地方議会の議員報酬の規定要因

地方議会の議員報酬の規定要因

一
データと方法仮説

はじめに――市区町村議会データに基づく実証的検討――

二（一）データ三

分析結果（二）分析手法（一）首長給与連動・類似団体方式の全体像

四（二）議員報酬の水準の規定要因
結論

はじめに

（三）議員報酬の変化の規定要因
五

一

築

山

宏

樹

本稿は、地方議会の議員報酬の規定要因を、市区町村議会の議員報酬データから明らかにすることを目的とし

283

（

（

第二に、現職議員の再選の観点では、議員報酬の水準を高めると、次回選挙で再選されることの金銭的便益が）。その因果経路や影響の良し悪しは様々であるが、政治家に対する報酬設計は、民主主義のand Nannicini 2013

する結果、効率性の高い行政運営が行われやすくなる、という構成比効果の存在を見出している （ Gagliarducci

用することで、両効果の分離を図った上で、市長の報酬額の非連続な上昇によって、教育年数の長い市長が増加

リアの市長データを用いた研究では、自治体規模の閾値における報酬額の非連続な変化と、市長の任期制限を利る誘因効果 （ incentive effect）が強まる。実証上、構成比効果と誘因効果を分離することは容易でないが、イタ

大きくなるために、任期中によりよい業績を残して再選を目指す誘因が生じる。すなわち、政治家の再選に対す（284

たものである。一般に、有権者によって選出された代表者が政策決定を行う代議制民主主義の枠組みでは、代表者 ― す な わ ち 政 治 家 の 報 酬 を い か に 設 計 す る の か が 重 要 な 問 題 と な る。 そ も そ も、 議 員 の 専 門 職 業 化）を進めて、議員に大きな役割を担わせようとするならば、職業として議員活動に専従する
professionalization

（

（

（

（

果 （ composition effect）を機能させるには、相応の議員報酬が用意される必要がある。

（）
。政治家という職業に有為な人材が惹きつけられることで、能力の高い政治家が増えるという構成比効al. 2016（

会費用が低下するので、高学歴であるなど、能力のある候補者の選挙への参入を促しやすくなる （ Atkinson et

まる可能性がある。また、同様に、政治家になることの便益が高まると、職業選択として政治家を選ぶことの機

候補しやすくなると考えられる （ Osborne and Slivinski 1996）
。つまり、議員報酬が高いほど、選挙の競争性が高なることの金銭的・非金銭的便益 （Ｂ）が大きいほど、選挙に出馬することの期待効用が高まるので、市民が立

たとえば、第一に、市民の立候補行動をモデル化する市民・候補者モデルによれば、議員報酬を含む政治家に

政治家に支払う報酬水準の如何が、民主主義の機能を左右する可能性についても考慮されなければならない。

のに十分な報酬が必要になるだろう （ Squire 1992）
。また、その場合も、単に彼らの生活保障の面だけでなく、（法学研究 93 巻 1 号（2020：1）

地方議会の議員報酬の規定要因

機能に少なからぬ影響を与えるものである。

この点、日本の地方議会の事例でも、議員報酬の選挙上・立法上の影響に関する実証研究が進みはじめている。

たとえば、長野 （二〇一九）は、全国の町村議会に対するアンケート調査の結果から、議員報酬が低い町村議会

では、直近の一般選挙が無投票当選になりやすい傾向があることを明らかにしている。築山 （二〇一九）も同様に、市町村議会議員選挙データに基づく分析から、社会経済変数の影響を考慮しても、町村議会では、議員報酬が低下するほど、無投票当選の発生確率が上昇しやすいとする。また、市議会データを用いて、市町村合併と議会の立法パフォーマンスの関連を検証した Suzuki and Ha（ 2018）では、議員報酬が高い市議会では、政策的な（ （議員提案条例の成立数が増加するという分析結果が示されている。日本の地方議会の議員報酬の影響については、

特に町村議会の議員報酬の低さが問題化していることもあり （全国町村議会議長会二〇一九）、今後も研究上の関心が持たれるところである。

一方で、このような議員報酬がいかなるメカニズムによって決まっているのかは、歴史的な経緯に関する優れた整理があるが （堀内二〇一六）、実証上、明らかでない部分も多い。たとえば、地方議会の議員報酬は自治体間でどれほど異なるのか、また、その水準差はいかなる要因によって決まるのかといった問題について、特に市区町村議会レベルでの実証的検討は少ない。今後、地方議会の議員報酬の設計を再考するにあたり、議員報酬の規定要因の実態を理解することは、制度提言上、意義深いものである。

そこで、本稿では、二〇一一年から二〇一六年までの全国市区町村議会の議員報酬データを用いて、地方議会の議員報酬の規定要因を分析することを試みていく。特に、各議長会が提示した首長給与に連動する報酬標準や、

相互参照に基づく類似団体との横並び調整などの行政的要因に着目し、これらの影響力の強さを明らかにしていく。続く第二節では、既存研究の知見に依拠しながら、地方議会の議員報酬の規定要因に関する仮説を提示する。

