities can receive the LAT grants for 10
years as well as before mergers
Municipalities can issue special debts after mergers
Central government promises to repay 70 % ofmunicipality’s fiscal burden by special debt
Central government required a consultation period forone or two years to merged municipalities
Hirota & Yunoue (Musashi U., U. of Hyogo)

平成の大合併による地方財政への影響

Oct. 7, 201611 / 39

Empirical Framework

How to estimate the ﬁscal eﬀect of municipal merger ?
Diﬀerence between means
Ordinary Least Square (OLS)
Diﬀerences in Diﬀerences (DID)→ These methods require random assignment.
Nishikawa(2002), Hirota(2007), Kawaura(2009) etc.
→ Municipal mergers are not random, but have sometendencies or propensities in Japan
Propensity score matching approach is plausible.
Hirota & Yunoue (Musashi U., U. of Hyogo)

平成の大合併による地方財政への影響－109－

Oct. 7, 201612 / 39

PSM Method

Propensity Score Matching
Calculate propensity score with some covariates
Match the treatment with control group by the score
Make it possible to compare very similar municipalities
to one another→ We are able to estimate the average treatment eﬀectunder the same condition.

Hirota & Yunoue (Musashi U., U. of Hyogo)

平成の大合併による地方財政への影響

Oct. 7, 201613 / 39

PSM Method : Nearest Neighborminj ||Pi − Pj ||(1)

For each treated observation i, select a control
observation j that has the closet X. We select mergedmunicipalities and find the non-merged municipalities withclosest propensity score.

Hirota & Yunoue (Musashi U., U. of Hyogo)

平成の大合併による地方財政への影響－110－Oct. 7, 201614 / 39

PSM Method : Nearest NeighborY: treated: controlled

X

O
Hirota & Yunoue (Musashi U., U. of Hyogo)

平成の大合併による地方財政への影響

Oct. 7, 201615 / 39

PSM Method : Radius(Pj | ||Pi − Pj || < r)(2)

Each treated observation i is matched with control
observation j that falls within r.

Hirota & Yunoue (Musashi U., U. of Hyogo)

平成の大合併による地方財政への影響－111－

Oct. 7, 201616 / 39

PSM Method : RadiusY: treated: controlled

X

O

Hirota & Yunoue (Musashi U., U. of Hyogo)

平成の大合併による地方財政への影響

Oct. 7, 201617 / 39

PSM Method : Kernel (Epanechnikov kernel)

In Kernel matching, each treated observations i ismatched with several control observations, with weights
inversely proportional to the distance between thetreatment and control observations.
P −P

K( j h i )W (i, j) = ∑N

(3)

Pj −P ij=1 K( h )0h is the bandwidth parameter.
Hirota & Yunoue (Musashi U., U. of Hyogo)

平成の大合併による地方財政への影響－112－

Oct. 7, 201618 / 39

PSM Method : Kernel (Epanechnikov kernel)Y: treated: controlled

X

O
Hirota & Yunoue (Musashi U., U. of Hyogo)

平成の大合併による地方財政への影響

Oct. 7, 201619 / 39

Research Design

Treatment group: Municipality which chooses to besubordinate merger partner
Control group: Other municipality
1

2
3

4
5

Specify the model of municipal merger- probit model, FY1998
Calculate Propensity Score
Match municipalities by the score- balancing test
Estimate ATET by PSM (FY2002, 2003)
Estimate ATET by PSM-DID (FY2002, 2003)-We can consider both a selection bias and a time
constant unobserved eﬀects.

Hirota & Yunoue (Musashi U., U. of Hyogo)

平成の大合併による地方財政への影響－113－

Oct. 7, 2016

20 / 39

Surbodinate merger partner

Subordinate merger partner model (A)TSA = 1 , if popi < popd
TSA = 0 , otherwise
where popd is the population size of the dominate merger
partner. If the population size of a subordinate merger
partner is smaller than a population size on the dominant
merger partner, T equals 1 and zero otherwise.

Hirota & Yunoue (Musashi U., U. of Hyogo)

平成の大合併による地方財政への影響

Oct. 7, 2016

21 / 39

Surbodinate merger partner

Subordinate merger partner model (B)TSB = 1 , if popi <popd2
TSB = 0 , otherwise

where popd is the population size of the dominate merger
partner. If a population size of the subordinate merger
partner is smaller than half a population size of thedominant merger partner, T equals 1 and zero otherwise.
Hirota & Yunoue (Musashi U., U. of Hyogo)

平成の大合併による地方財政への影響－114－

Oct. 7, 201622 / 39

Expenditures and debt, FY1998-2003 (Merged year FY2004)

140
100

100

800

60

600

80

80

700

(A): Debt

120

140

(A): Investment

120

900

(A): Total expenditure

1998 1999 2000 2001 2002 2003

(B): Total expenditure(B): Investment(B): Debt

1998 1999 2000 2001 2002 2003

60

600

80

700

800

100 120 140

80 100 120 140

1998 1999 2000 2001 2002 2003

900

1998 1999 2000 2001 2002 2003

1998 1999 2000 2001 2002 2003

1998 1999 2000 2001 2002 2003

MergedMergedMergedNon−merged

Non−merged

Non−merged

Hirota & Yunoue (Musashi U., U. of Hyogo)

平成の大合併による地方財政への影響

Oct. 7, 201623 / 39

Summary statistics
VariablePop.
AreaPop. 65
Pop. 15
Primary ind
Tertiary ind
LAT grants
Specific grants
Debt (stock)Total expenditure 2004 (per capita)
Total expenditure 2003 (per captia)
Total expenditure 2002 (per captia)
Investment expenses 2004 (per capita)
Investment expenses 2003 (per capita)
Investment expenses 2002 (per capita)
Debt 2004 (per capita)
Debt 2003 (per capita)
Debt 2002 (per capita)
Hirota & Yunoue (Musashi U., U. of Hyogo)

Obs
Mean
Std. Dev. Min
Max
3220 36635.32 122303.90 204.00 3351612.00
3220 115.15
135.831.27
1408.10
3220
0.21
0.07
0.06
0.49
3220
0.16
0.02
0.03
0.25
3220
16.82
11.94
0.10
79.40
3220
49.51
10.87
19.70
88.80
3220
0.30
0.13
0.00
0.70
3220
0.08
0.04
0.01
0.42
3220 672.32
543.2759.04
5534.37
2256 567.69
368.11220.043800.06
3077 614.26
416.40196.154924.693188 619.13
425.70219.216355.17
2256
65.82
75.62
0.47
1043.36
3077
81.32
92.09
1.43
1101.35
3182
87.29
99.67
2.75
1955.18
2250
68.64
63.79
0.60
954.03
3072
92.91
83.75
0.47
1289.11
3188
83.29
89.74
0.00
1762.94

平成の大合併による地方財政への影響－115－

Oct. 7, 201624 / 39

Probit Estimation of Municipal Merger
VariablesPop.
Area
Pop. 65
Pop.15Subordinate merger (A) (T=614)-0.000***(0.000)-0.003***(0.000)2.367***(0.799)-1.662(1.733)

Primary ind
Tertiary ind
LAT grants
Specific grants
Debt (stock)
Constant
Obs
Log likelihood
Hirota & Yunoue (Musashi U., U. of Hyogo)

0.747**(0.349)-2.465***(0.893)0.000(0.000)-0.519(0.398)3220-1296.2931

Subordinate merger (B) (T=497)-0.000***(0.000)-0.003***(0.000)0.651(0.866)-4.956***(1.866)-0.007**(0.004)-0.020***(0.005)0.759**(0.385)-1.698*(0.980)0.000**(0.000)1.126**(0.528)3220-1143.1596

平成の大合併による地方財政への影響

Oct. 7, 201625 / 39

Results of probit estimation

Small municipality (pop and area) tends to merge
Population aged municipality tends to merge
Municipality which receives more LAT grant tends tomerge (Carrot policy’s eﬀects)
Other ﬁscal variables are signiﬁcant
Our paper were able to improve the estimation’s resultson municipal mergers compared to previous researches

Hirota & Yunoue (Musashi U., U. of Hyogo)

平成の大合併による地方財政への影響－116－

Oct. 7, 2016

26 / 39

Balanced Propensity Score
Subordinate merger (A)

0

.2

.4
Propensity Score.6

U: Off

U: On

Subordinate merger (B)

.8

0

.2

T: On

Hirota & Yunoue (Musashi U., U. of Hyogo).4
Propensity Score.6

U: Off

U: On

.8

T: On

平成の大合併による地方財政への影響

Oct. 7, 201627 / 39

Standardized diﬀerences bias across covariates
Subordinate merger (B)Subordinate merger (A)LAT grants

LAT grants

Pop. 65
Pop. 65
Primary ind
Debt(stock)

Debt(stock)

Specific grants

Specific grants
Pop.

Pop. 15

Pop. 15
Pop.
Area
Area

U

U

Tertiary ind

M−500Standardized % bias

Hirota & Yunoue (Musashi U., U. of Hyogo)

50

100

平成の大合併による地方財政への影響

－117－

M
−100

−50
0
50
Standardized % bias

100

Oct. 7, 201628 / 39

Results of Balancing Test after PSM (Subordinate partner(A))
Variables
Subordinate merger (A)
Pop.

U
M
U
M
U
M
U
M
U
M
U
M
U
M

Area
Pop. 65
Pop.15
LAT grants
Specific grants
Debt (stock)

Hirota & Yunoue (Musashi U., U. of Hyogo)

TreatedControl

bias

t

7769
7769
76.82
76.82
0.24
0.24
0.16
0.16
0.37
0.37
0.07
0.07
871.04871.0443437
7598
124.18
77.50
0.20
0.24
0.16
0.16
0.28
0.37
0.08
0.07
625.49877.81-37.300.20-41.90
-0.60
72.10
1.40
-34.00
-7.30
73.80
-1.50
-31.90
-0.20
42.80
-1.20

-6.54***
0.46-7.85***-0.18
16.02***
0.25-7.63***-1.20
14.73***-0.32-6.81***-0.04
10.24***-0.18

平成の大合併による地方財政への影響

Oct. 7, 201629 / 39

Results of Balancing Test after PSM (Subordinate partner (B))
Variables
Subordinate merger (B)
Pop.
Area
Pop. 65
Pop.15
Primary ind
Ttertiary ind
LAT grants
Specific grants
Debt (stock)

Hirota & Yunoue (Musashi U., U. of Hyogo)

U
M
U
M
U
M
U
M
U
M
U
M
U
M
U
M
U
M

TreatedControl

bias

t

7349
7349
77.33
77.33
0.25
0.25
0.15
0.15
21.70
21.70
43.99
43.99
0.37
0.37
0.07
0.07
904.84904.8441981
7289
122.06
79.23
0.20
0.25
0.16
0.15
15.93
21.15
50.52
44.64
0.29
0.38
0.08
0.07
629.88895.05-37.000
0.10-40.00
-1.70
72.50
-3.10
-38.10
6.40
49.50
4.60
-66.90
-6.70
75.20
-2.10
-32.60
6.80
46.40
1.70

-5.83***
0.15-6.8***-0.44
14.79***-0.48-7.91***
0.95
10.06***
0.74-12.61***-1.21
13.59***-0.39-6.37***
1.15
10.55***
0.23

平成の大合併による地方財政への影響－118－

Oct. 7, 201630 / 39

Balancing property

About 200 municipalities are dropped because their
PS is too small (Oﬀ support).
Bias across the covariates close to zero in matchedsample.
Null-hypothesis (bias = 0) is not rejected inbalancing test.
Balancing property is satisﬁed.

