3『証券経済学会年報』第53号

2018年７月

経済的不平等と経済的生産性に関する覚書
法の起源と株式市場の規模を中心に
冨

田

洋

＊

介

共栄大学国際経営学部

要

旨：
本稿では，経済的不平等と経済的生産性の間に如何なる関連性が存在するのかを79カ国のデータを用いて調査する。さらに，イギリス法起源，フランス法起源，ドイツ法起源，スカンディナビア法起源の４種類に分類された法の起源を用いて，その法の起源の相違によって経済的不平等の程度が相違するのか否かを検証する。同時に，株式市場の規模が経済的不平等や経済的生産性に対して如何なる関連性を持つのかについても推計を行う。調査の結果，経済的不平等と経済的生産性の間には負の関連性が観察され，法の起源によって経済的不平等の程度は異なるということが観察された。また，株式市場の規模と経済的不平等の間には正の関連性がみられ，株式市場の規模と経済的生産性の間にも正の関連性がみられた。本稿はこれらの観察結果について考察する覚書である。
キーワード：
経済的不平等，経済的生産性，法の起源，株式市場の規模，国際比較
目

次：

はじめに
１．経済的不平等と経済的生産性について
２．経済的不平等と法の起源
３．経済的不平等と関連性のある要因について
４．モデルの推計結果
５．推計結果の解釈について
６．本稿のまとめと課題

トリー・データを用いた国際比較によって，如はじめに何なる関連性が経済的不平等と経済的生産性の間に観察できるのかという点を調査する。その経済的不平等，すなわち所得格差は経済的生際に，各国において過去に継受された法の起源

産性に如何なる影響を与えているのであろうの種類によって，経済的不平等に差異が生じるか１）。本稿では，経済的不平等と経済的生産性のであろうかという視点からも議論される。

の関連性について論点を整理し，クロス・カン

La Porta, Lopez-de-Silanes, Shleifer and＊本稿は『証券経済学会年報』第51号別冊，部会報告論文を加筆・修正させていただいたものである。

4

証券経済学会年報第53号／研究論文

Vishny〔1998，2000，2002〕 に よ れ ば， 法 の呼ばれるものである。ただし，Atkinson〔2015〕

起源はイギリス法起源，フランス法起源，ドイはこのような完全競争市場という条件が実際のツ法起源，スカンディナビア法起源の４種類に経済に必ずしも当てはまらないのは明らかであ分類できる 。すなわち，法の起源とは，各国ると論じており，経済的効率性と経済的平等のが憲法や商法，証券法などの基礎的な法律を作間にトレードオフの関係が成立するとは限らな成した時期に，上記４種類の法の起源の中で如いと主張している。

２）

何なる法の起源を基本として採択していたのか

Galor and Zeira〔1993〕は資金調達におけということによって分類された指標である。さる信用制約を通じて経済的不平等が拡大し，そらに，経済的不平等と株式市場の規模の間に何の結果経済的効率性が低下することを定式化しらかの関連性が存在するのであれば，その関連ている。つまり，貸付金に対する担保を保有し性についても調査し，議論していきたい。

ない低所得者層は資金調達が不可能となるた

本稿における経済的不平等とは，個々人の間

め，収益性の高い事業に投資することができなにおいて所得の分配が偏っている状態を指す。

い。特に，発展途上国では情報の非対称性や制

一般的に経済学における歴史的な解釈では，度的な制約が存在するため，担保としての有形1991年に共産主義であったソビエト連邦が崩壊

資産を持たない低所得者層の借入能力をより一した要因としてインセンティブの欠落，競争概層低下させる。したがって，経済的不平等は総念の欠落，政策の失敗などが挙げられ，経済的投資量を減少させ，経済的生産性を低下させ平等は経済的生産性を引き下げるという議論がる。一方，資産の所有権における分配が比較的数多くなされた。特に，企業間もしくは経営者平等な社会ほど総投資量が増加するため経済的間の競争の欠落や従業員へのインセンティブのな成長速度も速くなるという内容である。

欠落が経済的生産性の低下の要因となったとす

さらに，Bowles〔2012〕によれば，経済的る結論が一般的である。例えば，従業員の賃金不平等はエージェンシー・コストを高める。こが全員同額であれば所得における経済的不平等のエージェンシー・コストは所得水準が著しくは生じないが，経済的平等と引き換えに従業員偏っている場合において様々な環境で発生すへのインセンティブが低下する。なぜなら，一る。例えば，所得水準の低い従業員は企業の残生懸命働いても働かなくても賃金が一定である

余請求者とはなれない。この企業の残余請求者

ため，従業員の怠業が生じるからである。つまとなれなかった従業員を管理するために多くのり，経済的平等は経済的効率性を低下させ，所

エージェンシー・コストを要する。ここで，従謂パレート非効率な状態となる。このパレート

業員の所得水準が高くなれば自社の株式の購入

非効率性を防ぐために，従業員個々人に自身のを通じて企業の残余請求者となることが可能と業績に連動した賃金制度を導入すれば，従業員なり，その結果企業側はエージェンシー・コスに与えられるインセンティブは高くなり労働意トを削減できる。また，所得水準が著しく偏っ欲が高まる。しかし，その代償として必ず人々ている場合，その経済的不平等を支えている制の間に経済的不平等が発生することになる。要度的枠組みの維持にコストがかかる。例えば，