285

（

286

第三節では、それらの仮説を検証するためのデータと方法を提示した上で、第四節では、実際の分析結果につい仮説て議論していく。第五節では、本稿で明らかになった知見に基づいて、地方議会改革に対する含意を探っていきたい。

二

議 員 報 酬 の 影 響 に 関 す る 研 究 の 厚 み に 比 し て、 議 員 報 酬 の 規 定 要 因 に 対 す る 研 究 関 心 は 必 ず し も 強 く な い。

（ 2008）は、三五カ国の国会データと、四カ国の州議会データを用いて、経済規模の大きい地域では議員
Squire

報酬も高まりやすいという単純な相関を確認している。また、 Mause（ 2014）は、ＥＵ二七カ国の国会データの分析から、議員報酬の決定が独立機関によって行われる場合、議員報酬が抑制されやすいこと、裏を返せば、議会が自ら議員報酬を決定できる制度環境においては、議員報酬が増加しやすいことを明らかにしている。

同様に、日本の地方議会の議員報酬についても、いくつかの実証研究の例がある。まず、伊藤 （二〇一九）は、

都道府県議会の議員報酬手当等を取り上げて、財政力指数や一般職・一般行政職平均給与との相関が強いこと、また、議員報酬手当等と議員平均年齢が相関することを確認している。一方、市区町村議会の事例では、伊藤の分析では、市町村合併や議会改革などの要因の影響に着目するものが多く、議員報酬の水準そのものを説明すを検証した上で、議員報酬に対してはそのような関係が見られないとしている。上記の通り、基礎自治体レベル〇一七）は、市町村議会のデータに基づき、議会改革の進展に応じて、議員定数・議員報酬が引き下げられるかよる自治体規模の増大に伴い、平均報酬月額が上昇する傾向にあることを確認している。また、木下・加藤 （二（二〇一六）が、平成の大合併前後での議員定数・報酬の変化について検討しており、合併自治体では、合併に法学研究 93 巻 1 号（2020：1）

地方議会の議員報酬の規定要因

ることに主立った関心が向けられている訳ではない。

この点、日本の地方議会の議員報酬の実態について極めて示唆的な研究を行っているのが、地方議会の議員報

酬の歴史的展開を整理した堀内 （二〇一六）である。堀内 （二〇一六）によると、一九六〇年代の高度経済成長

期、全国の地方議会で任意による （いわゆる「お手盛り」による）議員報酬引き上げの動きが問題化しはじめたために、自治省がその抑制策を講じるという応酬が続き、その過程において、今日に至る地方議会の議員報酬水準の枠組みが形成されるようになったという。

特に重要な経緯としては、まず、議員報酬の引き上げ抑制を企図し、一九六四年五月二八日の自治事務次官通（（知で、特別職の報酬額の決定にあたり、都道府県及び市区に対して特別職報酬等審議会の設置が義務化された上で （町村については任意）、一九六八年一〇月一七日の自治省行政局長通知で、人口・財政規模などの類似した他（（の自治体の報酬額や、当該自治体の一般職の給与改定状況に関する資料を提出して答申を行うよう、運用面での（（ （を最低基準とする方針を、遅れて、一九七八年には、全国町村議会議長会が、議員報酬は長の給与を基に議員の（としては、一九六九年二月五日に、全国市議会議長会が、議員報酬は長の給与の二分の一に当たる課長級の給与調整の方式が、その後の地方議会の議員報酬の水準を大きく規定することになったという。また、その際の基準

指導が行われた点があげられる。この「類団比較・一般職給与連動の原則適用」（堀内二〇一六、七四頁）という（

このような行政的な議員報酬の調整メカニズムは、どの程度、個別の自治体の議員報酬額を規定しているのだ

ある （堀内二〇一六、図表二・三）。

全国平均の経年変化では、概ねこの基準に基づく首長給与と議員報酬の連動関係が、今日まで続いているようで実働日数と比較して求めることとしつつ、長の給与の三〇～三一％相当をモデルとする全国標準を示した結果、（

ろうか。この点を厳密に確認するためには、全国の議員報酬額の平均を見るだけでなく、個別の自治体の議員報

287

（

（

法学研究 93 巻 1 号（2020：1）

は、議員報酬の水準を、仮説
2

類似団体の議員報酬平均が高い自治体の議会ほど、議員報酬は高くなる。

首長給与と比較して議員報酬が高い自治体の議会ほど、議員報酬が引き下げられやすく、低いほど、引き上げられやすい。

類似団体の議員報酬平均と比較して議員報酬が高い自治体の議会ほど、議員報酬が引き下げられやす
く、低いほど、引き上げられやすい。

288

酬データについて、首長給与や類似団体の状況との連動関係を確認する必要がある。加えて、調整メカニズムの観点では、議員報酬の改定状況にも着目する必要があるだろう。もし、首長給与や類似団体との比較で機械的に議員報酬が調整されるのであれば、当該自治体の議員報酬が、首長給与に対して比率が高く （低く）、類似団体の報酬額の平均より多い （少ない）場合には、引き下げ （引き上げ）方向に報酬額が調整されるという過程が見られるはずである。