Hirota & Yunoue (Musashi U., U. of Hyogo)

平成の大合併による地方財政への影響

Oct. 7, 201631 / 39

ATET by PSM: Subordinate partner (A)Total expenditure
2003
2002
Nearest Neighbor
On support: TreatedControlRadiusOn support: TreatedControl
Kernel
On support: TreatedControl

34.761( 31.750 )
614
2,039
72.719***( 23.506 )
614
2,039
47.135**( 23.828 )
614
2,039

Investment
2003
2002

-13.565( 33.685 )
614
2,142
32.468( 23.691 )
614
2,142
10.168( 23.959 )
614
2,142

25.567***( 7.297 )614
2,039
27.453***( 5.482 )614
2,039
22.225***( 5.546 )
614
2,039

9.812
( 8.426 )
612
2,138
11.736*( 6.091 )
612
2,138
7.108
( 6.144 )
612
2,138

Debt
2003

2002

19.678***( 5.806 )614
2,030
22.277***( 4.751 )614
2,030
17.851***( 4.814 )
614
2,030

5.837
( 7.531 )614
2,135
9.354*( 5.058 )
614
2,135
5.460
( 5.116 )
614
2,135

A subordinate municipality tends to expense 22-27
thousand yen more.
Hirota & Yunoue (Musashi U., U. of Hyogo)

平成の大合併による地方財政への影響－119－

Oct. 7, 201632 / 39

ATET by PSM: Subordinate partner (B)Total expenditure
2003
2002
Nearest Neighbor
On support: TreatedControlRadiusOn support: TreatedControl
Kernel
On support: TreatedControl

80.538**( 36.924 )
497
2,190
69.323**( 27.077 )
493
2,189
75.617***( 26.816 )
495
2,190

Investment
2003
2002

45.414( 35.790 )
497
2,293
33.343( 27.520 )
493
2,291
32.570( 27.272 )
496
2,293

25.752***( 9.232 )497
2,190
30.360***( 6.453 )493
2,189
30.777***( 6.393 )
495
2,190

8.902
( 9.985 )495
2,290
16.588**( 7.266 )491
2,288
14.997**( 7.191 )
494
2,290

Debt
2003

2002

25.124***( 7.680 )497
2,181
21.268***( 5.471 )493
2,180
21.864***( 5.408 )
495
2,181

16.737**( 7.653 )497
2,286
12.105**( 5.945 )493
2,284
12.598**( 5.871 )
496
2,286

A subordinate municipality tends to borrow 21-25
thousand yen more. Almost all “additional investments”
are covered by debt.
Hirota & Yunoue (Musashi U., U. of Hyogo)

平成の大合併による地方財政への影響

Oct. 7, 201633 / 39

ATET by PSM-DID: Subordinate partner (A)Total expenditure
2003
2002
Nearest Neighbor
On support: TreatedControlRadiusOn support: TreatedControl
Kernel
On support: TreatedControl

48.070***( 12.351 )
614
2,039
43.084***( 9.062 )614
2,039
43.345***( 9.185 )
614
2,039

Investment
2003
2002

-0.524( 15.509 )
614
2,142
4.580
( 8.675 )
614
2,142
4.525
( 8.793 )
614
2,142

29.979***( 7.480 )614
2,039
24.410***( 5.518 )614
2,039
24.588***( 5.583 )
614
2,039

12.267( 8.515 )612
2,138
9.562*( 5.365 )612
2,138
9.763*( 5.056 )
612
2,138

Debt
2003

2002

17.880***( 6.074 )614
2,030
14.012***( 4.597 )614
2,030
12.669***( 4.649 )
614
2,030

4.099
( 7.367 )
614
2,135
0.628
( 4.524 )
614
2,135-0.295( 4.572 )
614
2,135

We revised both a sample selection bias and a time
constant unobserved eﬀects. A subordinate municipality
tends to borrow 13-18 thousand yen more.
Hirota & Yunoue (Musashi U., U. of Hyogo)

平成の大合併による地方財政への影響－120－

Oct. 7, 201634 / 39

ATET by PSM-DID: Subordinate partner (B)Total expenditure
2003
2002
Nearest Neighbor
On support: TreatedControlRadiusOn support: TreatedControl
Kernel
On support: TreatedControl

47.467***( 14.058 )
497
2,190
46.613***( 10.366 )
493
2,189
44.123***( 10.301 )
495
2,190

Investment
2003
2002

11.350( 13.978 )
497
2,293
12.953( 10.020 )
493
2,291
15.749( 9.892 )
496
2,293

24.733***( 8.566 )497
2,190
24.975***( 6.482 )493
2,189
24.960***( 6.410 )
495
2,190

12.768( 7.987 )495
2,290
12.500**( 6.329 )491
2,288
13.759**( 6.254 )
494
2,290

Debt
2003

2002

19.366***( 7.302 )497
2,181
15.175***( 5.310 )493
2,180
15.107***( 5.261 )
495
2,181

7.085
( 6.938 )
497
2,286
5.427
( 5.245 )
493
2,284
6.272
( 5.185 )
496
2,286

A subordinate municipality tends to borrow 15-19
thousand yen more. Almost all “additional investments”
are covered by debt.
→ the law of 1/n (common-pool problem)

Hirota & Yunoue (Musashi U., U. of Hyogo)

平成の大合併による地方財政への影響

Oct. 7, 201635 / 39

Placebo test: Subordinate partner (A)Total expenditure
2001
2000
Nearest Neighbor
On support: TreatedControlRadiusOn support: TreatedControl
Kernel
On support: TreatedControl-6.667( 13.197 )
614
2,156
-1.750( 8.574 )614
2,156-3.023( 8.666 )
614
2,156

Hirota & Yunoue (Musashi U., U. of Hyogo)-12.634( 12.417 )
614
2,160
-2.908( 7.842 )614
2,160-2.596( 7.943 )
614
2,160

Investment
2001
2000
11.850( 7.357 )
614
2,156
2.770
( 4.923 )
614
2,156
2.050
( 4.978 )
614
2,156

平成の大合併による地方財政への影響

－121－

0.814
( 6.254 )614
2,160-3.760( 4.766 )614
2,160-3.091( 4.814 )
614
2,160

Debt
2001

2000

3.972
( 6.132 )142,146-1.674( 4.476 )614
2,146-3.014( 4.513 )
614
2,146

0.708
( 5.673 )614
2,150-2.112( 4.160 )614
2,150-1.840( 4.200 )
614
2,150

Oct. 7, 201636 / 39

Placebo test: Subordinate partner (B)Total expenditure
2001
2000
Nearest Neighbor
On support: TreatedControlRadiusOn support: TreatedControl
Kernel
On support: TreatedControl-0.070( 13.911 )
497
2,307
3.356
( 9.967 )
493
2,305
6.239
( 9.850 )
496
2,307

Hirota & Yunoue (Musashi U., U. of Hyogo)

Investment
2001
2000

6.052
( 12.790 )
497
2,311
3.969
( 9.144 )
493
2,309
4.681
( 9.025 )
496
2,311

-2.526( 8.076 )
497
2,307
4.538
( 5.782 )
493
2,305
4.481
( 5.715 )
496
2,307

2.794
( 7.054 )497
2,311-0.284( 5.637 )493
2,309-0.327( 5.568 )
496
2,311

平成の大合併による地方財政への影響

Debt
2001

2000

-3.548( 6.923 )
497
2,297
1.850
( 5.188 )
493
2,295
0.925
( 5.147 )
496
2,297

5.550
( 6.361 )
497
2,301
2.478
( 4.817 )
493
2,299
1.358
( 4.773 )
496
2,301

Oct. 7, 201637 / 39

All results: Subordinate partner model (A) and (B)
(A)
DID
PSM

PSM-DID

NN
Radius
KernelNN
Radius
KernelTotal Expenditure
FY2003
FY200233.432*** -4.964
34.761-13.565
72.719*** 32.468
47.135**10.16848.070*** -0.524
43.084***4.580
43.345***
4.525

Investment
FY2003
FY200220.817***6.629
25.567***9.812
27.453*** 11.736*
22.225***
7.108
29.979***12.26724.410***9.562*
24.588***9.763*Debt
FY2003
FY200217.675***1.748
19.678***5.837
22.277***9.354*
17.851***
5.460
17.880***4.099
14.012***0.628
12.669***-0.295NN
Radius
KernelNN
Radius
KernelTotal Expenditure
FY2003
FY200235.055***4.542
80.538**45.41469.323**33.34375.617*** 32.570
47.467*** 11.350
46.613*** 12.953
44.123*** 15.749

Investment
FY2003
FY200222.054***9.798*
25.752***8.902
30.360*** 16.588**
30.777*** 14.997**
24.733***12.76824.975*** 12.500**
24.960*** 13.759**

Debt
FY2003
FY200217.244***5.606
25.124*** 16.737**21.268*** 12.105**
21.864*** 12.598**
19.366***7.085
15.175***5.427
15.107***
6.272

(B)
DID
PSM

PSM-DID

Hirota & Yunoue (Musashi U., U. of Hyogo)

平成の大合併による地方財政への影響－122－

Oct. 7, 201638 / 39

Conclusion

We estimate common-pool problem with propensity scorematching with diﬀerence in diﬀerence method.
We ﬁnd well speciﬁed model.
Balancing property is satisﬁed.
Municipalities expense about 25 thousand yen more.
Additional expenditure is ﬁnanced by local debt.
The partners of merger should bear the burden.
The law of 1/n is observed in Japan with using therobust method.
This is the ﬁrst evidence of this ﬁeld.
Hirota & Yunoue (Musashi U., U. of Hyogo)

平成の大合併による地方財政への影響－123－

Oct. 7, 2016

39 / 39地公体向け貸出市場における寡占と公的金融の対抗力の検証－全 国 市 町 村 データを用 いた分 析－
琉球大学法文学部
石田三成
mishida@ll.u-ryukyu.ac.jp（未 定 稿 につき取 扱 注 意 ）1. はじめに地 方 公 共 団 体 の起 債 に対 する上 位 政 府 の関 与 が緩 和 されつつある。平 成 17 年 度 ま
では地 方 債 許 可 制 度 が施 行 されていたため，地 方 公 共 団 体 は地 方 債 の発 行 が原 則 として禁 じられており，上 位 政 府 の許 可 がなければ地 方 債 を発 行 できなかった。しかし，地 方
債 許 可 制 度 の廃 止 を謳 った地 方 分 権 推 進 委 員 会 第 2 次 勧 告 を受 けて，平 成 18 年 に地方 債 協 議 制 度 が導 入 された。これにより地 方 債 の発 行 は原 則 自 由 化 され，実 質 公 債 費
比 率 が 18%未 満 等 の一 定 の条 件 を満 たす団 体 であれば，上 位 政 府 との協 議 を経 る必 要
はあるものの，その同 意 が得 られなくとも起 債 が可 能 となった 。また，平 成 24 年 には地 方
債 協 議 制 度 の一 部 が見 直 され，実 質 公 債 費 比 率 が 16%未 満 （平 成 24 年 度 は 14%未満 ）等 の条 件 を満 たす団 体 は，上 位 政 府 と協 議 をせずとも，事 前 に届 け出 ることで民 間 資
金 を調 達 できるようになった。これら一 連 の施 策 を評 価 するならば，健 全 な団 体 の自 主 性を尊 重 し，制 度 面 から起 債 を容 易 にする取 り組 みだと言 えるだろう。
地 方 債 を引 受 先 で区 分 するならば、地 方 債 は公 的 資 金 と民 間 等 資 金 のふたつに大 別される。前 者 は地 方 財 政 法 施 行 令 第 18 条 の 2 各 号 で規 定 される資 金 のことで、財 政 融
資 資 金 、地 方 公 共 団 体 金 融 機 構 資 金 、国 や独 立 行 政 法 人 等 による貸 付 金 （国 の予 算
等 貸 付 金 ）から構 成 される。後 者 は公 的 資 金 以 外 の資 金 の総 称 であり、さらに民 間 等 資
金 は市 場 公 募 資 金 と銀 行 等 引 受 資 金 のふたつに細 分 される。市 場 公 募 資 金 は地 方 公
共 団 体 が公 募 により市 場 から直 接 的 に調 達 する資 金 で、銀 行 等 引 受 資 金 はそれ以 外 の
民 間 等 資 金 を指 す。
民 間 等 資 金 に焦 点 を当 てると、その引 受 先 は地 域 金 融 機 関 （地 方 銀 行 、第 二 地 方 銀
行 、信 用 金 庫 、信 用 組 合 、農 業 協 同 組 合 など）が中 心 ではあるが、地 域 によって選 択 肢の多 さは異 なる。たとえば、政 令 市 および一 部 を除 く都 道 府 県 では銀 行 等 引 受 に加 えて、
市 場 公 募 による資 金 調 達 も行 っている。しかし、政 令 市 を除 いた市 町 村 では、民 間 等 資
金 といえば、事 実 上 、銀 行 等 引 受 に限 定 される。実 際 、平 成 25 年 度 決 算 をみると、発 行
額 に占 める銀 行 等 引 受 債 の割 合 と市 場 公 募 債 の割 合 は、都 道 府 県 で 37.8%と 38.1％、
政 令 市 では 32.6%と 46.0%、政 令 市 を除 く市 町 村 では 31.2%と 0.4%であった。しかも、町村 部 では市 部 と比 較 して金 融 機 関 が少 ないため、借 入 先 の選 択 肢 はより一 層 狭 まるだろう。そうした地 域 では、将 来 負 担 を軽 減 するようために、入 札 や見 積 合 わせといった競 争－124－