するに，一般的な経済学では経済的平等と経済

国家，民間を問わず経済的不平等を維持するた的効率性はトレードオフの関係になる。

めに労務管理要員や警備に携わる要員を多く雇

Atkinson〔2015〕によれば，古典的な厚生

わ な け れ ば な ら な い。 し た が っ て，Bowles

経済学では，経済的平等と経済的効率性の間に〔2012〕によれば，経済的不平等は多額のエーはトレードオフの関係が成立する。ここでの経

ジェンシー・コストがかかるため経済的に非効

済的効率性とは，厚生経済学の第１基本定理の率である。

言うところの完全競争市場での均衡が効率的で他方で，一般的な経済学では高所得者がよりあるという意味であり，所謂パレート効率性と一層高所得者になれば，低所得者にもその恩恵

経済的不平等と経済的生産性に関する覚書が滴り落ちることで経済的生産性が向上するというトリクルダウン仮説（Trickle-down Effect）
も 存 在 す る。 た だ し， こ の 仮 説 に つ い て
Cingano〔2014〕 は 否 定 的 な 見 解 を 示 し て いる。Cingano〔2014〕によれば，経済的不平等是正に対する重要な要因は教育費を如何に低所得者層へ分配するのかが重要であり，トリクル
ダウン仮説は長期的に観察すれば経済的生産性を高めるというよりも，むしろ経済的不平等を拡大させるだけである。
本 稿 で は， 経 済 的 不 平 等 と １ 人 当 た り の

51） 本稿では，経済的な格差や所得分配の偏りを経済的不平等として表記している。つまり，社会的な公平性や道
徳的な公平性の議論とは異なる。また，経済的生産性については１人当たりの GDP を指標として用いる。
2） La Porta, Lopez-de-Silanes and Shleifer〔2008〕では，
イギリス法起源，フランス法起源，ドイツ法起源，スカンディナビア法起源の４種類の他に社会主義国（Socialist）という分類も存在するが，本稿において対象とする国の中に社会主義国が存在しないため割愛する。また，法の起源とは当該国が歴史的過去に上記４種類の法の起源の中でどの法の起源を継受したのかという事象を指し示すものである。したがって，制度変化を通じて形成された今現在の法律のスタイルとは意味が異なる。

GDP で計測された経済的生産性の間に負の関連性が存在することを示す。すなわち，所得格

1．経済的不平等と経済的生産性について差が大きい国ほど１人当たりの GDP は低いということである。さらに，La Porta, Lopez-de-

経済的不平等と経済成長率の関係について，Silanes and Shleifer〔2008〕の分類に基づき各

Alesina and Rodrik〔1994〕はクロス・カント

国を４種類の法の起源に分類し，その法の起源

リー・データを用いて経済的不平等と経済成長によって経済的不平等の程度が異なることを示

率の関連性を調査している。コントロール変数

す。さらに，経済的不平等および経済的生産性に初期の１人当たりの GDP と教育水準を加えは株式市場の規模と正の関連性があり，その理て推計した結果，所得分配のジニ係数と１人当由についても考察される。本稿の貢献は2004年

たりの GDP 成長率の関連性は負であった３）。

から2013年の10年間にわたるデータの平均値をAlesina and Rodrik〔1994〕は経済的不平等と79カ国のクロス・カントリー・データとして使

経済成長率の関係を調査しているが，本稿では用することによって，経済的不平等と経済的生

経済的不平等と経済的生産性が如何なる関連性

産性の間に負の関連性があることや，法の起源にあるのかを観察する。

ごとに経済的不平等の程度に差が存在するこ

表１に，法の起源の分類とデータの取得が可と，また経済的不平等および経済的生産性は株能であった79カ国のジニ係数について記載され式市場の規模と正の関連性があることを実証的て い る。 法 の 起 源 に つ い て は La Porta etな観察結果として導いたことにある。

al.〔2008〕に基づいて，イギリス法起源，フラこれまでの議論に基づき，経済的不平等は経

ンス法起源，ドイツ法起源，スカンディナビア

済的生産性を増大させるのか，もしくは経済的法起源の４種類に分類されている。さらに，本不平等は経済的生産性を減少させるのかという

稿では経済的不平等を計測する手段としてジニことを本稿の第１節において考察する。第２節

係数と，高所得者上位10％の個人が全所得のでは，経済的不平等と法の起源の間に如何なる何％を占めているのかという指標を用いて議論関連性が存在するのかということを議論する。

を進めることとする。ジニ係数と，上位10％が第３節にて，経済的不平等との関連性のある諸占める所得割合については，各国ごとに2004年

要因について取り上げ，２種類の回帰モデルをから2013年までの取得可能であったデータの平構築する。第４節では，第３節にて構築された均値を用いている。2004年から2013年までの間回帰式の推計結果を示し，第５節において，そに欠損値があった場合には，その欠損値を含まの推計結果に対する解釈を行う。最後に，第６ずに平均化している。このジニ係数については節において本稿のまとめと課題を示す。