仮説

1

そこで、本稿では、上記のような議員報酬の調整メカニズムを、市区町村議会の議員報酬データから実証することを試みたい。具体的には、以下のような仮説を検証する。それぞれ仮説 ・は、議員報酬の変化を説明するものである。

仮説

1

・

仮説

2

首長給与が高い自治体の議会ほど、議員報酬も高くなる。ただし、首長給与の変化に伴う議員報酬の変化率は、町村議会では小さい。

仮説

3

4
4

3

地方議会の議員報酬の規定要因（一）データ三

データと方法

本稿では、上記の仮説を検証するために、二〇一一年から二〇一六年までの市区町村議会に関するパネルデー

タを構築した。分析対象は、二〇一六年時点に存在する市区町村のうち、議員報酬の日当制を採用している福島

県矢祭町を除く、一七四〇市区町村議会である。二〇一四年に栃木市に編入合併された栃木県岩舟町のデータは全期間で除外し、二〇一一年のデータについては二〇一二年の前年度の変数情報としてのみ利用するため、分析に用いるデータは、最終的に一七四〇市区町村議会×五カ年分を含んだものとなる。

の検証では、議員報酬月額の元の値を、仮説 ・ の検証では、議員報酬月額の前年

まず、従属変数として、『地方公務員給与実態調査』に基づき、各年度の市区町村議会の議員報酬月額のデー
（ （

（ （

タを収集した。仮説 ・
2

3

4

（ （

次に、理論的に関心のある独立変数として、『地方公務員給与実態調査』に基づき、第一に、市区町村長の平度からの変化率を用いる。

1

（

（1

（ （

また、第二に、各市区町村について、該当する類似団体区分別の議員報酬月額の全国平均値と、都道府県内平ては平均ゼロに中心化した変数も用意した。

（

ミーとの交互作用項を用意した。この際、交互作用項の多重共線性を回避する目的から、市区町村長給与につい標準の相違から異なるものになるだろう。そこで、この条件付き効果を確認するために、町村ダミー及び町村ダ

均給与月額を収集した。市区町村長給与が議員報酬に与える影響は、市議会と町村議会では、各議長会が示した（1

均値を計算した。前者の計算では、同一区分の類似団体は全国で見ると一定数あり、自身の値が平均値に与える影響は必ずしも大きくないために、当該自治体の議員報酬月額を含む形で、全国平均値を求めた。しかし、後者

289

（

（1

（1

法学研究 93 巻 1 号（2020：1）

表１

記述統計

変数名

N

平均値

標準偏差

最小値

議員報酬月額
議員報酬月額（前年度）

8700
8700

議員報酬変化率
市区町村長給与月額
市区町村長給与月額（中心化）

8700
8700
8700

3079.165
3073.748    0.280

1335.700
1338.049    2.989

1000
848−36.709

9530
9530
99.9127678.824    0.000

1459.438
1455.410

2151−5420.974

15990
8146.728

市区町村長給与変化率8700    1.185   10.941

−70

400

類似団体区分別・議員報酬平均
県内・類似団体区分別・議員報酬平均

8700
8700

3079.213
3073.025

1267.143
1308.020

1683.316
1150

7923.2508915

議員報酬・市区町村長給与倍率（前年度） 8700   39.638
100.000   13.578   13.514

16.66749.232410.691168.935

8700
8700
8700

第 3 次産業就業者比率
一人当たり課税対象所得
経常収支比率
実質公債費比率
市町村合併ダミー
町村ダミー

8700
8700
8700
8700
8700
8700

77.02293.44712667.020
128.400
76.8001
13の検証のために、各市区

4

（1

290

の計算では、同一区分の類似団体が都道府県内に001914.445
39.200000

少ない、または、ない場合も多数あり、自身の値   10.469    9.321
516.045    7.013    4.395    0.471    0.499

報酬月額との相関が強くなってしまう問題が生じ   11.228   60.647
2782.779   87.294    8.955    0.331    0.533

自身の値を除いて平均値を計算した。なお、都道

15.110197.474
60.133

（ （

200

5.088
0.112
11.696

類 似 団 体 を 参 照 す る も の と 考 え て、（ 上 記 の ）全（（49.780    1.477   24.314    6.868

その上で、仮説 ・（（1

町村の議員報酬月額について、市区町村長の平均（（1

給与月額に対する比率と、類似団体区分別の議員

報酬月額の全国・都道府県平均値に対する比率を計算した。議員報酬の改定は、前年度の水準を基に行われるだろうから、それぞれ前年度の値を用（いる。また、議員報酬と首長給与との連動関係を（確かめるために、市区町村長給与の前年からの変化率も用意した。