的 な資 金 調 達 を行 ったとしても、金 融 機 関 の寡 占 によって不 利 な条 件 で借 り入 れることを強 いられる可 能 性 がある。
むろん、地 方 公 共 団 体 は、市 中 銀 行 をはじめとする民 間 金 融 機 関 だけでなく、財 政 投
融 資 や地 方 公 共 団 体 金 融 機 構 からも資 金 を調 達 できる。公 的 資 金 は地 方 公 共 団 体 に低利 、長 期 かつ安 定 的 に資 金 を融 資 する役 割 が期 待 されている。もし、金 融 機 関 の寡 占 に
よって不 利 な条 件 で借 り入 れている地 方 公 共 団 体 に対 し、公 的 資 金 が重 点 的 に割 当 ててられているならば、公 的 資 金 は金 融 機 関 の疑 似 的 な競 争 相 手 、すなわち『対 抗 力 』として機 能 し、金 融 機 関 の寡 占 による弊 害 を軽 減 できるだろう。
こうした問 題 意 識 に基 づいた研 究 として石 田 （2014）がある。石 田 （2014）は北 海 道 内 の
市 町 村 において、銀 行 等 引 受 債 の金 利 に地 域 間 格 差 が存 在 することを示 した。そして、
入 札 や見 積 合 わせなど競 争 的 な選 定 を経 て銀 行 等 引 受 資 金 を調 達 することによって金利 を引 き下 げられること、公 的 資 金 にアクセスしやすい地 域 ほど金 融 機 関 の寡 占 による弊害 を軽 減 できることを定 量 的 に明 らかにした。
しかし、石 田 （2014）の分 析 には大 きくふたつの課 題 がある。ひとつは、分 析 対 象 が北 海
道 内 の市 町 村 に限 定 されていたため、他 の都 道 府 県 でも同 様 の結 果 が得 られるかが定 かではないことである。もうひとつは、石 田 （2014）は、銀 行 等 引 受 資 金 の金 利 を主 に需 要 側である地 方 公 共 団 体 の要 因 によって説 明 しようとしているため、金 融 機 関 同 士 の競 争 環
境 や供 給 側 である金 融 機 関 の要 因 を十 分 に考 慮 できていないことである。地 域 の貸 出 市
場 における金 融 機 関 の寡 占 の問 題 は、地 域 金 融 の分 野 で多 くの蓄 積 があり、日 本 国 内 を
対 象 にした分 析 に限 っても、Kano and Tsutsui (2003)、中 田 ・安 達 （2006）、安 孫 子（2007）などの先 駆 的 な研 究 が存 在 する。それらにおおむね共 通 しているのは、(1) 地 域
単 位 で民 間 金 融 機 関 の貸 出 金 利 が異 なること、(2) 資 金 の需 要 側 の要 因 をコントロール
しても、金 融 機 関 同 士 の競 争 環 境 や金 融 機 関 の経 営 状 態 の違 いが金 利 に影 響 を与 えていることである。ただし、これらの研 究 は、データの制 約 により、金 利 といっても、各 地 域 金融 機 関 のある時 点 の平 均 的 な貸 出 金 利 、あるいは各 企 業 のある時 点 の平 均 的 な借 入 金
利 を利 用 しており、石 田 （2014）のように、個 々の契 約 条 件 （貸 主 、借 主 、貸 付 日 、貸 付 金
額 、元 本 返 済 の方 法 など）の違 いが金 利 に与 える影 響 を見 ているわけではない。
そこで、本 稿 では地 域 金 融 の分 野 における蓄 積 を踏 まえつつ、平 成 20 年 度 から平 成
25 年 度 までに市 町 村 が起 債 した銀 行 等 引 受 債 を対 象 として、(1) 銀 行 等 引 受 債 を起 債するにあたり、金 融 機 関 同 士 の競 争 が激 しい地 域 ほど、金 融 機 関 の交 渉 力 が弱 まるため、銀 行 等 引 受 債 の金 利 が低 下 する、(2) 公 的 資 金 のウェイトが高 い地 域 ほど、金 融 機
関 の寡 占 の弊 害 が小 さくなるため、銀 行 等 引 受 債 の金 利 が低 下 する、(3) 銀 行 等 引 受 債の金 利 は借 入 先 金 融 機 関 の経 営 状 況 に左 右 されるという 3 つの仮 説 の当 否 を定 量 的 に
検 証 する。
本 稿 の構 成 は以 下 のとおりである。続 く第 2節 では、市 町 村 に対 する公 文 書 開 示 請 求や情 報 提 供 依 頼 を通 じて入 手 した銀 行 等 引 受 債 の起 債 条 件 を概 観 する。第 3節 では、銀行 等 引 受 債 の金 利 に地 域 間 格 差 が存 在 することを確 認 する。第 4節 では、上 述 した3つの仮 説 を検 証 する。最 終 節 はまとめである。

－125－

2. 銀 行 等 引 受 債の起 債 条 件
個 々の地 方 公 共 団 体 の地 方 債 関 連 データは『地 方 債 統 計 年 報 』、『市 町 村 別 決 算 状
況 調 』、『地 方 財 政 状 況 調 査 』などでも得 られるが、これらの統 計 資 料 では、ある程 度 集 計されたデータしか公 表 されない。著 者 の知 る限 り、地 方 債 一 本 （一 契 約 ）ごとの利 率 、発 行
額 、引 受 先 といった詳 細 な起 債 条 件 を確 認 できるようなデータベースは存 在 しないようである。そこで、全 国 の市 町 村 に対 して公 文 書 開 示 請 求 あるいは情 報 提 供 依 頼 を行 い、地方 債 一 本 ごとの起 債 条 件 が記 された資 料 と見 積 合 わせや入 札 等 の実 施 状 況 に関 する資料 を収 集 した。ただし、住 民 以 外 に公 文 書 開 示 請 求 権 を与 えていない、または、民 間 金
融 機 関 から借 り入 れていないといった理 由 により、実 際 に収 集 できたのは1,142市 町 村 、合 計 50,150本 の銀 行 等 引 受 債 （民 間 金 融 機 関 からの借 入 のみで共 済 資 金 等 は含 まれない）に関 する資 料 である。なお、対 象 期 間 は平 成 20年 度 から平 成 25年 度 の6年 間 で、会計 の範 囲 は一 般 会 計 と特 別 会 計 である。以 下 では、開 示 請 求 等 を通 じて得 られたデータ
を概 観 する。
まず、起 債 月 次 について見 てみると、1 月 が 298 本 （全 体 に占 める割 合 は 0.6%）、2 月が 510 本 （同 1.0%）、3 月 が 18,276 本 （同 36.4%）、4 月 が 2,743 本 （同 5.5%）、5 月 が24,819 本 （同 49.5%）、6 月 が 125 本 （同 0.2%）、7 月 が 60 本 （同 0.1%）、8 月 が 86 本
（同 0.2%）、9 月 が 1,907 本 （同 3.8%）、10 月 が 289 本 （同 0.6%）、11 月 が 552 本 （同1.1%）、12 月 が 485 本 （同 1.0%）で、3 月 と 5 月 の起 債 だけで全 体 の 85.9%を占 める。起債 が 3 月 と 5 月 に集 中 している理 由 として、3 月 が会 計 年 度 の最 終 月 であり、5 月 が出 納
整 理 期 間 の最 終 月 であることから、支 出 の確 定 する 3 月 または 5 月 に合 わせて資 金 を確
保 する必 要 があること、利 子 負 担 を軽 減 させるために起 債 を可 能 な限 り繰 り下 げていることなどが挙 げられる。
つぎに、償 還 方 法 は、満 期 一 括 償 還 が 574 本 （全 体 に占 める割 合 は 1.1%）、半 年 賦
元 金 均 等 償 還 が 40,386 本 （同 80.5%）、半 年 賦 元 利 均 等 償 還 が 8,924 本 （同 16.5%）、
年 賦 元 金 均 等 償 還 が 519 本 （同 1.0%）、年 賦 元 利 均 等 償 還 が 152 本 （同 0.3%）、その他 ・不 明 が 225 本 （同 0.4%）であった 1 。市 場 公 募 債 では満 期 一 括 償 還 が採 用 されてお0 F

り、定 時 償 還 方 式 は皆 無 であるが、銀 行 等 引 受 債 では定 時 償 還 方 式 が主 流 となっている。
償 還 年 限 は、3 年 以 下 が 2,331 本 （同 4.6%）、3 年 超 5 年 以 下 が 5,042 本 （同 10.1%）、
5 年 超 7 年 以 下 が 2,533 本 （同 5.1%）、7 年 超 10 年 以 下 が 18,966 本 （同 37.8%）、10
年 超 12 年 以 下 が 2,790 本 （同 5.6%）、12 年 超 15 年 以 下 が 9,176 本 （同 18.3%）、15 年
超 20 年 以 下 が 8,137 本 （同 16.2%）、20 年 超 25 年 以 下 が 849 本 （同 1.7%）、25 年 超が 299 本 （同 0.6%）、その他 ・不 明 27 本 （同 0.1%）である。なかでも、償 還 年 限 が 5 年 、10 年 、15 年 、20 年 の銀 行 等 引 受 債 が多 く、これらで 38,513 本 （同 76.8%）にのぼる。
金 利 方 式 は、固 定 金 利 が 34,990 本 （同 69.8%）、利 率 見 直 しが 14,968 本 （同 29.8%）、
その他 ・不 明 が 192 本 （同 0.4%）であった。
銀 行 等 引 受 債 の起 債 にあたり、入 札 や見 積 合 わせといった競 争 的 なプロセスを経 て調達 したものが 36,610 本 （全 体 に占 める割 合 は 73.1%）、競 争 的 なプロセスを経 ていないも

1

元利均等償還および元利均等償還の本数には、完全均等償還のほかヘビーテールの本数も含まれている。

－126－

のが 13,480 本 （同 26.9%）だったことから、民 間 等 資 金 の調 達 において入 札 や見 積 合 わ
せは一 般 的 だと言 える。むろん、地 域 によって入 札 や見 積 合 わせの実 施 状 況 は異 なり、
入 札 や見 積 合 わせの実 施 割 合 の高 い県 は、富 山 県 （100%）、佐 賀 県 （99.1%）、栃 木 県（98.7%）、鳥 取 県 （98.5%）、山 梨 県 （97.7%）の順 である。他 方 、入 札 や見 積 もり合 わせの実 施 割 合 が 低 い 県 は 、 秋 田 県 （ 25.8% ） 、 大 阪 府 （ 27.7% ） 、 山 口 県 （ 30.1% ） 、 徳 島 県（32.9%）、東 京 都 （37.8%）の順 である（各 都 道 府 県 の入 札 ・見 積 合 わせの実 施 割 合 は表
2 に記 載 ）。
競 争 的 なプロセスを経 た銀 行 等 引 受 債 に限 定 すると、入 札 や見 積 合 わせに参 加 した
金 融 機 関 数 （以 下 、入 札 等 参 加 金 融 機 関 数 ）は、3 社 以 下 が 5,071 本 （競 争 的 な選 定 を経 た 36,610 本 に占 める割 合 は 13.9%）、3 社 超 5 社 以 下 が 12,662 本 （同 34.6%）、5 社
超 7 社 以 下 が 10,111 本 （27.6%）、7 社 超 10 社 以 下 が 6,269 本 （17.1%）、10 社 超 12 社
以 下 が 1,463 本 （4.9%）、12 社 超 15 社 以 下 が 488 本 （1.3%）、15 社 超 が 546 本 （1.5%）である。入 札 等 参 加 金 融 機 関 数 の平 均 値 は 6.137 社 だが、町 村 部 よりも市 部 の方 が多 い
傾 向 にあり、市 部 の平 均 値 は 6.556 社 、町 村 部 の平 均 値 は 4.125 社 である。相 対 的 に町
村 部 よりも市 部 に多 くの金 融 機 関 が立 地 していることがこうした違 いが生 じさせていると考えられる。

3. 銀 行 等 引 受 債の金 利 の地 域 間 格 差
以 下 では、銀 行 等 引 受 債 の金 利 について検 討 するが、公 債 台 帳 や金 銭 消 費 貸 借 契
約 証 書 等 に記 載 されている金 利 をそのまま用 いることは適 切 ではないことに注 意 しなければならない。
第 1の理 由 は、異 時 点 間 で地 方 債 の金 利 が変 動 したとき、それが金 融 市 場 全 体 で生 じたショックに起 因 するものなのか、それとも地 方 債 市 場 で生 じたショックに起 因 するものなのかを十 分 に識 別 できないためである。一 般 に、前 者 の影 響 を取 り除 くために、10年 物 の国
債 金 利 を用 い、比 較 対 象 となる金 融 資 産 との金 利 スプレッドを計 算 することが多 い 2 。
1 F