World Bank の Indicators Data に 掲 載 さ れ ている Gini Index を使用しており，値は％にて

6

証券経済学会年報第53号／研究論文

表記されている。ジニ係数は値が大きければそ

べられている４）。Kuznets〔1955〕による検証の国の経済的不平等が大きいことを示してい結果に対して，クロス・カントリー・データをる。

用いた本稿の推計結果では単純に線形を当ては

これら79カ国のジニ係数と，１人当たりのめることが可能である。つまり，各国間で比較

GDP で示された経済的生産性の関係についてした場合，ジニ係数で示した経済的不平等は１回帰分析を行ったものが図１に記載されてい人当たりの GDP で計測した経済的生産性と負る。図１をみると，ジニ係数と経済的生産性のの関連性があることを意味している。要する

間には負の関連性がみられる。しかしながら，に，所得格差が広がれば，経済的生産性は落ち

Kuznets〔1955〕による検証結果では，1913年

込むということを示唆している。

から1948年のアメリカのデータを使用し時系列

次に，ジニ係数の代わりに上位10％が占める

的に検証した結果，逆Ｕ字型の関数になると述所得割合を用いて，図１同様に回帰分析を行っ

表1
イギリス法起源
国名
ジニ係数
Australia
35.285
Bangladesh
32.355
Canada33.820Fiji
42.780U.K
34.631Ghana
42.770India
33.640
Ireland32.563
Jamaica
45.460Kenya
48.510
Sri Lanka
38.250
Mauritius
35.745Malawi42.995
Malaysia
46.103
Namibia60.970Nepal
32.750
Pakistan
31.508
Swaziland
51.450Thailand40.035
Uganda43.170U. S. A
40.973
South Africa
63.727
Zambia54.843法の起源とジニ係数

フランス法起源
国名
ジニ係数
Argentina
45.946
Armenia
32.052
Belgium
28.954
Bolivia51.988Brazil54.618Chile
51.270
Cote d'Ivoire
43.180Colombia
55.927
Costa Rica
49.009Cyprus31.646Egypt
30.750Spain
34.487
France32.074
Greece34.887
Indonesia
34.563
Iran
39.237Israel
41.940Italy
34.171
Kazakhstan
28.727
Kyrgyz32.427
Lithuania
35.051
Morocco40.720
Mexico48.263
Netherlands
29.434
Panama52.905Peru
48.410Philippines
43.383
Portugal
36.882
Romania
30.771
Russia41.204
El Salvador
45.079Serbia30.287
Tunisia
36.770Turkey39.704
Ukraine26.693
Vietnam
38.828

ドイツ法起源
国名
ジニ係数
Austria30.249Bulgaria
33.886
Switzerland
32.930Czech Rep.
26.538Germany
31.542Estonia
32.844
Georgia
40.821
Croatia
31.180Hungary
29.226
Japan
32.110Latvia35.938
Mongolia
34.133
Poland33.800Slovakia
27.488Slovenia
25.398スカンディナビア法起源
国名
ジニ係数
Denmark27.903Finland27.746
Iceland28.706
Norway27.798
Sweden26.892法の起源の分類は La Porta et al.〔2008〕に基づいて分類されている。ジニ係数については World Bank の Indicators Data から取得したデータである。ジニ係数は各国とも2004年から2013年の平均値を用い，欠損値については除いたものを使用している。

経済的不平等と経済的生産性に関する覚書

図１70ジニ係数と GDP/Capita の関係

図２

60

50

50

40

40

30

30

20

20
10
0

上位10％が占める所得割合と GDP/Capita の関係
Highest10％（％）

60

Gini INDEX（％）

7

GDP/Capita（1,000）
0

10

20

30

40

50

60

70

80

90

World Bank の Indicators Data から取得したジニ係数と，１人当たりの GDP を回帰分析したものである。各国のデータの期間
は 2004 年から 2013 年までの値を平均化したものを使用している。回帰式は，
Gini Index＝41.345－0.201×GDP/Capita Adj. R2=0.194（35.211）（－4.452）となっており，F 検定は１% 水準で有意である。
（ ）は t 値。
また，観測数は 79 であり，最小二乗法にて推計されている。

たものが図２に記載されている。この指標についても World Bank の Indicators Data から取得し，2004年から2013年までの期間における平均値を使用している。ジニ係数と同様に，数値が大きければ上位10％の者の所得が高く，経済的不平等が大きいことを示している。図２においても，図１と同様に経済的不平等と経済的生産性の関連性は負であり，且つ線形であると捉

100GDP/Capita（1,000）
0

10

20

30

40

50

60

70

80

90

World Bank の Indicators Data から取得した上位 10% の者の所得割合と，1 人当たりの GDP を回帰分析したものである。各国のデータの期間は 2004 年から 2013 年までの値を平均化したものを使用している。回帰式は，Highest10% ＝32.734－0.166×GDP/Capita Adj. R2=0.215（35.939）（－4.732）となっており，F 検定は１% 水準で有意である。（ ）は t 値。
また，観測数は 79 であり，最小二乗法にて推計されている。

なっている。
4） Kuznets〔1955〕によれば，国が工業化して平均所得が伸びるようになると，その初期段階では経済的不平等が拡大するものの，経済が成熟するにつれて経済的不平
等 が 縮 小 す る。 し か し な が ら，Piketty〔2013〕 はKuznets〔1955〕による検証結果は大不況と第２次世界大戦という特殊な要因が生み出した偶然の産物として，21世紀の現在には当てはまらないことを主張している。
5） 図１および図２の回帰モデルにおいて，Ｆ検定は１％水準で有意となっている。