そ の 他 の 統 制 変 数 と し て は、 統 計 局 の ホ ー ム（1   11.750を含んで平均値を計算すると、当該自治体の議員

人口密度
65 歳以上人口比率
第 1 次産業就業者比率

100.535   10.104   13.710   29.807

る。そこで都道府県内平均値を計算する際には、8700

府県内に類似団体が一つもない場合には、全国の人口総数（自然対数化）

国平均値を代入することとした。

議員報酬・類似団体倍率（前年度）8700
議員報酬・県内・類似団体倍率（前年度） 8700

最大値

地方議会の議員報酬の規定要因（（

ペ ー ジ か ら、 人 口 総 数 （ 自 然 対 数 化 ）、人口密度 （可住地面積一キロ平方メートル当たり人口）、六五歳以上人口比率、（ （

第一次産業就業者比率、第三次産業就業者比率、納税者 （所得割）一人当たりの課税対象所得などの社会経済変（1数を用意した。加えて、特別職報酬の決定には財政状況が鑑みられるだろうから、経常収支比率、実質公債費比率を財政変数として投入する。最後に、一九九九年四月以降に市町村合併を経験したか否かのダミー変数を用意の検証では、二〇一六年のデータのみを用いて通常の重回帰した。分析に用いる変数の記述統計は、表 の通りである。

（二）分析手法
議員報酬月額の水準の規定要因を探る仮説 ・ラスター化したロバスト標準誤差を用いる。
4度のラグ項を投入する。人事院勧告による地方公務員給与改定の影響などの全国的変動は、年度のダミー変数を述のように、理論的に関心のある首長給与に対する議員報酬比率と類似団体平均に対する議員報酬比率は、前年を用いて、固定効果モデルに基づく推定を行うことで、市区町村ごとの切片の異質性を考慮した分析を行う。前

議員報酬月額の変化の規定要因を探る仮説 ・の検証では、二〇一二年から二〇一六年までのパネルデータ

政的・社会経済的要因によって概ね規定されているのかについても確認する。なお、標準誤差は、都道府県でクを行うとともに、推定された回帰式の説明力を表す自由度調整済み決定係数にも注意を払い、議員報酬月額が行

分析によって推定を行う。ここでは、どの独立変数の影響が強いのかを確認するために、標準化回帰係数の比較

2

1

1
3

投入することで対処できるものと考える。なお、標準誤差は、市区町村でクラスター化したロバスト標準誤差を
用いる。

291

（1

法学研究 93 巻 1 号（2020：1）

7500

議員報酬月額（百円）

5000

2500

市区町村長給与と議員報酬の関連

4000

8000
12000
市区町村長給与月額（百円）

四

分析結果

（

（一）首長給与連動・類似団体方式の全体像（

データを用いた散布図から確認したい。図 は、横軸

平 均 と、 各 議 会 の 議 員 報 酬 の 関 連 を、 二 〇 一 六 年 の理論的に関心のある首長給与及び類似団体別議員報酬

それでは、実際に分析結果を検討していこう。まず、

（2

お、図 ・

も同様の形式で作成している。

破線は町村ごとの部分標本による回帰直線である。な

点で町村を表した。また、図内の実線は市区ごとの、ロットした散布図である。濃色の点で市区を、薄色のに 市 区 町 村 長 給 与 月 額 を、 縦 軸 に 議 員 報 酬 月 額 を プ

1を見ると、市区町村長給与が高い議会では、議3

与の三〇％程度という各議長会が示した全国標準の相

議会では市長給与の二分の一、町村議会では町村長給り、市区議会に比べて町村議会では低い。これは、市率は、各グループの回帰直線の傾きに表されている通ただし、市区町村長給与の上昇に伴う議員報酬の上昇

員報酬も高い傾向にあり、両変数には正の相関がある。

図

2
1

16000

図1

292

地方議会の議員報酬の規定要因違を反映したものだろうか。実際、市区と町村の部分標本ごとに単回帰分析を推定すると、市区町村長給与月額の係数は、それぞれ〇・五三五一、〇・二三九六であった。つまり、二変数間での関連では、首長給与の一単位の増加に伴う議員報酬の増加率は市区では五四％、町村では二四％となっている。結果として、横軸では首長給与の類似した位置にあっても、縦軸では市区議会の方が町村議会よりも議員報酬が高い位置にある。

一方で、市区町村長給与と議員報酬との連動関係は完全なものではない。特に散布図の左方向に逸脱した標本が多くあるのは、独任制の首長ポストでは、給与引き下げを公約として当選した市区町村長が、条例改正を行い、（ （は、横軸に議員報酬月額の類似団体区分別・全国平均、縦軸に議員報酬月額をプロットした散布図

任期中の給与を減額する事例が起こりやすいことによるのだろう。
次に、図である。三一の類似団体区分ごとに議員報酬月額の平均値を計算しているので、回帰直線は各区分の平均値を通る形で推定されている。各区分内でも一定のばらつきがあるが極端な逸脱が存在する訳ではなく、概ね、議員報酬平均の高い類似団体区分に該当する自治体では、議員報酬が高い傾向にある。

は、横軸に議員報酬月額の類似団体区分別・都道府県内平均、縦軸に議員報酬月額をプロット

他方で、特別報酬等審議会の答申では、都道府県内の類似団体の平均値が参考資料として利用される場合もよく見られる。図だけを用いている。図 の通り、都道府県内の他の類似団体の議員報酬平均と、当該自治体の議員報酬月額とのした散布図である。なお、ここでは、都道府県内に一つ以上、類似団体が存在する一三六五の市区町村のデータ