第 2の理 由 は、償 還 方 法 、償 還 年 限 、金 利 方 式 などの差 異 に起 因 する金 利 変 動 を除去 する必 要 があるためである。上 述 のように、銀 行 等 引 受 債 はその起 債 条 件 が多 様 で地方 公 共 団 体 の資 金 需 要 に合 わせた設 計 が可 能 であることから、地 方 公 共 団 体 にとって重要 な資 金 調 達 手 段 として位 置 付 けられている。その一 方 で、その柔 軟 性 が横 並 びで比 較することを困 難 にさせている。たとえば、償 還 年 限 が同 じ10年 であっても、半 年 賦 元 金 均
等 償 還 と満 期 一 括 償 還 の銀 行 等 引 受 債 の金 利 を単 純 に比 較 しても、有 益 な示 唆 は得 られないであろう。
こうした問 題 に対 処 するため、本 稿 では、銀 行 等 引 受 債 の金 利 スプレッドを計 算 するにあたり、財 政 融 資 資 金 （以 下 、財 融 資 金 ）の貸 付 金 利 をベンチマークとして採 用 した
2

2 F

3 。そ

市 場 公 募 債 の 金 利 に 焦 点 を 当 て た 大 山 ・ 杉 本 ・ 塚 本 （ 2006） 、 石 川 （ 2007） お よ び 中 里（ 2008） で は 、 10 年 物 の 国 債 金 利 を 基 準 金 利 と し て 、 そ れ と 起 債 条 件 が ほ ぼ 同 じ と み な す
ことのできる市場公募債の金利スプレッドを求めたうえで分析を行っている。
3 財 政 融 資 資 金 の 貸 付 金 利 は 財 務 省 web site（ URL http://www.mof.go.jp/filp/reference/flf_int
erest_rate/index.htm、 平 成 28 年 9 月 1 日 時 点 ） を 、 財 務 省 web site に 掲 載 さ れ て い な い 古いデータは国立国会図書館インターネット資料収集保存事業でアーカイブされている財務
省 web site（ http://warp.da.ndl.go.jp/waid/1617） を そ れ ぞ れ 参 照 し た 。

－127－

の理 由 のひとつは、財 融 資 金 では元 金 均 等 ・元 金 均 等 の別 、年 賦 ・半 年 賦 の別 、借 入 年
数 ・据 置 年 数 の別 に応 じた金 利 が設 定 されており、銀 行 等 引 受 債 の起 債 条 件 と合 致 する
ケースが多 いためである。もうひとつは、財 融 資 金 は収 支 相 償 の原 則 を謳 っていることから、その貸 付 金 利 は、平 均 的 に見 れば満 期 変 換 を行 った国 債 の金 利 と同 等 とみなせるためである。
銀 行 等 引 受 債 の金 利 スプレッドを計 算 した結 果 が図 1 で示 されている。ただし、一 部 の
銀 行 等 引 受 債 では、起 債 条 件 がほぼ同 一 とみなせる財 政 融 資 資 金 の貸 付 金 利 がなかったことから、分 析 の対 象 から除 外 している。その結 果 、サンプルサイズは 37,643 に減 少 する。なお、金 利 スプレッドの単 位 はベーシスポイント（万 分 率 、bps）である。
《図 1 を挿 入 》
銀 行 等 引 受 債 の 金 利 ス プ レ ッ ド の 最 頻 値 は 0bps 以 上 10bps 未 満 で 、 平 均 値 は21.5bps である。37,643 本 の銀 行 等 引 受 債 のうち 28,983 本 （77.0%）で財 融 資 金 よりも高い金 利 で借 り入 れているが、100bp 以 上 の金 利 スプレッドが付 けられている銀 行 等 引 受 債
が 1,115 本 （3.0%）あり、非 常 に不 利 な条 件 で借 り入 れている団 体 も一 部 存 在 する。反 対に、財 政 融 資 資 金 の貸 付 金 利 よりも有 利 な条 件 が付 けられている銀 行 等 引 受 債 が 8,660
本 （23.0%）もあることは特 筆 に値 する。一 般 に、財 政 融 資 資 金 は国 債 金 利 との利 ざやをとらない収 支 相 償 の原 則 に基 づいて運 用 されていることから、財 政 融 資 資 金 の貸 付 金 利 よりも低 い金 利 で貸 し出 している金 融 機 関 は、平 均 的 に見 て国 債 よりも低 い金 利 で貸 し出 していることになる。
銀 行 等 引 受 債 の金 利 スプレッドを年 度 別 、都 道 府 県 別 でみてみよう。
まず、図 1 のデータを年 度 別 に分 割 したものが表 1 である。平 成 20 年 度 から平 成 25
年 度 にかけて、金 利 スプレッドの最 頻 値 、平 均 値 ともに平 成 20 年 度 が最 も高 いが、以 降 、
低 下 傾 向 にある。市 場 公 募 債 の金 利 スプレッドが平 成 20 年 のリーマンショック後 に上 昇 し、
それ以 降 は低 位 で推 移 しているが、それと軌 を一 にした動 きが銀 行 等 引 受 債 でも観 察 されている 4 。
3 F《表 1 を挿 入 》
続 いて、図 1 のデータを都 道 府 県 別 に分 割 したものが表 2 である。金 利 スプレッドの最頻 値 は、29 の府 県 が 0bps から 20bps の範 囲 にあるが、愛 媛 県 ではマイナス 30bps 以 上
マイナス 20bps 未 満 と最 も低 く、大 阪 府 と沖 縄 県 では最 も高 い 100bps 以 上 となっている。
また、金 利 スプレッドの平 均 値 は、30 府 県 で 10bps から 30bps の間 に収 まるが、長 野 県 のマイナス 2.4bps、栃 木 県 のマイナス 2.0bps のようにきわめて平 均 値 が低 い地 域 もあれば、
大 阪 府 の 93.8bps、沖 縄 県 の 77.9bps のように平 均 値 が非 常 に高 い地 域 もある。次 節 で
詳 しく検 証 するが、このような地 域 間 金 利 格 差 は、各 市 町 村 が競 争 的 に資 金 調 達 をしているか否 かに影 響 を受 けていると考 えられる。各 都 道 府 県 の平 均 金 利 と競 争 的 なプロセス
4

市 場 公 募 債 の 金 利 ス プ レ ッ ド の 推 移 は 江 夏 （ 2015） を 参 照 。

－128－

を経 た銀 行 等 引 受 債 の割 合 との相 関 係 数 はマイナス 0.453 で、1％有 意 水 準 で無 相 関 を棄 却 する。
《表 2 を挿 入 》
地 域 金 融 機 関 の 貸 出 金 利 は 地 域 間 で 格 差 が 見 られ る こと が 多 く の 先 行 研 究 （ Kano
and Tsutsui 2003、中 田 ・安 達 2006 など）で指 摘 されているが、銀 行 等 引 受 債 でも、償 還方 法 や償 還 年 限 などの違 いをある程 度 考 慮 した表 2 を見 るかぎり、金 利 スプレッドの地 域
間 格 差 の存 在 が推 察 される。安 孫 子 （2007）は沖 縄 県 内 に立 地 する銀 行 が少 ないことや
地 元 銀 行 の不 良 債 権 比 率 の高 さが同 県 の高 金 利 の要 因 であると指 摘 しているが、銀 行
等 引 受 債 においても、金 利 スプレッドの地 域 間 格 差 は資 金 の供 給 側 である金 融 機 関 の経
営 状 況 の差 異 によって説 明 できる可 能 性 がある。

4. 実 証 分 析
4.1.

データおよび仮 説

本 節 では、前 節 で紹 介 したデータと各 種 統 計 を用 いて、銀 行 等 引 受 債 の金 利 スプレッ
ドの決 定 要 因 を定 量 的 に明 らかにする。
まず、被 説 明 変 数 は銀 行 等 引 受 債 の金 利 スプレッドとし、前 節 と同 様 、銀 行 等 引 受 債の借 入 金 利 から、その起 債 条 件 （年 賦 ・半 年 賦 の別 、元 金 均 等 ・元 金 均 等 の別 、借 入 年
数 、据 置 年 数 ）と合 致 する財 政 融 資 資 金 の貸 付 金 利 を引 いた値 と定 義 する。ただし、一部 の銀 行 等 引 受 債 ではその起 債 条 件 に対 応 する財 政 融 資 資 金 がないため、推 定 ではそのような銀 行 等 引 受 債 のデータは使 用 しない。なお、対 象 とする期 間 は平 成 20年 度 から
平 成 25年 度 までの6年 度 分 である。
続 いて、説 明 変 数 および期 待 される符 号 条 件 について述 べる。
4.1.1. 金 融 機 関 同 士 の競 争 環 境 に関 する変 数
本 稿 で検 証 する第 1の仮 説 である金 融 機 関 同 士 の競 争 環 境 を規 定 する変 数 として、入
札 等 参 加 金 融 機 関 数 、非 競 争 的 資 金 調 達 ダミー、地 域 金 融 機 関 等 （第 一 地 方 銀 行 、第二 地 方 銀 行 、信 用 金 庫 、信 用 組 合 、労 働 金 庫 、農 協 ）の県 内 向 け貸 出 金 残 高 をもとに計算 した前 年 度 時 点 のハーフィンダール・ハーシュマン指 数 （以 下 、HHI）を用 いる。
入 札 等 参 加 金 融 機 関 数 は、見 積 合 わせへの参 加 を依 頼 された金 融 機 関 数 、または競争 入 札 に参 加 した金 融 機 関 と定 義 する。この数 が増 えれば、金 融 機 関 同 士 の競 争 が激化 するため、金 利 スプレッドは低 下 すると予 想 される。
非 競 争 的 資 金 調 達 ダミーは、入 札 や見 積 合 わせを実 施 せずに地 域 金 融 機 関 から借 り
入 れた銀 行 等 引 受 債 を1、それ以 外 を0とするダミー変 数 である。もし、入 札 等 を実 施 せずに地 域 金 融 機 関 から借 り入 れると、地 域 金 融 機 関 の交 渉 力 が強 まるため、金 利 スプレッド
は増 加 すると考 えられる。
HHIは、各 都 道 府 県 をひとつの市 場 をみなしたうえで、地 域 金 融 機 関 等 の県 内 向 け貸
出 金 残 高 の県 内 シェアの2乗 和 と定 義 する。県 内 向 け貸 出 金 残 高 は、地 方 銀 行 Ⅰ、地 方－129－

銀 行 Ⅱ、労 働 金 庫 および農 協 にあっては『金 融 マップ』に掲 載 されている県 内 向 けの貸 出
金 残 高 を使 用 する。ただし、信 用 金 庫 と信 用 組 合 については財 務 諸 表 に記 載 されている
貸 出 金 残 高 をそのまま利 用 した。これは、データの制 約 により、一 部 の金 庫 ・組 合 しか県
内 向 け貸 出 金 残 高 が分 からないためであり、信 用 金 庫 及 び信 用 組 合 は本 店 所 在 都 道 府
県 内 でしか貸 出 を行 っていないと仮 定 したことに等 しい。なお、推 定 では、当 該 地 方 公 共
団 体 の属 する都 道 府 県 のHHIを用 いる。HHIが高 い都 道 府 県 ほど、潜 在 的 に地 域 金 融
機 関 の競 争 が弱 いと考 えられることから、金 利 スプレッドを引 き上 げる方 向 に働 くと予 想 される。
4.1.2. 公 的 資 金 に関 する変 数
第 2の仮 説 である公 的 資 金 の役 割 に関 する説 明 変 数 として、前 年 度 の普 通 会 計 の借入 総 額 に占 める公 的 資 金 のシェアと、公 的 資 金 のシェアにHHIを乗 じた交 差 項 を加 える。
一 般 に、公 的 資 金 の金 利 は銀 行 等 引 受 債 のそれよりも低 いことから、公 的 資 金 へのア
クセスが容 易 な地 域 では、民 間 金 融 機 関 はより低 い金 利 を付 けなければ貸 出 先 を奪 われる可 能 性 がある。公 的 資 金 が民 間 金 融 機 関 同 士 の競 争 の弱 い地 域 へ重 点 的 に割 り当 てられており、『対 抗 力 』を発 揮 しているならば、少 なくとも、公 的 資 金 とHHIの交 差 項 はマイナスになると推 測 される 5 。
4 F