５）

えても問題が無い 。推計結果として図１および図２をみると，このような単純な回帰分析の2．経済的不平等と法の起源

結果が示す関連性において，経済的不平等が大きい国では経済的生産性は低いと捉えることが過去に継受した法の起源が相違することにできる。ただし，経済的不平等が経済的生産性

よって，各国における経済的不平等の程度は異の高低を決定するのか，経済的生産性の高低がなるのであろうか。本節では，法の起源におけ

経済的不平等を決定するのかは定かではない。

る相違が経済的不平等に対してどのような影響

つまり，Bowles〔2012〕の言うところの経済を与えるのかを議論する。法の起源について的不平等の拡大によるエージェンシー・コスト

は，「法の起源と金融（Law and Finance）」との増加が経済的生産性を減少させるのか，経済

い う 分 野 に お い て La Porta et al.〔1998，

的生産性が高いという事実が経済的不平等を縮

2000，2002〕によって議論され，各国の金融市小させるのかという因果関係は明らかではな

場における投資家保護や債権者保護の制度は法い。しかしながら，本節では結果として経済的の起源によって相違することが検証されてい不平等が大きければ１人当たりの GDP で計測る。その後，La Porta et al.〔2008〕では法のされた経済的生産性は低いという負の関連性が起源と金融市場における諸制度の関連性のみな観察できた。

らず，法の起源が各国の生産形態や法の独立

3） Alesina and Rodrik〔1994〕によれば，所得における性，参入規制，労働法，会社法，取引所に関す不平等と土地所有権における不平等では土地所有権におる法律，金融商品取引法などに影響を及ぼし，ける不平等の方が経済成長に対して説明力の強い要因とその結果が各国の経済的な独自性および異なる

8

証券経済学会年報第53号／研究論文

経済的生産性を導くと主張している。つまり，

ンス法起源の国々では経済的不平等が大きく，法の起源が経済的な環境に幅広く影響を残して次にドイツ法起源，最後にスカンディナビア法

いるという議論である。したがって，法の起源

起源という順に経済的不平等が小さくなることが経済的な環境に幅広く影響を残しているといを示している。表２と同様に，表３では上位

う Law and Finance の議論に基づけば，その10％が占める所得割合を用いて差の検定を行っ法の起源が経済的不平等に対して何らかの影響たところ，表２と同様の結果となり，イギリスを残していると考えることは不自然なことでは法起源とフランス法起源の国々では経済的不平ない。

等が大きく，続いてドイツ法起源，スカンディ
ナビア法起源の順に経済的不平等が小さくなる

表２は各国を法の起源ごとに分類し，その法という結果となった。

の起源に所属する国々のジニ係数の平均値を比６）

較し，差の検定を行ったものである 。ｔ検定

このような結果となった理由は，イギリス法の結果をみるとイギリス法起源の国々のジニ係起源およびフランス法起源の国はイギリスもし

数とフランス法起源の国々のジニ係数には有意

くはフランスのいずれかの国を宗主国とするかな差がみられなかったが，イギリス法起源とドつての植民地が多く含まれることが要因ではな

イツ法起源およびスカンディナビア法起源にはいかと考える。また，ドイツ法起源の国々では有意な差が認められた。フランス法起源とドイ

かつて長期的に植民地であった国の割合が少な

ツ法起源およびスカンディナビア法起源の間にく，スカンディナビア法起源の国々ではほぼ自も有意な差が確認できる。さらに，ドイツ法起発的に法の起源を構築した国が多いことに気が源とスカンディナビア法起源の間にも有意な差付く。植民地であった国々において，かつて宗が確認できた。つまり，イギリス法起源とフラ主国と取引が可能であった者は独立後もその取表２法の起源ごとに分類された国々における Gini Index の平均値に関する差の検定

English VS French
English VS German
English VS Scandinavian
French VS German
French VS Scandinavian
German VS Scandinavian
Obs.

English41.92841.92841.92823

Gini Index の平均値
FrenchGerman39.22931.87239.22939.22936

31.87231.872
15

Scandinavian

27.80927.80927.8095ｔ値
1.147
4.674***
7.335***
4.303***
8.077***
3.892***English はイギリス法起源，French はフランス法起源，German はドイツ法起源，Scandinavian はスカンディナビア法起源を表す。
各国の Gini 係数の期間は2004年から2013年までの値を平均化したものを使用している。＊＊＊は１％水準で有意であることを示す。
Obs. は観測数を表す。

表３

法の起源ごとに分類された国々における上位10％が占める所得割合の平均値に関する差の検定

English VS French
English VS German
English VS Scandinavian
French VS German
French VS Scandinavian
German VS Scandinavian
Obs.