3間には強い正の相関が見られる。議員報酬の水準の決定に際しては、都道府県内の類似団体区分の水準が相互参3

照されることで、横並び圧力が生じていることが示唆されるところである。

293

（2

2

法学研究 93 巻 1 号（2020：1）

図2

類似団体区分別・議員報酬平均と議員報酬の関連

7500
議員報酬月額（百円）

5000

2500

2000
4000
6000
類似団体区分別・議員報酬月額平均（百円）

図3

8000

類似団体区分別・議員報酬平均（都道府県内）と議員報酬の関連

7500
議員報酬月額（百円）

5000

2500

2500
5000
7500
都道府県内・類似団体区分別・議員報酬月額平均（百円）
294

地方議会の議員報酬の規定要因（二）議員報酬の水準の規定要因

上記のように、散布図上でも、議員報酬の水準決定に対する首長給与連動・類似団体方式の影響が見られた。

ただし、議員報酬は自治体の人口規模・産業構造などに影響されるものであり、また、これらの条件は公務員給

与や首長給与の算定にも影響するものだろうから、種々の社会経済変数の統制の下でも、首長給与や類似団体の情報が議員報酬の水準を規定するのかを確認する必要がある。

・は、類似団体区分別議員報酬の全国平均を、モデル ・（（は、都道府県内平均を投入してい表 は、二〇一六年のデータを用いて、各議会の議員報酬の水準を説明した重回帰分析の結果を示したものである。モデル

34

ある変数のみ投入したモデル釈を行いたい。

・ と、種々の統制変数を投入したモデル ・

2の結果を比較しつつ、結果の解
4

では、市区町村長給与と類似団体別・議員報酬平均の各係数は正で、五％水準で統計的に有意3でも、同様に市区町村長給与と類似団体別・議員報酬平均の係数は正で、五％水準で統計的に有意である。また、両変数ともに係数がモデル と大きく異なる訳ではない。特に、人口総数を投入した場合も、投入したモデルいる。他方で、町村ダミーと市区町村長給与との交互作用項の係数は負だが、統計的に有意でない。統制変数をだけを投入したモデルだが、調整済み決定係数は〇・九一二と、議員報酬の水準の変動の多くの部分を説明してである。特に、標準化回帰係数を見ると、類似団体別・議員報酬平均の影響が大きい。理論的に関心のある変数

まず、モデル1

る。なお、両変数は、人口総数と強い相関があり、多重共線性の懸念は拭い去れない。そこで、理論的に関心の

2

1
2

1

では、町村ダミーと市区町村長給与との交互作用項の係数は負で、一〇％水準で統計的に有意で依然、類似団体別・議員報酬平均の標準化回帰係数は高く、類似団体方式の影響の大きさが示唆されるところである。モデル2

あることから、市区町村長給与と議員報酬の連動は、町村では弱まっている。なお、調整済み決定係数は〇・九

295

（2

1

2

法学研究 93 巻 1 号（2020：1）

表2

議員報酬の水準の規定要因（重回帰分析）
Model 1

Std. Coef.
（定数）
町村ダミー

Model 2

Coef.

Std. Err.

330.232134.717*50.627

Std. Coef.

Coef.

Std. Err.

−1435.990

491.396**−0.012−33.170−0.051−136.876

44.781**

市区町村長給与（中心化）

0.119

0.112

0.031***

0.135

0.127

0.029***

類似団体区分別・議員報酬平均

0.855

0.898

0.047***

0.678

0.713

0.039***

町村ダミー×市区町村長給与（中心化）−0.006−0.0100.033−0.029−0.0540.031†

人口総数（自然対数化）

0.133

119.598

人口密度
65 歳以上人口比率
第 1 次産業就業者比率

0.060
0.041
−0.012

3.279
8.069

23.978***2.071

第 3 次産業就業者比率−0.023−1.628−3.179

一人当たり課税対象所得

0.012

0.030

0.064
−0.01212.412−3.736−0.078−220.794

経常収支比率
実質公債費比率
市町村合併ダミー
調整済み決定係数
N

0.912
1740

2.538**
1.934
1.942
0.036
3.606**
5.803
46.265***

0.925
1740

Model 3Model 4
Std. Coef.

Coef.

Std. Err.

91.152***32.318**−0.056−1237.086−151.535

322.406***
28.126***0.021***
0.027***
0.021

0.121
0.709
−0.0360.113
0.724−0.0650.021***
0.036***
0.023**

人口密度
65 歳以上人口比率
第 1 次産業就業者比率
第 3 次産業就業者比率

0.167
0.015
0.040
−0.001−0.004150.2520.835
7.802−0.115−0.57823.985***1.042
1.950***
1.086
0.926

一人当たり課税対象所得
経常収支比率
実質公債費比率
市町村合併ダミー

0.017
0.022
−0.012−0.0690.043
4.355−3.715−197.620

0.026
1.840*
3.434
29.651***

（定数）
町村ダミー
市区町村長給与（中心化）
県内・類似団体区分別・議員報酬平均
町村ダミー×市区町村長給与（中心化）
人口総数（自然対数化）調整済み決定係数
N

Std. Coef.