4.1.3. 金 融 機 関 の経 営 環 境 に関 する変 数
第 3の仮 説 である金 融 機 関 の経 営 状 況 を表 す変 数 として、借 入 先 金 融 機 関 の前 年 度における預 金 金 利 、預 貸 率 および不 良 債 権 比 率 のほか、メガバンクダミーを採 用 する。
預 金 金 利 は、借 入 先 金 融 機 関 の前 年 度 中 の預 金 利 息 の支 払 いを前 年 度 末 の預 金 残
高 で除 した値 と定 義 する。高 い資 金 調 達 コストに直 面 している金 融 機 関 は、一 定 の利 鞘を確 保 するためには貸 出 金 利 を高 く設 定 するはずである。したがって、預 金 金 利 にかかる係 数 は正 値 をとることが予 想 される。
預 貸 率 は、借 入 先 金 融 機 関 の前 年 度 末 の貸 出 残 高 を預 金 残 高 と譲 渡 性 預 金 残 高 の合 計 額 で割 った値 をいう。預 貸 率 が高 い金 融 機 関 は、そうでない金 融 機 関 と比 べて、貸 し出 すことのできる資 金 量 が乏 しいため、貸 出 意 欲 が低 いと考 えられる。また、金 融 機 関 のなかでも、地 域 貢 献 を標 榜 する地 銀 や信 金 ・信 組 にとっては、預 貸 率 の高 低 は地 域 貢 献のバロメータとみなされることがある 6 。預 貸 率 が低 い地 域 金 融 機 関 は、預 貸 率 を引 き上 げ
5 F

5公的資金のシェアが高くなるほど銀行等引受債の金利スプレッドが低下するという関係
は、ペッキングオーダー理論によっても説明できる。ペッキングオーダー理論とは、企業が資金を調達するにあたり、資金調達コストの最も低いものから順に選択しようとすること を い う 。 こ の 理 論 を 地 方 債 に 援 用 し た 土 居 （ 2008） の 議 論 を 踏 ま え る と 、 銀 行 等 引 受 債
よりも公的資金の利率のほうが低いとき、地方公共団体はまず公的資金から優先的に借り入れ、それでも資金が不足するとき、銀行等引受債を利率の低い順から借り入れようとする。したがって、公的資金を多く借り入れている団体ほど、金利の高い銀行等引受債の借入額を圧縮することができるので、銀行等引受債の金利も低下すると考えらえる。
6 経済財政諮問会議のもとに設けられた「成長資金の供給促進に関する検討会」では、特に地方圏における預貸率が低く、成長が見込まれるセクターに十分な資金が流れていない可能性があることが問題視されている。また、委員のひとりは、優良な貸出先がないために
地域金融機関の預貸率が低い水準に止まっている現状を解決する必要があると指摘した。

－130－

るために、多 少 低 利 であっても銀 行 等 引 受 債 を積 極 的 に引 き受 けようとする可 能 性 がある。したがって、預 貸 率 が低 い（高 い）金 融 機 関 ほど低 い（高 い）金 利 を付 ける傾 向 にあると考 えられ、預 貸 率 にかかる係 数 は正 値 となることが予 想 される。
不 良 債 権 比 率 は、借 入 先 金 融 機 関 の前 年 度 末 時 点 における金 融 再 生 法 上 の不 良 債
権 （要 管 理 先 債 権 、破 綻 懸 念 先 債 権 、実 質 破 綻 先 債 権 および破 綻 先 債 権 ）の額 を債 権
額 の合 計 （不 良 債 権 と正 常 債 権 の合 計 ）で除 した値 である。地 方 債 の安 全 性 の高 さを踏まえると、金 融 機 関 は民 間 企 業 ではなく地 方 公 共 団 体 へ融 資 することで不 良 債 権 比 率 の
悪 化 を抑 えることができるだろう。なかでも不 良 債 権 比 率 の高 い金 融 機 関 は、金 利 が多 少
低 かったとしても地 方 公 共 団 体 へ融 資 するインセンティブは高 いと考 えられる。したがって、不 良 債 権 比 率 にかかる係 数 はマイナスとなることが期 待 される。
4.1.4. その他 の変 数
上 記 以 外 の説 明 変 数 として、地 方 公 共 団 体 の財 政 状 況 に関 する変 数 、地 域 の経 済 状
況 に関 する変 数 、起 債 条 件 に関 する変 数 および年 度 ダミーを加 える。
まず、財 政 状 況 を表 す変 数 として前 年 度 の将 来 負 担 比 率 および実 質 公 債 費 比 率 を採用 する。大 山 ・杉 本 ・塚 本 （2006）、石 川 （2007）および中 里 （2008）では、財 政 状 況 が芳 しくない団 体 で市 場 公 募 債 の対 国 債 スプレッドが拡 大 することが示 されていた。本 稿 でもこれら一 連 の研 究 を踏 襲 し、地 方 公 共 団 体 の将 来 負 担 比 率 や実 質 公 債 費 比 率 が高 くなる
ほど、銀 行 等 引 受 債 の金 利 スプレッドが拡 大 すると予 想 する。
次 に、起 債 条 件 に関 する変 数 には、当 該 銀 行 等 引 受 債 の借 入 金 額 （対 数 表 記 ）および償 還 年 限 の2つを用 いる。借 入 金 額 の多 寡 は、借 入 金 額 に占 める事 務 コストの割 合 に
影 響 を与 えると思 われる。金 融 機 関 の提 示 する金 利 には、金 銭 消 費 貸 借 契 約 書 を作 成するための費 用 や地 方 公 共 団 体 の償 還 能 力 を測 定 するための費 用 といった起 債 事 務 に関 する費 用 も含 まれるが、その費 用 は借 入 金 額 の多 寡 にあまり影 響 を受 けないだろう。したがって、借 入 金 額 が多 くなると、借 入 総 額 に占 める起 債 事 務 コストの割 合 が低 下 し、金利 スプレッドも低 下 すると予 想 される。償 還 年 限 の差 異 は、平 均 償 還 年 数 の変 化 を通 じて．．
当 該 銀 行 等 引 受 債 の金 利 に影 響 を与 える。しかし、それと同 時 に、基 準 金 利 である財 融． ．．．．．．
資 金 の貸 付 金 利 も同 じ方 向 に変 化 するため、償 還 年 限 の長 短 が金 利 スプレッド に与 える
影 響 は定 かではない。
最 後 に、地 域 の経 済 状 況 およびマクロの金 融 環 境 の変 化 が地 方 債 全 体 に与 える共 通のショックを捉 えるため、対 数 変 換 された前 年 度 の一 人 当 たり県 内 総 生 産 と平 成 20年 度を基 準 とする年 度 ダミーを導 入 する。大 山 ・杉 本 ・塚 本 （2006）は、東 京 都 債 、大 阪 府 債 、
北 海 道 債 および横 浜 市 債 の対 国 債 スプレッドを対 象 に主 成 分 分 析 を行 い、対 国 債 スプ
レッドの変 動 の大 半 が地 方 債 全 体 に影 響 を与 える共 通 のショックによって説 明 できることを
指 摘 した。この知 見 を踏 まえると、銀 行 等 引 受 債 の金 利 スプレッドも地 方 公 共 団 体 向 け貸
出 市 場 における共 通 のショックを少 なからず受 けていることが予 想 されるため、各 年 度 にダ
ミー変 数 を設 けることで、共 通 のショックを捕 捉 することとする。
以 上 の被 説 明 変 数 および説 明 変 数 の定 義 、出 典 および記 述 統 計 量 は表 3の通 りである。なお、市 町 村 合 併 により前 年 度 の財 政 データを入 手 できなかったこと、借 入 先 のうち、

－131－

借 入 先 金 融 機 関 の財 務 諸 表 データを入 手 できたのが都 市 銀 行 、信 託 銀 行 、第 一 地 方 銀
行 、第 二 地 方 銀 行 、信 用 金 庫 、信 用 組 合 および労 働 金 庫 に限 定 されたこと、次 小 節 で述べるように、級 内 平 均 からの差 分 を利 用 して推 定 する必 要 があったため、2本 以 上 の銀 行
等 引 受 債 を起 債 している地 方 公 共 団 体 のデータを利 用 したことから、推 定 で用 いるデータのサンプルサイズは28,101に減 少 する。
4.2. 推 定
本 小 節 では 3 つの仮 説 の当 否 を確 かめるため、前 小 節 で紹 介 したデータを用 い、(1) 式で示 される推 定 式 を推 定 する。
(1)𝑦𝑦𝑖𝑖𝑖𝑖𝑖𝑖 = 𝛼𝛼 + 𝜷𝜷𝒙𝒙𝒊𝒊𝒊𝒊𝒊𝒊 + 𝛾𝛾𝑖𝑖 + 𝜀𝜀𝑖𝑖𝑖𝑖𝑖𝑖(1) の左 辺 𝑦𝑦𝑖𝑖𝑖𝑖𝑖𝑖 は地 方 公 共 団 体 𝑖𝑖 の、起 債 年 月 日 𝑡𝑡 時 点 における、第 𝑘𝑘 番 目 の銀 行 等

引 受 債 の金 利 スプレッドである。添 字 𝑘𝑘 があるのは、同 一 の地 方 公 共 団 体 が同 じ日 に複数 の銀 行 等 引 受 債 を起 債 するためである。右 辺 第 1 項 の 𝛼𝛼 は定 数 項 で、第 2 項 の 𝜷𝜷 は係 数 ベクトル、 𝒙𝒙𝒊𝒊𝒊𝒊𝒊𝒊 は 𝑦𝑦𝑖𝑖𝑖𝑖𝑖𝑖 を説 明 する説 明 変 数 ベクトル（年 度 ダミーを含 む） 7 、第 3 項 の 𝛾𝛾𝑖𝑖
6 F

は個 別 効 果 、第 4 項 の 𝜀𝜀𝑖𝑖𝑖𝑖𝑖𝑖 は誤 差 項 である。

本 稿 のデータは、通 常 のパネルデータとは異 なり、同 一 主 体 ・同 一 時 点 に複 数 のデー

�𝒊𝒊 + 𝛾𝛾𝑖𝑖 + 𝜀𝜀̅𝑖𝑖 、ただし、𝑁𝑁𝑖𝑖 を団
タが存 在 することがあるため、(1) 式 から級 内 平 均 （𝑦𝑦�𝑖𝑖 = 𝛼𝛼 + 𝜷𝜷𝒙𝒙

�𝒊𝒊 = (1/
体 𝑖𝑖 の 銀 行 等 引 受 債 の 起 債 本 数 の 合 計 と す る と 、 𝑦𝑦�𝑖𝑖 = (1/𝑁𝑁𝑖𝑖 ) ∑𝑡𝑡 ∑𝑘𝑘 𝑦𝑦𝑖𝑖𝑖𝑖𝑖𝑖 、 𝒙𝒙

𝑁𝑁𝑖𝑖 ) ∑𝑡𝑡 ∑𝑘𝑘 𝒙𝒙𝒊𝒊𝒊𝒊𝒊𝒊 、𝜀𝜀̅𝑖𝑖 = (1/𝑁𝑁𝑖𝑖 ) ∑𝑡𝑡 ∑𝑘𝑘 𝜀𝜀𝑖𝑖𝑖𝑖𝑖𝑖 ）を控 除 し、個 別 効 果 を除 去 した(2)式 について、𝜀𝜀𝑖𝑖𝑖𝑖𝑖𝑖 −𝜀𝜀̅𝑖𝑖 の不 均 一 分 散 を考 慮 した最 小 二 乗 推 定 を行 う。

�𝒊𝒊 ) + (𝜀𝜀𝑖𝑖𝑖𝑖𝑖𝑖 − 𝜀𝜀̅𝑖𝑖 )𝑦𝑦𝑖𝑖𝑖𝑖𝑖𝑖 − 𝑦𝑦�𝑖𝑖 = 𝜷𝜷(𝒙𝒙𝒊𝒊𝒊𝒊𝒊𝒊 − 𝒙𝒙(2)

表 4 は (2) 式 を推 定 した結 果 が示 されている。なお、同 表 のモデル 1 はすべてのサン
プルで推 定 したとき推 定 結 果 である。モデル 2 からモデル 4 はそれぞれ、サンプルを政 令
市 、一 般 市 、町 村 に限 定 して推 定 したときの推 定 結 果 を表 している。
《表 4 を挿 入 》
まず、第 1 の仮 説 である金 融 機 関 同 士 の競 争 環 境 に関 する変 数 について見 てみよう。
入 札 等 参 加 金 融 機 関 にかかる係 数 は、全 てのモデルで事 前 の予 想 どおり、負 値 かつ有意 な符 号 が得 られている。入 札 等 参 加 金 融 機 関 が 1 行 （社 ）増 えるにしたがい、金 利 スプ
レッドは、市 町 村 全 体 で約 1.28bps 縮 小 することが示 された。なお、政 令 市 では 0.32bps、
一 般 市 では 1.77bps、町 村 では 2.51bps 縮 小 することから、小 規 模 団 体 ほど入 札 等 参 加
7