English33.50933.50933.50923

Highest10％の平均値
FrenchGerman30.61125.04530.61130.61136

25.04525.045
15

Scandinavian

22.57522.57522.5755ｔ値
1.521
4.984***
6.619***
4.637***
7.085***
3.353***English はイギリス法起源，French はフランス法起源，German はドイツ法起源，Scandinavian はスカンディナビア法起源を表す。
各国の Highest10％の期間は2004年から2013年までの値を平均化したものを使用している。＊＊＊は１％水準で有意であることを示す。
Obs. は観測数を表す。

経済的不平等と経済的生産性に関する覚書

引で得た利益をもとに拡大したために現在の所

Ginii =α0 +α1GDPi +α2Equityi +α3Origini

得が高く，その取引に携わることのできなかっ+ Control variables1 +εi ⑴た者，もしくはその取引のために雇われただけ

GDPi =β0 +β1Ginii +β2Equityiの従業員は機会的平等に恵まれず所得が低いま
ま現在に至るのかもしれない。

9+ Control variables2 + ui

⑵

式⑴は i を国としたクロス・カントリー・

ま た，Glaeser and Shleifer〔2002〕 に よ れ

データを用いた推計式であり，2004年から2013

ば，法の起源を継受する際に，中央政府のコン

年までのデータの平均値を変数として使用したトロールが効いた秩序正しい環境のもとでは，最小二乗法によって推計される。ｔ値について分権化された法体系を施行しやすかったのに対は White の不均一分散一致標準誤差を用いてし，中央政府のコントロールが弱い無秩序な環算出する。被説明変数である Gini はジニ係数境のもとでは，中央政府に権力を集中させる法

であり，０％から100％の間で表記される。経体系を施行しやすかった。その結果，中央政府

済的不平等が大きい場合には数値は高く示されのコントロールが弱かったフランスは大きな力る。変数 GDP は経済的生産性を表し，US ド

を中央政府に与える制定法（大陸法）の体系を

ルベースで表記された１人当たりの GDP を使適用し，中央政府のコントロールが強かったイ

用する。変数 GDP は経済的不平等と経済的生

ギリスはより一層分権化された慣習法の体系を

産性の関係を調査するためにモデルに組み込適用したと述べている。したがって，法の起源

む。

が分権的な特徴を持つのか，中央集権的な特徴

変数 Equity は株式市場の規模を表した変数を持つのかによって所有権に対する考え方も異であり，株式時価総額を労働人口で除したものなってくると考える。このように法の起源の持である。株式市場の規模は以下の理由から経済つ所有権に対する考え方が異なるという要因が的不平等と関連性があると考えられる。大別す

経済的不平等に影響を与えていても不思議なこると２種類の考え方が可能である。第１に，経とではない。いずれにしても，経済的不平等と済的不平等が大きく低所得者層が多ければ多い法の起源には関連性があると考えるのが自然で

程，株式に投資する余裕資金を持たない個人があろう。

増加すると同時に，低所得者層はリスク回避的

6） 本稿において対象とするサンプルを法の起源ごとに４となるので株式市場の規模は小さくなるという分割していることから，サンプルの大きさが小さくな

考え方である。つまり，経済的不平等の拡大がる。したがって，正規分布および等分散を仮定すること

株式市場の規模を縮小させる。

が難しいためノンパラメトリック検定（Non-parametric
Test）を用いる。ｔ検定は両側検定によって推計される。

第２に，経済的不平等が大きく一部の高所得者層が株式市場に積極的に参加する場合，経済的不平等が拡大するにつれて，一部の高所得者

3．経済的不平等と関連性のある要因に
ついて層の所得が増加するためリスク中立的となる。
したがって，経済的不平等が大きければ大きい
程，株式市場の規模は大きいと考えることがで

本節では，経済的不平等を説明するために，きる。要するに，株式市場の規模に対して高所

如何なる要因が重要であるのかを調査する回帰

得者層の持つインパクトの方が強いのか，それ式を構築する。さらに，経済的生産性に対してとも低所得者層の持つインパクトの方が強いの

経済的不平等がどのような影響を与えるのかにかによって結果が異なるということである。こついても回帰モデルを構築する。変数の定義にの２種類の考え方から，経済的不平等を表すジ