Coef.

Std. Err.

−0.040451.165−108.208

0.122
0.853
−0.0170.114
0.870−0.031

0.940
1740

0.947
1740

***: p＜0.001 **: p＜0.01 *: p＜0.05 †: p＜0.1
Std. Err. は、都道府県でクラスター化したロバスト標準誤差
Std. Coef. は、標準化回帰係数296

地方議会の議員報酬の規定要因

二五で、統制変数の投入によって、やや説明力が上がった。統制変数の影響では、人口総数が多く、六五歳以上

人口比率や経常収支比率が高い議会では、議員報酬が高くなりやすい。また、既存研究の知見とは異なるが、市・の結果によると、議員報酬の水準に最も大きな影響を与えているのは、類似団体の議員報酬平均

町村合併を経験した自治体では、他の条件を一定とすると、議員報酬の水準は低く抑えられがちである。
モデル
2

く支持する結果である。確かに、そのような効果を一定としても、首長給与と議員報酬は連動しており、仮説

2では、市区と町村で連動関係が大きく異なるとまでは言えず、仮説

1の後半については一貫した結果ではない。市区町村議会は、各議長会が一九六〇年代・七〇年代に示した首長の前半と整合的である。ただ、特にモデル1である。すなわち、類似団体の相互参照が、各議会の議員報酬の水準差を強く規定している。これは仮説 を強

1

（

（

給与に対する全国標準に自縄自縛されているというより、議員報酬の大幅な引き上げが難しい現況、類似団体間でも、基本的な含意は異ならないが、調整済み決定係数の値はモデル・のそれより高では、このような分析結果を、類似団体区分別議員報酬の都道府県内平均を用いた場合でも確かの横並びを通じて、そのような水準差が経路依存的に存続している部分が大きいのかもしれない。

（2

1

2

・
4

議員報酬の調整メカニズムという観点では、議員報酬の変化の規定要因を確認することも必要である。表 は、（三）議員報酬の変化の規定要因

近そうである。

かった。都道府県内の類似団体が参照先になりやすいということが、議員報酬水準の決定の実態としては現実に

4

モデル
3

・

めた。モデル

3

1

二〇一二年から二〇一六年のデータを用いて、各議会の議員報酬の変化を説明したパネルデータ分析の結果を示3したものである。推定方法は、固定効果モデルを用いている。モデル では、各議会の議員報酬について、類似2971

法学研究 93 巻 1 号（2020：1）

表3

議員報酬の変化の規定要因（固定効果モデル）
Model 1Model 2

Coef.

Std. Err.

Coef.

Std. Err.

−0.0180.002***−0.0200.002***

0.031

0.007***

0.031

0.007***−0.050−0.1440.017**
0.040***−0.0520.018**−0.0680.019***

人口総数（自然対数化）

1.341

3.427

0.339

3.438

人口密度
65 歳以上人口比率−0.049
0.074

0.105
0.108

−0.047
0.044

0.107
0.105

第 1 次産業就業者比率−0.0270.070−0.0230.070

第 3 次産業就業者比率
一人当たり課税対象所得−0.0300.001

0.049
0.001*−0.0270.001

0.049
0.000†

経常収支比率

0.016

0.021

0.016

0.021

実質公債費比率2013 年度
2014 年度
2015 年度
2016 年度−0.044−0.044−0.032
0.189
0.451

0.040
0.140
0.216
0.338
0.441

−0.042−0.037−0.012
0.242
0.546

0.040
0.137
0.211
0.327
0.426

議員報酬月額（前年度）
市区町村長給与変化率
議員報酬・市区町村長給与倍率（前年度）
議員報酬・類似団体倍率（前年度）
議員報酬・県内・類似団体倍率（前年度）

固定効果

YES

YES

調整済み決定係数

0.246

0.240

N

8700

8700

***: p＜0.001 **: p＜0.01 *: p＜0.05 † : p<0.1
Std. Err. は、市区町村でクラスター化したロバスト標準誤差2298

団体区分別議員報酬の全国平均に対する倍率を、モデル では、都道府県内

平均に対する倍率を投入している。また、議員報酬の改定のなされ方は、前年度の議員報酬の水準によって異なるものと考えて、議員報酬月額のラグ項を投入している。

まず、モデル を見ると、各議会の議員報酬について、市区町村長給与に対する倍率や、類似団体議員報酬の全国平均に対する倍率の係数は負で、統計的に有意である。すなわち、市区町

村長給与や類似団体平均に比して議員報酬が高い議会では、議員報酬を引き下げる方向に報酬改定が行われやすい。

また、市区町村長給与や類似団体平均に比して議員報酬が低い議会では、議員報酬が引き上げられやすい。これは、首長給与や類似団体の水準と連動して

1

地方議会の議員報酬の規定要因

議員報酬が調整されるという、仮説 ・を支持する結果である。加えて、市区町村長給与が増加した年度には、4

議員報酬も増加しやすく、これも、首長給与と連動して議員報酬が改定されるという仮説 と整合的な結果と言3とほぼ同様であった。

では、都道府県内の類似団体平均に対する倍率を用いたが、調整済み決定係数が微減したものの、分析結果はモデルやすい。モデルえる。その他の統制変数では、地域内の一人当たり課税対象所得が増加すると、議会の議員報酬も引き上げられ