地 方 公 共 団 体 𝑖𝑖 と 起 債 年 月 日 𝑡𝑡 が 同 一 年 度 に 属 す る が 、 𝑘𝑘 だ け が 異 な る 銀 行 等 引 受 債 に つ
い て は 、 同 じ 値 の 説 明 変 数 が 対 応 す る 。 た と え ば 、 A 市 が 平 成 24 年 5 月 25 日 、 平 成 24 年
5 月 31 日 に 起 債 し た す べ て の 銀 行 等 引 受 債 に は 、 説 明 変 数 と し て 平 成 22 年 度 に お け る A
市の実質公債費比率が割り当てられる。

－132－

金 融 機 関 数 が増 えた と きの金 利 ス プレッドの 軽 減 効 果 は大 きい 。非 競 争 的 資 金 調 達 ダ
ミーの係 数 も、町 村 を除 いて、事 前 の予 想 と整 合 的 かつ有 意 な値 を得 られた。市 町 村 全
体 でみれば、仮 に入 札 や見 積 合 わせに参 加 する金 融 機 関 が 1 行 （社 ）しかなかったとしても 、 非 競 争 的 な 資 金 調 達 を 取 り や め る こ と で 約 16.7bps （ ≅ 15.447bps + 1.279bps ×
1 行 （社 ））の金 利 圧 縮 効 果 が見 込 まれる。

HHI の係 数 は、町 村 部 を除 き、有 意 な正 の値 が得 られており、地 域 金 融 機 関 の寡 占 が進 んでいる地 域 ほど銀 行 等 引 受 債 の金 利 が上 昇 する。特 に、政 令 市 における係 数 の値
は市 部 のそれの 10 倍 以 上 であり、地 域 金 融 機 関 の寡 占 の影 響 を最 も強 く受 けるのは政令 市 であることが明 らかとなった。ただし、本 稿 で採 用 した HHI は、県 外 から進 出 した金 融
機 関 が県 内 であまねく活 動 していることを暗 黙 の裡 に仮 定 しているため、町 村 部 で有 意 な
結 果 が得 られなかったのだと考 えられる。
第 2の仮 説 である公 的 資 金 の役 割 については、モデル1およびモデル3で公 的 資 金 のシェアにかかる係 数 が正 値 で有 意 、公 的 資 金 とHHIの交 差 項 にかかる係 数 が負 値 で有 意となった。この結 果 から、公 的 資 金 の民 間 資 金 に対 する『対 抗 力 』は、HHIが高 い県 の市
部 において強 く発 揮 されるといえる。推 定 された係 数 をもとに、公 的 資 金 のシェアが1％ポ
イント上 昇 したときの『対 抗 力 』効 果 を計 算 すると、HHI指 数 が標 本 最 小 値 のケース（HHI =0.065）では金 利 スプレッドが0.06bps拡 大 するが、HHI指 数 が標 本 平 均 値 のケース（HHI =0.216）では0.02bps、HHI指 数 が標 本 最 大 値 のケース（HHI = 0.436）では0.13bpsだけ金 利
スプレッドを圧 縮 する効 果 が見 込 まれる。ただし、上 記 の試 算 結 果 を踏 まえると、金 利 スプ
レッドの圧 縮 を図 るのであれば、公 的 資 金 等 のシェアを高 めるよりも、入 札 や見 積 合 わせを実 施 する、あるいはそれらに参 加 する金 融 機 関 数 を増 やすほうが効 果 的 な手 段 だといえる。
第 3の仮 説 である金 融 機 関 の経 営 状 況 を見 ると、多 くのモデルで預 金 金 利 は事 前 の予
想 とは反 対 の結 果 が得 られた。これは、会 員 である金 融 機 関 から高 い金 利 で預 金 を受 け
入 れる傾 向 にある系 統 中 央 機 関 や、預 金 の多 くが定 期 預 金 で構 成 されるような一 部 の特
殊 な金 融 機 関 が地 方 公 共 団 体 に低 利 で貸 し付 けていることが原 因 として挙 げられる。その一 方 で、預 貸 率 および不 良 債 権 比 率 は事 前 の予 想 とおおむね整 合 的 な符 号 が得 られた。金 利 スプレッドに対 する効 果 は、借 入 先 の金 融 機 関 の預 貸 率 が1%ポイント低 下 することで0.04bps～0.06bps、不 良 債 権 比 率 1%ポイント上 昇 することで0.26bps～0.69bps引 き下
げる程 度 である。見 方 を変 えれば、地 方 公 共 団 体 が入 札 等 を積 極 的 に行 っても、地 域 内の金 融 機 関 の多 くが(1) 既 に多 くの資 金 を貸 出 しており地 方 公 共 団 体 に融 資 できる十分 な資 金 量 を有 していない、(2) 地 域 金 融 機 関 の経 営 が健 全 な状 態 であり、リスクをとる
体 力 を持 ち合 わせている、といった場 合 、金 利 が高 止 まりし、金 利 引 き下 げ効 果 を減 殺 してしまう。そのような地 域 では、預 貸 率 が低 いまたは不 良 債 権 比 率 が高 い地 域 外 の金 融
機 関 にも入 札 や見 積 合 わせへの参 加 を呼 び掛 けることで、金 利 の引 き下 げ効 果 を狙 うことができるだろう。
金 利 スプレッドに影 響 を与 えうる上 記 以 外 の変 数 に目 を向 けよう。まず、財 政 状 況 を表す変 数 のうち、期 待 された符 号 でかつ有 意 な値 を得 た変 数 は将 来 負 担 比 率 のみであった。将 来 負 担 比 率 の改 善 は、当 該 地 方 公 共 団 体 の信 用 リスクを緩 和 させる働 きがあると
評 価 できる。他 方 で、実 質 公 債 費 比 率 は有 意 ではなかったが、これは実 質 公 債 費 比 率 が－133－

一 般 会 計 を対 象 とする健 全 化 指 標 であるのに対 し、本 稿 の銀 行 等 引 受 債 データが全 会
計 を対 象 としていたため、関 係 性 が薄 れてしまったと思 われる。
起 債 条 件 に関 連 する係 数 では、借 入 金 額 と償 還 年 限 にかかる係 数 は、事 前 に予 想 したとおりに負 値 で有 意 な結 果 が得 られた。前 者 の借 入 金 額 に関 しては、1 事 業 につき 1 本の地 方 債 で資 金 調 達 するのではなく、条 件 を揃 えられるのであれば複 数 の事 業 の資 金 を
1 本 の地 方 債 で賄 うことで金 利 を引 き下 げられる。むろん、複 数 の事 業 の資 金 を 1 本 の地
方 債 で賄 おうとすると、地 方 債 の管 理 が複 雑 になるという欠 点 はあるが、それを上 回 る金利 軽 減 効 果 が得 られるのであれば、起 債 の一 本 化 を検 討 する価 値 はあるだろう。後 者 の償 還 年 限 に関 しては、年 限 が長 くなるにつれて金 利 スプレッドが低 下 する理 由 として以 下が考 えられる。公 的 資 金 が低 利 ・長 期 の資 金 を供 給 する役 割 を担 っていることに鑑 みれば、
償 還 年 限 が長 くなるほど、地 方 公 共 団 体 が公 的 資 金 へアクセスすることは容 易 になる。民間 金 融 機 関 にとってみれば、償 還 年 限 の短 い銀 行 等 引 受 債 の競 合 相 手 は他 の民 間 金
融 機 関 が中 心 だが、償 還 年 限 が長 くなるにつれて公 的 資 金 が強 力 な競 合 相 手 となる。そのため、民 間 金 融 機 関 が年 限 の長 い銀 行 等 引 受 債 で高 い金 利 を提 示 することは難 しいと思 われる。

5. おわりに本 稿 では全 国 の市 町 村 を対 象 に、(1) 銀 行 等 引 受 債 を起 債 するにあたって、金 融 機
関 同 士 の競 争 が激 しくなるほど、金 融 機 関 の交 渉 力 が弱 まり、銀 行 等 引 受 債 の金 利 が低下 する、(2) 公 的 資 金 のウェイトが高 い地 域 ほど、金 融 機 関 の寡 占 の弊 害 が小 さくなるため、銀 行 等 引 受 債 の金 利 が低 下 する、(3) 銀 行 等 引 受 債 の金 利 は借 入 先 金 融 機 関 の経 営 状 況 の影 響 を受 ける、という3つの仮 説 の当 否 を実 証 的 に検 証 した。実 証 分 析 の結果 から、(1)と(3)の仮 説 が支 持 され、(2)の仮 説 は一 定 の条 件 下 においてのみ成 り立 つが、その効 果 は大 きくないことが示 された。本 稿 の分 析 結 果 、およびその政 策 的 含 意 は以 下の3点 に集 約 される。
第 1に、競 争 的 な資 金 調 達 と銀 行 等 引 受 債 の金 利 スプレッドの関 係 については、入 札
や見 積 合 わせに参 加 する金 融 機 関 数 が多 くなるほど、金 利 スプレッドは低 下 することが明らかとなった。市 部 では、地 域 内 に本 店 ・支 店 を置 く金 融 機 関 が多 いため、入 札 や見 積 合
わせといった競 争 的 な資 金 調 達 を行 うことにより、大 きな金 利 引 き下 げ効 果 の恩 恵 を受 ける。他 方 、町 村 部 では、地 域 内 に店 舗 を置 く金 融 機 関 があまり多 くないため、金 利 引 き下げ効 果 は期 待 できないように思 われるが、入 札 等 参 加 金 融 機 関 数 が1社 増 えたときの金
利 引 き下 げ効 果 は市 部 と比 べて大 きいことから、近 隣 地 域 の金 融 機 関 にも入 札 等 への参加 を呼 びかけることで、より一 層 の金 利 引 き下 げ効 果 を享 受 できるだろう。また、地 域 金 融
機 関 の寡 占 の弊 害 は市 部 、特 に政 令 市 で顕 著 に表 れていることが分 かった。
第 2に、公 的 資 金 については、地 域 金 融 機 関 の寡 占 が進 展 している地 域 では、公 的 資
金 が寡 占 の弊 害 を軽 減 していること、すなわち、公 的 資 金 の『対 抗 力 』の存 在 が認 められた。ただし、公 的 金 融 の『対 抗 力 』効 果 は、競 争 的 資 金 調 達 の効 果 と比 べると、大 きいとは言 えない。市 町 村 が競 争 的 な資 金 調 達 を行 うにしても、特 に町 村 部 ではその取 り組 みには限 界 があるだろう。現 在 、公 的 資 金 は資 金 調 達 能 力 の低 い地 方 公 共 団 体 のほか、国 の政 策 と密 接 な関 係 のある事 業 を実 施 している地 方 公 共 団 体 に配 分 されている。資 金 調 達－134－能 力 の高 い地 方 公 共 団 体 では、自 身 の努 力 で低 利 の銀 行 等 引 受 資 金 を調 達 できるのだから、仮 に国 の政 策 と密 接 な関 係 のある事 業 を実 施 していたとしても、そのような団 体 にまで公 的 資 金 を割 り当 てる必 要 性 は乏 しい。公 的 資 金 の効 率 化 や、公 的 資 金 と民 間 資 金との役 割 分 担 の明 確 化 の観 点 からすれば、事 業 内 容 によって公 的 資 金 を配 分 するのではなく、入 札 等 を実 施 しても限 界 のあるような地 域 に公 的 資 金 を集 中 させるべきではないだろうか。
第 3に、借 入 先 金 融 機 関 の経 営 状 況 は金 利 スプレッドに有 意 な影 響 を与 えており、預貸 率 が低 い、あるいは不 良 債 権 比 率 が高 い金 融 機 関 ほど低 い金 利 を提 示 する傾 向 が見られた。もし、地 域 に、預 貸 率 が高 い、あるいは不 良 債 権 比 率 が低 い金 融 機 関 しかいない
場 合 には、彼 らは地 方 公 共 団 体 向 けの貸 出 にあまり魅 力 を感 じておらず、金 利 は高 止 ま
りしてしまう。第 1の点 とも関 連 するが、地 方 公 共 団 体 向 け貸 出 に魅 力 を感 じているような地 域 外 の金 融 機 関 にも入 札 や見 積 合 わせに参 加 する機 会 を与 えることで、より有 利 な資
金 調 達 ができるだろう。
最 後 に、本 稿 に残 された課 題 として以 下 の3点 が挙 げられる。
ひとつは、資 金 調 達 の安 定 性 に関 する視 点 を加 えることである。本 稿 の関 心 はもっぱら
銀 行 等 引 受 債 の金 利 の高 低 にあったが、実 務 では、低 利 で資 金 調 達 することとならんで、
安 定 的 に資 金 調 達 をすることも重 要 である。入 札 や見 積 合 わせを徹 底 することで低 利 の
資 金 調 達 を実 現 できるが、安 定 的 な資 金 調 達 を困 難 にする可 能 性 がある。このような視点 を分 析 に加 味 すべきであると考 えられる。
もうひとつはデータの問 題 である。本 稿 では金 融 機 関 の経 営 指 標 として銀 行 、信 用 金
庫 、信 用 組 合 および労 働 金 庫 のデータを用 いた。しかし、市 町 村 における銀 行 等 引 受 資
金 の引 受 先 として農 協 は重 要 な地 位 を占 めているにも関 わらず、データの制 約 により、農協 を含 めた分 析 はできなかった。もし、銀 行 等 の金 融 機 関 と農 協 とで貸 出 行 動 に違 いがあるならば、農 協 を含 む金 融 機 関 のデータを拡 充 して再 度 分 析 を行 うことで、本 稿 とは異なる結 果 が得 られただろう。これらの点 については今 後 の研 究 課 題 としたい。