ついては表４に，記述統計については表５に記ニ係数に対して，株式市場の規模は負の関連性

載されている。

を持つのか正の関連性を持つのかは定かではな
いためモデルに加え検証することとする。

10

証券経済学会年報第53号／研究論文

表４
変数
Gini

HighestGDP
EquityEnglishFrenchGermanScandinavian
Education

Unemployment
Inflation
Government

Tax

Growth

変数の定義

概要
ジニ係数（％）

定義
World Bank の Indicators Data か ら 取 得 し た Gini Index を 使 用。
０％～100％で表記される。各国別に2004年から2013年のデータを平均化した値である。欠損値についてはその値を除いた平均値となっている。
上位10％が占める所得World Bank の Indicators Data から取得した Highest10％を使用。
割合（％）
０％～100％で表記される。各国別に2004年から2013年のデータを平均化した値である。欠損値についてはその値を除いた平均値となっている。
経済的生産性World Bank の Indicators Data から取得した１人当たりの GDP。各
（1,000：USD）
国別に2004年から2013年のデータを平均化した値である。
株式市場の規模World Bank の Indicators Data から取得した株式時価総額を労働人（1,000：USD）
口で除した値。各国別に2004年から2013年のデータを平均化した値である。欠損値についてはその値を除いた平均値となっている。
イギリス法起源
La Porta et al.〔2008〕に基づき当該国がイギリス法起源であった国を１とし，それ以外の国を０としたダミー変数。
フランス法起源
La Porta et al.〔2008〕に基づき当該国がフランス法起源であった国を１とし，それ以外の国を０としたダミー変数。
ドイツ法起源La Porta et al.〔2008〕に基づき当該国がドイツ法起源であった国を１とし，それ以外の国を０としたダミー変数。
スカンディナビア法起源 La Porta et al.〔2008〕に基づき当該国がスカンディナビア法起源であった国を１とし，それ以外の国を０としたダミー変数。
１人当たりの教育費World Bank の Indicators Data から取得した教育費を総人口で除し（1,000：USD）
たもの。各国別に2004年から2013年のデータを平均化した値である。欠損値についてはその値を除いた平均値となっている。
失業率（％）
World Bank の Indicators Data から取得した失業率を使用。各国別に2004年から2013年のデータを平均化した値である。
インフレ率（％）
World Bank の Indicators Data から取得した GDP デフレーターを使用。各国別に2004年から2013年のデータを平均化した値である。
政府支出（GDP％）IMF World Economic Outlook から取得した GDP に占める政府支出の割合を使用。各国別に2004年から2013年のデータを平均化した値である。
法人税率（％）
World Bank の Indicators Data から取得した法人税率を使用。各国
別に2004年から2013年のデータを平均化した値である。欠損値についてはその値を除いた平均値となっている。
GDP 成長率（％）
World Bank の Indicators Data から取得した GDP 成長率を使用。
各国別に2004年から2013年のデータを平均化した値である。

各国のデータの期間は2004年から2013年までの値を平均化したものを使用している。なお，欠損値についてはその値を除いて平均化したものを使用している。

Origin については，La Porta et al.〔2008〕

す。これら法の起源のダミー変数は経済的不平に基づいて各国をイギリス法起源，フランス法

等との関連性を観察するためにモデルに加えら

起源，ドイツ法起源，スカンディナビア法起源

れる。

の４種類に分類し，国別に該当する法の起源でControl variables 1 はコントロール変数であある場合に１をとり，それ以外の法の起源であり，６種類の変数が加えられる。まず，１人当る場合には０をとるダミー変数である７）。ここたりの教育費が経済的不平等に影響を与えるとで，ダミー変数 English はイギリス法起源，ダ予測できることから変数 Education を加える。

ミー変数 French はフランス法起源，ダミー変第２に，失業率が経済的不平等に影響を与える

数 German は ド イ ツ 法 起 源， ダ ミ ー 変 数と予測できることから変数 Unemployment をScandinavian はスカンディナビア法起源を示加える。第３に，インフレーションが経済的不経済的不平等と経済的生産性に関する覚書

表５
変数
Gini
HighestGDP
EquityEnglishFrenchGermanScandinavian
Education
Unemployment
Inflation
Government
Tax
Growth

平均値
37.89529.88917.14023.497
0.291
0.456
0.190
0.063
0.905
8.600
6.128
33.66943.573
3.563

11

記述統計
中央値
34.88727.200
8.055
5.042
0.000
0.000
0.000
0.000
0.308
7.630
4.771
34.04942.544
3.327

標準偏差
8.735
6.865
19.63139.533
0.457
0.501
0.395
0.245
1.196
4.771
4.854
10.73915.1532.243

最大値63.72752.25785.310254.812
1.000
1.000
1.000
1.000
5.502
23.88022.50754.610108.689
9.194

最小値
25.39821.037
0.284
0.039
0.000
0.000
0.000
0.000
0.012
1.100
－1.19212.96015.178－1.516

各国のデータの期間は2004年から2013年までの値を平均化したものを使用している。
なお，欠損値についてはその値を除いて平均化したものを使用している。

平等に影響を与えると予測できることから変数に加える。株式市場の規模は経済的生産性に対Inflation を加える。このインフレーションを表して正の関連性を持つと考えられる。なぜな

す変数は，各国の GDP デフレーターを使用しら，企業における資金調達の市場が大きいといている。第４に，GDP に占める政府支出が経うことは，それだけ株式市場から企業へと多く

済的不平等を緩和させる効果があると考えられの資金が流れていることを意味するからであることから変数 Government を加える。第５る。つまり，資金調達の市場規模の拡大，もしに，法人税率が経済的不平等に影響を与える可

くはその市場により資金調達の機会が増加する

能性を鑑み，変数 Tax を加える。最後に，経ということは，企業の生産活動にとっても有利

済成長率が経済的不平等に影響を与える可能性に働くと考えるからである。

があるため，GDP の成長率である変数 Growth

Control variables 2 はコントロール変数であを加えた。変数 Growth をモデルに加えた理由

り，４種類の変数をモデルに組み込んでいる。

は，本稿では対象期間である10年間を平均化しま ず， １ 人 当 た り の 教 育 費 で あ る 変 数たクロスセクションデータを用いて分析するた

Education は経済的生産性にとって影響を与え

め，１国の経済における発展過程の相違を考慮

る要因であると考えられるのでモデルに組み込する必要があるからである。εは誤差項であむ。第２に，失業率についても経済的生産性にる。

直接作用する要因であると考えられるので，変式⑵は式⑴と同様に，最小二乗法によって推数 Unemployment をモデルに組み込んだ。第計されるモデルである。ｔ値については White