3で、概ね、仮説通りの結果が得られた

市区町村長給与に対する倍率の影響について、相対的に不確実性が高いのは、市区町村長給与が選挙公約など
によって短期的に変動しやすいことも関係しているだろう。モデル ・

2

結論

現在でも地方議会の議員報酬の水準を、かなりの程度、機械的に規定していることが示唆された。具体的には、試みてきた。分析結果からは、高度経済成長期に形成された「公的調整メカニズム」（堀内二〇一六、七一頁）が、本稿では、日本の市区町村議会の議員報酬データから、地方議会の議員報酬の規定要因を明らかにすることを

五

況との関連も検討される必要がありそうである。

きる部分が大きいが、議員報酬の短期的変化は容易に起こるものではないこともあり、行政的要因以外の他の状しかなく稀少だった。議員報酬の長期的水準は、首長給与連動や類似団体方式などの行政的要因によって説明で必ずしも高くない。分析期間中に、議員報酬の引き上げは四九五例 （五・七％）、引き下げは二九七例 （三・四％）が、調整済み決定係数は、それぞれ〇・二四六、〇・二四〇と、議員報酬月額のラグ項を投入したにもかかわらず、

1

単純な二変数間の関連では、市区議会では市区長給与の五〇％、町村議会では町村長給与の三〇％といった議員

299

1

2

確かに、議員報酬については、住民の厳しい視線から、これを引き上げることには多大な政治的労力を要するものと思われる。加えて、一議会が、自らの議員報酬額を独自に引き上げようとすると、「お手盛り」という批判を避けがたい。そこで、類似団体との比較による議員報酬の設定に落ち着きやすいのだろうから、このような政治的背景を踏まえると、議員報酬の全体的な見直しには、個別の議会の自助努力に任せるだけでは不十分であ300

報酬の水準差が依然として温存されており、特に、同一類似団体区分に属する自治体の状況を相互参照するという報酬水準の調整方法 （類似団体方式）を通じて、このような歴史的な制度枠組みが経路依存性を強めてきた可能性がある。

議員報酬の水準については絶対的な基準というものはないだろうが、とりわけ町村議会の議員報酬の低さは、議員のなり手不足とも強く関連しており、そのあり方を問い直すべき時期に差し掛かっていると言える （全国町村議会議長会二〇一九、築山二〇一九）。その際には、議員報酬の適正な水準を議論するだけでなく、議員報酬の改定をいかに進めることが可能かという調整メカニズムに関する理解が求められるところである。

このような観点から、本稿の分析結果の含意を考えてみると、議員報酬の改定は、現実には類似団体方式の影響を受けやすいという点が重要である。たとえば、この点、十勝町村議会議長会の調査研究報告「議員報酬 （月額）「十勝標準」の試算について」は示唆的である。この報告によると、議員報酬の改定は「はじめから行財政改革の論理による「削減ありき」を前提とした議論に押される傾向」もあって、「議会議論においては、住民感情を意識して「管内で突出しないように」「管内の平均で」などに代表される意見で最終決着が図られるケース」（（2

等審議会などでも資料として参照されはじめており、現に議員報酬の大幅な増額が実現した事例も見られる。

（

八町村共通の指標として十勝標準を作成する試みを行っている。実際、この指標は、管区内の町村の特別職報酬（十勝町村議会議長会二〇一八）があるという。そのような問題意識から、住民が議論しやすいよう、十勝管区一法学研究 93 巻 1 号（2020：1）

地方議会の議員報酬の規定要因

り、各地域の議長会をはじめとした議会の連合組織が議員報酬の水準を示すなど、報酬改定に向けて、議会間の協力が必要であると考えられる。

最後に、日本の地方議会の議員報酬の水準が、首長給与連動や類似団体方式の影響から、相当程度、横並びで決定されていることの研究上の含意を考えたい。通常、議員報酬が議会自身によって自律的に決定される場合、選挙の状況や議会の状況に応じて議員報酬の水準が操作されるという逆の因果関係が問題となり、議員報酬が選挙結果や議会活動に与える影響を推定することが困難になる （築山二〇一九、二一頁）。本稿の分析結果に基づけ

ば、議員報酬の水準については、行政的要因によって大部分の変動が説明できるのであり、このような内生性の問題は、相対的に緩やかであることが期待される。今後は、議員報酬の水準に対する政治的要因の影響についても検討しつつ、議員報酬の効果について更なる検討を行っていきたい。

（ ） もちろん一方で、そのような能力のある候補者の参入を促すことは、労働者階級の代表性を阻害する可能性があ（）
、政治家の多様性という観点では論争的である。
るなど（CarnesandHansen2016（ 2013）に従っている。
） 構成比効果と後述する誘因効果の用語法・分類は、 Gagliarducci and Nannicini（ 2013）。
（ ）Gagliarducci and Nannicini（ ） ただし、政策的な議員提案条例の提出数や、首長提出議案に対する修正案の提出・成立数とは関連していない（。
Suzuki and Ha 2018, Table）
5） 堀内（二〇一六）
、七二頁。