参考文献
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－136－

図 1：銀 行 等 引 受 債 の金 利 スプレッドの分 布 （全 体 ・平 成 20～25 年 度 ）表 1：年 度 別 に見 た金 利 スプレッドの分 布
金 利 スプレッド

2008 年 度 2009 年 度 2010 年 度 2011 年 度 2012 年 度 2013 年 度
0.4%
0.2%
0.8%
1.5%
2.8%
4.7%
10.7%
12.9%
15.9%
14.2%
11.7%
7.9%
5.2%
2.9%
2.8%
1.5%
3.7%

0.5%
0.5%
0.5%
1.9%
3.2%
7.3%
10.6%
11.2%
13.2%
12.2%
13.0%
9.8%
4.9%
3.6%
2.5%
1.1%
4.0%

1.0%
0.8%
1.6%
3.3%
6.0%
11.9%
16.9%
13.5%
11.7%
11.4%
8.0%
4.0%
2.8%
1.9%
1.1%
0.6%
3.4%

1.0%
1.0%
1.9%
5.3%
8.8%
14.2%
18.3%
15.0%
9.7%
9.9%
5.2%
2.5%
2.3%
1.0%
0.9%
0.4%
2.5%

0.8%
0.6%
1.6%
3.2%
6.8%
11.3%
20.6%
21.1%
13.2%
7.5%
3.9%
3.5%
1.4%
0.9%
0.7%
0.6%
2.3%

平均値

32.6 bps

32.2 bps

20.4 bps

13.7 bps

15.5 bps

5.5 bps

21.5 bps

本数8,751 本6,926 本5,406 本5,351 本5,643 本5,566 本37,643 本－50bps 未 満－50bps 以 上－40bps 以 上－30bps 以 上－20bps 以 上－10bps 以 上
0bps 以 上
10bps 以 上
20bps 以 上
30bps 以 上
40bps 以 上
50bps 以 上
60bps 以 上
70bps 以 上
80bps 以 上
90bps 以 上
100bps 以 上（注 ）網 掛 けの部 分 は最 頻 値 を意 味 する。

－137－

1.1%
1.1%
2.4%
7.6%
13.2%
16.9%
19.7%
14.5%
9.5%
6.7%
2.4%
1.7%
1.0%
0.6%
0.4%
0.2%
1.0%

全期間
0.7%
0.7%
1.4%
3.5%
6.3%
10.4%
15.5%
14.4%
12.6%
10.7%
7.9%
5.3%
3.2%
2.0%
1.6%
0.8%
3.0%

－138－

北海道
青森県
岩手県
宮城県
秋田県
山形県
福島県
茨城県
栃木県
群馬県
埼玉県
千葉県
東京都
神奈川県
新潟県
富山県
石川県
福井県
山梨県
長野県
岐阜県
静岡県
愛知県
三重県
滋賀県
京都府
大阪府
兵庫県
奈良県
和歌山県
鳥取県
島根県
岡山県
広島県
山口県
徳島県
香川県
愛媛県
高知県
福岡県
佐賀県
長崎県
熊本県
大分県
宮崎県
鹿児島県
沖縄県
全体

0bps
10bps 20bps 30bps 40bps
以上
以上
以上
以上
以上
12.0% 10.0% 11.2%
9.7% 11.9%
1.8% 15.4% 18.6% 23.4% 14.2%
13.1% 13.8%
6.8%
5.1%
6.7%
6.5%
4.1%
6.7% 10.4%
7.0%
8.2%
6.1%
9.9% 17.8% 13.5%
15.4% 16.1% 16.0% 14.1%
4.8%
19.7%
4.7%
8.3%
5.1%
5.8%
18.5% 18.2% 17.0% 14.0%
5.1%
17.2% 11.1%
8.5%
4.2%
3.1%
23.3%
7.4% 15.0%
5.4%
3.9%
22.9% 15.4%
9.8%
6.3%
3.8%
14.1% 11.8% 10.3% 11.5%
7.4%
14.5%
4.0% 13.7% 11.7% 16.5%
20.6% 12.6% 12.1% 10.4%
9.3%
13.1% 15.0% 12.5% 11.7%
6.7%
16.9% 30.2% 16.0%
6.5%
3.6%
26.3% 19.0% 17.1% 11.2%
8.0%
25.5% 19.4% 11.1% 17.2%
3.0%
22.3% 15.1% 22.0%
8.4%
8.1%
19.8% 13.0%
5.9%
2.8%
1.7%
26.4% 14.9% 10.9%
5.8%
3.3%
17.4% 13.6% 11.7% 10.0%
7.5%
19.7% 16.0%
9.5%
7.2%
4.0%
23.5% 25.9% 20.1%
6.3%
2.1%
15.7% 11.2% 12.3% 13.7% 11.5%
18.2% 18.9% 14.5% 10.8%
6.7%
3.6%
3.2%
3.5%
3.2%
2.8%
16.7% 15.5% 14.7% 11.1%
8.5%
6.4%
6.0%
5.4% 14.1% 17.1%
22.2%
9.7%
9.2% 16.8%
4.3%
17.0% 19.1% 16.3% 19.9% 12.3%
9.8% 15.8% 18.1% 23.5% 13.1%
9.6% 24.7%
8.9%
9.6%
8.9%
18.9% 18.3% 14.0% 13.3%
7.0%
9.0% 16.5% 20.8% 18.9% 21.0%
21.7% 25.4% 31.6%
8.8%
5.1%
21.0% 16.1% 19.0% 14.5%
6.5%
5.3%
9.9% 12.1% 12.1%
7.1%
20.1% 15.1% 14.5% 13.5% 11.8%
9.9% 22.4% 17.4% 11.8% 12.8%
0.9% 18.2% 15.9% 12.3% 13.6%
2.8% 20.5% 15.0% 17.5% 21.2%
19.9% 23.0% 14.3%
9.4%
5.5%
8.7%
9.9% 16.4% 18.4% 15.2%
27.3% 18.9% 12.1% 12.5%
8.0%
12.2% 16.7% 15.8% 13.8% 15.5%
2.9%
2.9%
7.3%
5.8%
6.6%
15.5% 14.4% 12.6% 10.7%
7.9%

50bps
以上
9.4%
9.6%
5.7%
10.0%
12.0%
2.1%
3.1%
0.9%
0.5%
0.1%
0.4%
7.6%
15.7%
6.1%
6.9%
0.6%
1.2%
1.9%
1.5%
1.0%
0.9%
4.0%
2.2%
0.9%
8.4%
3.6%
2.8%
3.8%
11.7%
2.7%
5.2%
5.4%
21.0%
8.5%
4.2%
3.4%
0.6%
1.9%
8.6%
12.0%
17.3%
14.5%
4.3%
10.3%
9.1%
7.8%
13.9%
5.3%

60bps 70bps
以上
以上
6.8%
6.1%
5.8%
4.6%
9.6%
3.3%
16.8%
6.5%
11.1%
3.8%
0.5%
0.6%
1.1%
0.0%
0.5%
0.3%
0.0%
0.0%
0.3%
0.0%
0.5%
0.2%
0.7%
0.0%
5.2%
5.2%
3.9%
2.0%
3.2%
2.0%
0.6%
1.0%
1.3%
0.2%
1.1%
2.2%
2.1%
0.6%
0.2%
0.0%
0.0%
0.1%
2.7%
2.7%
0.9%
0.2%
0.2%
0.4%
5.2%
3.5%
2.1%
1.8%
2.8%
4.1%
4.7%
3.2%
9.1%
4.7%
10.3%
4.9%
2.6%
4.2%
2.9%
1.9%
2.2%
1.8%
1.5%
0.8%
1.8%
0.9%
2.0%
0.3%
1.0%
0.0%
0.3%
0.3%
5.9%
2.3%
3.8%
1.7%
8.6%
3.6%
1.3%
0.5%
0.9%
0.7%
4.2%
2.2%
0.8%
3.0%
5.6%
3.3%
7.3%
5.8%
3.2%
2.0%

80bps 90bps 100bps
以上
以上
以上
5.8%
2.6%
2.7%
3.0%
1.5%
1.0%
1.3%
0.6%
6.0%
3.0%
2.2%
6.4%
0.1%
0.6%
0.8%
0.1%
0.3%
0.1%
0.2%
0.4%
0.2%
0.6%
0.1%
0.1%
0.0%
0.1%
0.1%
0.1%
0.1%
0.3%
0.0%
0.0%
1.8%
0.0%
0.0%
0.0%
2.4%
0.8%
3.6%
0.7%
1.5%
3.0%
2.7%
0.5%
0.6%
4.4%
0.0%
0.2%
0.1%
0.0%
0.1%
0.0%
0.0%
0.3%
0.0%
0.3%
0.0%
0.0%
0.1%
0.0%
0.0%
0.0%
0.0%
0.5%
0.9%
1.4%
0.3%
0.1%
0.1%
0.2%
0.0%
0.2%
5.1%
0.5%
1.9%
3.3%
0.8%
0.1%
6.4%
4.7% 54.4%
1.9%
2.4%
2.8%
4.4%
2.3%
0.3%
0.0%
0.5%
2.7%
0.7%
0.0%
0.3%
1.2%
1.0%
0.4%
0.7%
1.5%
0.4%
0.1%
0.1%
0.2%
0.9%
0.0%
0.0%
0.3%
0.3%
0.0%
0.0%
0.0%
1.6%
0.0%
0.0%
0.3%
3.3%
0.0%
1.3%
1.2%
0.5%
0.3%
6.8%
0.0%
1.4%
1.0%
3.1%
0.2%
0.3%
0.2%
0.3%
0.2%
0.0%
0.0%
0.4%
0.0%
0.4%
1.2%
0.8%
1.1%
4.4%
8.0% 32.8%
1.6%
0.8%
3.0%