３に，インフレーションが経済的生産性に対しの不均一分散一致標準誤差を用いて算出する。

て影響を与える可能性があるため，モデルに変式⑵は被説明変数である１人当たりの GDP に

数 Inflation を加える。最後に，各国の発展過よって計測される経済的生産性に対して，影響程を表す経済成長率が経済的生産性に影響を与を与えうる要因を説明変数としたモデルであえると考えるため，モデルに変数 Growth を加る。その変数 GDP と経済的不平等を表すジニ

えた。u は誤差項である。

係数との関係は第１節で観察された通り，負の関連性を示すことが予想される。

なお，変数 Gini，変数 GDP，変数 Equity，
変数 Education，変数 Inflation，変数 Tax，変次に，株式市場の時価総額を労働人口で除し数 Growth については World Bank に掲載された株式市場の規模を表す変数 Equity をモデルている Indicators Data から取得している。ま12

証券経済学会年報第53号／研究論文

た，変数 Government については IMF のデー

4．モデルの推計結果

タベースである World Economic Outlook から取得している。上記の２種類の回帰式を用いて，経済的不平等と経済的生産性の関連性や経式⑴の推計結果が表６に示されている。左側

済的不平等と法の起源，さらには経済的不平等の列には変数 Gini を被説明変数としたモデルと株式市場の規模における関連性を推計し，結の推計結果を記載している。右側の列には上位

果的に経済的生産性に影響を与える要因を特定10％が占める所得割合を変数 Highest とし，そすることで，これらの関連性を明らかにしていの上位10％が占める所得割合を被説明変数としきたい。

て推計したモデルが記載されている。この２種

7） 法の起源をダミー変数とし，回帰式の右辺，つまり説明 変 数 に 加 え る と い う 方 法 は La Porta, Lopez-deSilanes, Shleifer and Vishny〔1999〕にもみられる手法である。したがって，本稿で使用する回帰式においても法の起源の変数である Origin を右辺に説明変数として類の変数を経済的不平等の指標として使用している。
表６をみると，いずれのモデルにおいても経済的生産性を表す変数 GDP の係数はマイナス

加え分析を行う。法の起源は歴史的な過去の指標であの値を示している。ジニ係数を被説明変数としる。したがって，因果関係における法の起源は先決変数

コントロール変数を加えたモデルでは10％水準である。

で有意な傾向があり，コントロール変数を含ま

表６
GDP
EquityEnglishFrenchGermanScandinavian
Education
Unemployment
Inflation
Government
Tax
GrowthCon.
Adj.R2
F testObs.

ジニ係数および上位10％が占める所得割合に関する推計結果

Gini
Highest－0.359*－0.359* －0.281*** －0.281***－0.338** －0.338** －0.234*** －0.234***（－1.849）（－1.849）（－4.425）（－4.425） （－2.293）（－2.293）（－4.650）（－4.650）
0.043*
0.043*
0.071***
0.071***
0.030
0.030
0.053***
0.053***（1.696） （1.696） （2.992） （2.992）（1.566） （1.566） （2.767） （2.767）
7.457**
6.578***
4.731**
7.802***
5.813**
5.664***
2.854*
6.560***（2.221） （3.773） （2.161） （4.417）（2.183） （4.398） （1.684） （4.808）
5.233*
4.354***
2.718
5.789***
3.371
3.222***
0.470
4.176***（1.670） （2.771） （1.304） （3.933）（1.409） （2.860） （0.297） （4.052）
0.879－3.071
0.149－3.706**（0.285）（－1.399）（0.062）（－2.208）－0.8793.071－0.1493.706**（－0.285）（1.399）（－0.062）（2.208）4.346
4.346
4.232*
4.232*（1.434） （1.434）（1.793） （1.793）
0.546**
0.546**
0.459**
0.459**（2.021） （2.021）（2.108） （2.108）－0.320*－0.320*－0.276** －0.276**（－1.652）（－1.652）（－2.090）（－2.090）－0.267** －0.267**－0.199** －0.199**（－2.237）（－2.237）（－2.285）（－2.285）
0.118**
0.118**
0.081*
0.081*（2.107） （2.107）（1.876） （1.876）
0.492
0.492
0.437
0.437
（0.891） （0.891）（1.122） （1.122）
33.749*** 34.628*** 39.012*** 35.941***
27.244*** 27.393*** 32.302*** 28.596***（5.044） （6.065） （15.446） （30.571）（5.232） （6.343） （16.873） （36.393）
0.385
0.385
0.304
0.304
0.425
0.425
0.332
0.332
5.441***
5.441***
7.821***
7.821***
6.427***
6.427***
8.768***
8.768***
79
79
79
79
79
79
79
79

各モデルは最小二乗法を用いて推計している。（ ）内はｔ値を示す。*，**，*** は各々10％，５％，１％水準で有意であることを示す。ｔ値は White の不均一分散一致標準誤差を用いて算出した。Obs. は観測数を表す。