（

6

5

（

（

7

） 堀内（二〇一六）、七六頁。

） 堀内（二〇一六）、七五頁。

） 堀内（二〇一六）
、七三頁。

（

301

1

2

3

4

8

法学研究 93 巻 1 号（2020：1）（ ） なお、二〇一一年度の『地方公務員給与実態調査』では、岩手・福島・長野県の一一市町村の記載がないほか、

岩手・宮城・福島県の一三市町村の類似団体区分情報が欠落している。前者については、次善の策として二〇一〇年度のデータで、後者については二〇一二年度のデータで補完した。また、分析期間中に行われた市町村合併はすべて編入合併であり（二〇一一年五件、二〇一四年一件）、合併前のデータについては、編入された自治体のデータを含

前年度の議員報酬月額）
÷前年度の議員報酬月額×一〇〇。

めて合算・平均するなどの操作は行わず、編入した自治体のデータで全期間を揃えている。
（ ）（当年度の議員報酬月額

地方、二九頁）、平均給与月額には他の月に適用されていた給与月額を用いることとした。

（ ） なお、この変数は二〇一六年のデータを用いた分析にのみ投入するため、各年度のデータについてその年度の全四日、朝刊、栃木全県・退職金算定基準となる四月分の市長給与を一円とする条例改正が行われていたが（『朝日新聞』、二〇一一年一二月一づきデータを入力した。なお、当該期間、栃木県大田原市では、退職金をゼロとする市長の選挙公約を実現するため、一六年の栃木県塩谷町の市区町村長の平均給与月額については、両市町の「給与・定員管理等について」の資料に基（ ）『地方公務員給与実態調査』に記載のない、二〇一一年から二〇一四年の栃木県大田原市、二〇一三年から二〇－1

国平均値で中心化した。

（ ） 実際、特別職報酬等審議会の答申を見ると、都道府県内に類似団体が存在する場合には、全国平均値ではなく、都道府県内の類似団体の平均値の資料を基に、答申が作成されているという事例も多い。

（ ） 念のため言及しておくと、都道府県内に同一の類似団体が他に一つしかない場合には、その自治体の議員報酬月額の値が平均値として用いられることになる。

（ ） 前年度の議員報酬月額÷前年度の市区町村長の平均給料月額×一〇〇。すなわち、市区町村長の平均給料月額を一〇〇としたときの議員報酬月額の比率である。

（ ） 前年度の議員報酬月額÷前年度の類似団体区分別の議員報酬月額の全国及び都道府県内平均値×一〇〇。すなわ

ち、類似団体区分別の議員報酬月額の全国及び都道府県内平均値を一〇〇としたときの議員報酬月額の比率である。

302

9

11 10

12

13

14

15

16

地方議会の議員報酬の規定要因（ ）（当年度の市区町村長給与月額

前年度の市区町村長給与月額）
÷前年度の市区町村長給与月額×一〇〇。

（ ） 人口総数、人口密度、六五歳以上人口比率で用いる人口データは、年単位の変化を反映するために住民基本台帳

ら除外しないために、すべて〇％として入力した。

飯舘村はゼロ人、葛尾村は一〇人となっている。このうち、前者の五町村の各就業者比率については、これを分析か（ ） 二〇一五年時点の就業者については、避難指示区域に指定されていた、福島県富岡町、大熊町、双葉町、浪江町、－に依拠した。なお、第一次・第三次産業就業者比率は、二〇一〇年、二〇一五年のうち直近の値を、それ以外の変数
は各年度の値を用いている。

において、類似団体区分別・議員報酬平均と人口総数のＶＩＦは、それぞれ一二・五、一〇・七である。

を用いた。
（ ） 図の作成、モデルの推定ともに、 R version 3.5.3（ ） 指定都市、中核市、特例市、特別区、一般市一二区分、町村一五区分の三一区分。
（ ） モデルる。

では、町村ダミーとの交互作用項は統計的に有意に負であり、町村議会では首長給与の上昇に伴において、県内・類似団体区分別・議員報酬平均と人口総数のＶＩＦは、それぞれ八・六、八・四であ（ ） 無論、モデル（ ） たとえば、十勝管区の音更町の特別職報酬等審議会では、十勝標準を参照しつつ、議員報酬を五万円（改定率二う上昇率が低いという関係が見出せる。

2

また、モデル24一・三％）増額する案への諮問が行われた（平成三〇年一一月一二日「音更町特別職報酬等審議会議案」）。その後、答申を経て、二〇一八年一二月の定例会では、議員報酬を四万六千円増額する条例改正が行われた。なお、十勝管区

一八町村議会は、二〇一八年時点では、すべての議会の議員報酬が町村長給与の三〇％を下回っていた。そのため、町村長給与の三〇％以上への増額を図る場合に、本事例を一般化できるのかは未知数である。

303

18 17

19

22 21 202324

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