表 2：都道府県別に見た金利スプレッドの分布（平成 20～25 年度）-50bps -50bps -40bps -30bps -20bps -10bps
未満
以上
以上
以上
以上
以上
0.3%
0.2%
0.5%
1.9%
3.0%
6.0%
0.0%
0.0%
0.3%
0.3%
0.1%
0.4%
1.6%
1.9%
4.5%
2.6%
8.4%
8.9%
2.2%
0.7%
1.9%
5.2%
4.3%
6.0%
1.3%
1.3%
1.5%
3.5%
4.7%
3.9%
1.4%
0.5%
0.3%
1.4%
6.3% 20.0%
1.6%
2.2%
4.5%
7.6% 19.2% 16.1%
0.0%
0.0%
1.8%
8.7%
9.1%
5.1%
1.0%
1.7%
2.9% 16.1% 16.1% 17.3%
1.0%
1.9%
4.7%
6.3% 11.3% 18.7%
1.7%
0.3%
0.9%
4.7% 12.6% 18.7%
0.2%
1.0%
1.5%
5.9% 12.3% 15.8%
0.0%
0.0%
0.4%
0.0%
0.8%
5.2%
0.2%
0.4%
0.0%
1.5%
3.3% 12.4%
1.8%
0.9%
2.8%
5.1%
7.1%
7.5%
0.0%
0.0%
0.6%
2.3%
5.7% 11.6%
0.0%
0.1%
0.2%
1.2%
1.9% 12.1%
1.1%
2.8%
0.8%
1.7%
3.3%
8.6%
0.9%
1.5%
1.5%
2.1%
2.4% 11.1%
1.3%
1.7%
3.7%
6.9% 17.9% 24.1%
3.3%
2.5%
3.0%
4.2% 10.5% 14.1%
0.1%
0.3%
0.6%
2.1%
7.9% 16.7%
2.1%
0.6%
1.8%
5.7% 10.3% 19.3%
0.4%
0.7%
1.3%
4.1%
3.0% 10.6%
0.1%
0.7%
0.4%
0.8%
1.8%
7.1%
0.8%
0.7%
1.3%
1.7%
4.3% 10.5%
0.2%
0.4%
0.9%
1.2%
2.1%
3.6%
0.1%
0.3%
0.5%
0.8%
3.1%
9.9%
0.0%
0.0%
0.0%
0.0%
3.4% 15.1%
0.0%
1.1%
0.5%
0.5%
5.4%
9.2%
0.0%
0.0%
0.2%
0.5%
0.5%
1.1%
0.2%
0.6%
0.0%
1.2%
0.4%
4.4%
1.1%
0.0%
0.0%
8.1%
0.4%
1.1%
0.6%
0.4%
0.3%
1.8%
5.2%
8.9%
0.0%
0.1%
0.0%
0.4%
0.4%
4.9%
0.0%
0.0%
0.0%
0.0%
0.3%
0.9%
0.0%
0.6%
0.3%
0.3%
6.8% 11.6%
1.5%
1.2%
7.7% 22.0% 13.6%
4.6%
0.3%
0.0%
0.0%
0.0%
0.7%
2.6%
0.0%
0.3%
1.1%
0.6%
0.8%
3.5%
0.0%
0.0%
0.0%
0.5%
0.0%
0.9%
0.1%
0.1%
1.0%
0.4%
0.1%
1.0%
0.1%
0.1%
0.2%
1.0%
5.8% 13.9%
0.0%
0.2%
1.4%
0.4%
3.8%
8.7%
0.0%
0.0%
0.0%
0.0%
0.4%
7.2%
0.4%
0.1%
1.2%
0.9%
1.1%
2.4%
0.0%
0.0%
0.0%
0.0%
0.7%
1.5%
0.7%
0.7%
1.4%
3.5%
6.3% 10.4%
本数

35.4 bps 2,412 本
38.3 bps
676 本
24.3 bps
687 本
36.7 bps 1,181 本
29.9 bps
867 本
12.8 bps
799 本
1.6 bps447 本
11.5 bps 1,504 本－2.0 bps
882 本
1.9 bps699 本
6.6 bps 1,935 本
10.0 bps 1,578 本
37.0 bps
248 本
25.2 bps
461 本
17.9 bps 1,738 本
15.6 bps
526 本
16.1 bps 1,049 本
13.8 bps
361 本
13.9 bps
332 本‐ 2.4 bps 1,871 本
1.7 bps759 本
18.1 bps 1,001 本
5.3 bps 1,518 本
11.0 bps
536 本
31.3 bps
948 本
18.8 bps
869 本
93.8 bps 1,265 本
27.4 bps 1,177 本
35.9 bps
298 本
25.7 bps
185 本
28.3 bps
612 本
28.8 bps
481 本
26.9 bps
271 本
18.5 bps
908 本
28.8 bps
667 本
21.4 bps
351 本
16.3 bps
310 本
1.4 bps323 本
29.7 bps
304 本
28.6 bps
944 本
41.1 bps
220 本
34.4 bps
836 本
15.8 bps
954 本
27.0 bps
505 本
21.7 bps
264 本
29.7 bps
747 本
77.9 bps
137 本
21.5 bps 37,643 本

平均値

競争的資金
調達の割合
57.1%
57.4%
85.8%
46.5%
25.8%
72.9%
81.2%
72.7%
98.7%
91.2%
87.2%
64.1%
37.8%
90.6%
68.2%
100.0%
92.7%
68.6%
97.7%
77.3%
85.2%
91.4%
68.6%
94.8%
87.0%
90.9%
27.7%
83.6%
54.0%
76.2%
98.5%
92.7%
82.9%
58.8%
30.1%
32.9%
96.2%
91.5%
57.2%
87.2%
99.1%
70.7%
96.2%
78.1%
89.6%
95.2%
66.5%
73.1%

表 3：変数の定義、出典および記述統計量
平均値 標準偏差
最大値
最小値
20.99333.873
銀行等引受債の借入金利－財政融資金貸付金利（単位はベー
金利スプレッド(a)
シス・ポイント）－115.000
210.500
4.658
3.933
入札等参加金融機 入札や見積合わせへの参加を依頼された金融機関数、または(a)
参加した金融機関数
関数
0.000
44.0000.276
0.447
非競争的資金調達 入札や見積合わせを経ずに民間金融機関から借り入れた場合(a)は1、それ以外は0
ダミー
0.000
1.000
0.216
0.065
当該地方公共団体が属する都道府県の HHI 指数。HHI は各地
HHI(b), (c), (d)域金融機関等の前年度末時点の県内貸出金シェアの 2 乗和
0.064
0.436
54.42625.940公 的 資 金 の シ ェ ア 前年度の借入総額（普通会計）に占める財政融資資金および地(e)
方公共団体金融機構資金のシェア
（%）
0.000
100.000
19.37910.984
借入先金融機関の前年度中の預金利息を前年度末（3 月末）に預金金利（bps）(b), (c)おける預金残高で割った値（単体ベース）
2.890
91.78064.37512.347
借入先金融機関の前年度末の貸出金残高を預金残高および譲預貸率（%）(b), (c)
渡性預金残高の合計額で割った値（単体ベース）
14.310105.900
4.705
3.097
借入先金融機関の前年度末（3 月末）時点の不良債権比率（単不良債権比率（%）(b), (c)
体ベース）
0.220
36.7300.033
0.178
借入先がみずほ、三菱東京 UFJ、三井住友、りそな、新生、あお
都市銀行等ダミー(a)
ぞら銀行または信託銀行ならば 1、それ以外は 0
0.000
1.000
101.599
66.015
将来負担比率
当該地方公共団体の前年度の将来負担比率(f)0.000 1237.600
12.7774.574
実質公債費比率
当該地方公共団体の前年度の実質公債費比率(f)－1.00042.1008.253
0.174
一 人 当 た り 県 内 総 当該地方公共団体が属する都道府県における前年度の一人当(g)
たり県内総生産を対数変換した値
生産（対数）
7.883
8.978
17.6821.822
借入金額（対数）
当該銀行等引受債の借入金額を対数変換した値(a)10.24724.63111.4555.338
償還年限（年）
当該銀行等引受債の償還年限
(a)
0.083
30.0000.177
0.381
2009 年 6 月 1 日から 2010 年 5 月 31 日までの起債であれば 1、2009 年度ダミー(a)
それ以外は 0
0.000
1.000
0.143
0.350
2010 年 6 月 1 日から 2011 年 5 月 31 日までの起債であれば 1、2010 年度ダミー(a)
それ以外は 0
0.000
1.000
0.157
0.363
2011 年 6 月 1 日から 2012 年 5 月 31 日までの起債であれば 1、2011 年度ダミー(a)
それ以外は 0
0.000
1.000
0.165
0.371
2012 年 6 月 1 日から 2013 年 5 月 31 日までの起債であれば 1、2012 年度ダミー(a)
それ以外は 0
0.000
1.000
0.164
0.370
2013 年 6 月 1 日から 2014 年 5 月 31 日までの起債であれば 1、2013 年度ダミー(a)
それ以外は 0
0.000
1.000
変数

定義

出典

（注 1）出典のうち、(a) は各市町村に対する公文書開示請求や情報提供依頼等により得られた資料である。なお、会計の範囲は一般会
計 お よ び 特 別 会 計 で あ る 。 (b) は 金 融 庁 web site 『 中 小 ・ 地 域 金 融 機 関 の 主 な 経 営 指 標 』（http://www.fsa.go.jp/policy/chusho/shihyou.html、金融庁 web site に掲載されていない古いデータは国立国会図書館インター
ネット資料収集保存事業でアーカイブされている金融庁ウェブサイト（http://warp.da.ndl.go.jp/waid/3473））である。(c) は各金融機関の財務諸表（銀行にあっては全国銀行協会ウェブサイト（http://www.zenginkyo.or.jp/）、信用金庫にあっては金融図書コン
サルタント社『全国信用金庫財務諸表』、信用組合にあっては同『全国信用組合財務諸表』、労働金庫にあっては各労働金庫のディスクロージャー誌）である。(d) は金融ジャーナル社『月間金融ジャーナル増刊号 金融マップ』各年版である。(e) は『地方財政状況調査』各年版である。(f) は『市町村別決算状況調』各年版である。(g) は内閣府『県民経済計算』である。
（注 2）サンプルサイズはすべて 28,101。

－139－

表 4：推定結果
モデル 1
モデル 2
モデル 3
モデル 4
市町村
政令市
一般市
町村
－1.279 *** －0.320 *－1.773 *** －2.511 ***入札等参加金融機関数(0.115)(0.167)(0.131)(0.825)*********15.44722.15812.4163.290
非競争的資金調達ダミー(1.074)(2.200)(1.189)(4.147)38.727 **409.395 ***31.919 *22.334HHI(15.950)(94.936)(18.216)(36.399)
0.091 *** －0.137
0.142 *** －0.123 *公的資金のシェア（%）(0.029)(0.203)(0.032)(0.066)－0.515 ***0.904－0.698 ***0.302
公的資金のシェア×HHI(0.122)(0.773)(0.133)(0.295)－0.174 *** －0.122 **－0.173 ***0.009
預金金利（bps）(0.024)(0.053)(0.029)(0.081)
0.044 *** －0.012
0.056 *** －0.036
預貸率（%）(0.014)(0.067)(0.015)(0.038)－0.336 *** －0.608－0.263 *** －0.694 ***不良債権比率（%）(0.056)(0.400)(0.063)(0.122)19.252 ***4.820
20.525 ***59.463 ***都市銀行等ダミー(1.494)(3.555)(1.812)(9.048)
*
*
0.018
0.042
0.022
0.014
将来負担比率(0.011)(0.060)(0.013)(0.018)0.130－0.1040.123
0.264
実質公債費比率(0.129)(0.850)(0.151)(0.266)6.704 ***
6.308
7.008 *** －1.641
一人当たり県内総生産（対数）(1.665)(5.350)(1.775)(9.446)－0.767 ***0.140－0.712 *** －1.410 ***
借入金額（対数）(0.082)(0.399)(0.089)(0.233)******－1.0500.213－1.040－1.305 ***
償還年限（年）(0.033)(0.194)(0.036)(0.090)1.574 *** －4.270 *
1.986 *** －0.892
2009 年度ダミー(0.438)(2.240)(0.485)(1.186)－11.221 *** －17.308 *** －11.295 *** －9.548 ***2010 年度ダミー(0.549)(2.605)(0.625)(1.466)－17.843 *** －28.055 *** －17.921 *** －13.248 ***2011 年度ダミー(0.689)(3.042)(0.806)(1.822)*********－16.115－26.060－15.981－11.531 ***2012 年度ダミー(0.789)(3.169)(0.932)(2.149)－23.746 *** －30.925 *** －24.820 *** －18.716 ***2013 年度ダミー(0.870)(3.802)(1.031)(2.385)
修正済み決定係数
0.301
0.413
0.309
0.264
サンプルサイズ28,101
1,001
22,843
4,257（注 1）かっこ内の数値は標準誤差である。
（注 2）***は 1%有意水準、**は 5%有意水準、*は 10%有意水準で帰無仮説を棄却したことを意味する。
被説明変数：銀行等引受債の金利スプレッド（bps 単位）

－140－

1

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－141－

3

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－142－

5

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－143－

7

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－144－

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－145－

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－146－

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22

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－151－

23

ཧ⪃ᩥ⊩
Kano, M. and Y. Tsutsui (2003) “Geographical Segmentation in Japanese Bank Loan Markets,”
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－153－

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－179－

8

11
6

第２章
参

考

資

料

ᇌढඨి๒દ॑๷Ѣৃ‫ڰ‬ᇌढѢଘ೎џјињȻဓౖϨϮ໩Ϯैϧϯ໘ȻೳჃஶ૛૓৪౗ࣅદ෎ഠ‫ݡݡ‬ෙးਨȻഠ ௑ ࣀ નȻ Ȼ

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