経済的不平等と経済的生産性に関する覚書

13

ないモデルにおいては１％水準で有意である。

イギリス法起源はどのモデルを見ても係数はプ

また，上位10％が占める所得割合を被説明変数

ラスであり，有意性についても１％水準からとし，コントロール変数を加えたモデルにおい

10％水準となっている。つまり，イギリス法起ては５％水準で有意となり，コントロール変数

源を過去に採用した国々では経済的不平等が大を除いたモデルでは１％水準で有意であった。

きいという関連性が観察できた。フランス法起したがって，経済的不平等の拡大は経済的生産

源では，係数はすべてのモデルについてプラス性の低下に関連付けられる。

ではあるものの，有意水準を満たしていないモ

次に，株式市場の規模と経済的不平等の関係

デルも存在する。したがって，イギリス法起源

をみると，変数 Equity の係数はどのモデルにの国々よりも頑健な関係性は持たないのかもし

おいてもプラスを表している。ジニ係数を被説れないが，フランス法起源を過去に採用した

明変数とし，コントロール変数を含むモデルで国々では経済的不平等が大きい傾向にあるのか

は10％水準で有意な傾向があり，コントロール

もしれない。ドイツ法起源やスカンディナビア

変数を含まないモデルでは１％水準で有意であ

法起源の国々では係数の値はプラスもしくはマる。右側の列に表記されている，変数 Highest

イナスの両方ともが存在し，ほとんどのモデルを被説明変数とし，コントロール変数を加えたにおいて有意ではなかった。この推計結果は，モデルにおいて有意とはならなかったが，コン

表２と表３における差の検定の結果と概ね整合

トロール変数を除いたモデルにおいては１％水的である。特に，イギリス法起源は経済的不平準で有意である。したがって，頑健な関連性と等と正の関連性が存在するといえよう。

は言わないまでも，経済的不平等と株式市場の式⑵の推計結果については表７に記載されて規模には正の関連性が存在する傾向にある。

いる。表７の OLS の列には，ジニ係数を説明

法の起源と経済的不平等の関連性について，

表７

Gini
HighestEquityEducation
Unemployment
Inflation
GrowthCon.
Adj.R2
F testObs.

変数としたモデルとともに，上位10％が占める

経済的生産性に影響を及ぼす要因についての推計結果
GDP
OLS－0.085** －0.591***（－2.300）（－5.120）－0.141*** －0.768***（－3.171）（－4.929）
0.077***
0.381***
0.078***
0.377***（2.537） （4.855） （2.578） （4.830）
12.660***12.608***（10.299）（10.354）－0.032－0.015（－0.523）（－0.237）－0.229***－0.233***（－2.530）（－2.622）－0.549***－0.507**（－2.496）（－2.378）
10.722*** 30.597*** 11.484*** 31.239***（5.003） （5.524） （5.460） （5.440）
0.968
0.752
0.968
0.753
389.155*** 118.961*** 398.244*** 120.149***
79
79
79
79

２SLS
－0.334***（－2.723）－0.503***（－3.266）
0.092***
0.092***（4.485） （4.480）
11.791*** 11.715***（14.292） （14.383）
0.072
0.120
（0.636） （1.021）－0.251** －0.260**（－2.100）（－2.128）－0.292－0.174（－0.963）（－0.553）
18.912*** 20.605***（4.287） （4.806）
0.958
0.960
302.618*** 290.746***
79
79

OLS は最小二乗法を用いて推計している。２SLS は二段階最小二乗法により推計を行っている。２SLS の操作変数は定数項を含み
GDP，Equity，English，French，German，Education，Unemployment，Inflation，Government，Tax，Growth を 使 用 し て いる。
（ ）内はｔ値を示す。*,**,*** は各々10％，５％，１％水準で有意であることを示す。ｔ値は White の不均一分散一致標準誤差を用いて算出した。Obs. は観測数を表す。

14

証券経済学会年報第53号／研究論文

所得割合である変数 Highest を説明変数とした

次に，二段階最小二乗法による推計結果でモデルが記載されている。各モデルともコント

は，変数 Equity に関して述べれば変数 Gini を

ロール変数を加えたものと，コントロール変数

説 明 変 数 に 組 み 込 ん だ モ デ ル で も， 変 数を除いたものの２種類が表記されている。

Highest を説明変数に組み込んだモデルでも係

まず，経済的生産性を示す変数 GDP とジニ数の値はプラスであり，１％水準で有意となっ係数との関係をみると，係数はマイナスであている。すなわち，経済的生産性と株式市場のる。コントロール変数を加えたモデルでは５％規模の間には正の関連性がある。これらの推計水準で有意となり，コントロール変数を除いた結果についての解釈を次節において議論する。

モデルでは１％水準で有意となっている。したがって，式⑵によって推計されたモデルにおい

5．推計結果の解釈についてても，経済的不平等と経済的生産性の間には負の関連性が存在する。上位10％が占める所得割

本稿の推計結果から導き出される主要な結論合である変数 Highest を説明変数として推計しは３点ほど存在する。まず，第１に経済的不平

た も の が 左 側 ２ 列 に 示 さ れ て い る が， 変 数

等と経済的生産性の間には負の関連性が存在す

GDP と変数 Highest の関係は係数をみるとマるということである。この結果から考察するイナスであり，やはり経済的不平等と経済的生と，経済的効率性によって高い経済的生産性を産性の間には有意な負の関連性が存在する。

達成できるとすれば，経済的不平等は経済的生

次に，変数 GDP と株式市場の規模を表す変産性に結び付く経済的効率性を引き下げる可能

数 Equity の関係をみると，係数はプラスであ性があるということである。つまり，所謂経済り，OLS の列に示されているモデルではすべ的効率性と経済的平等の間にはトレードオフのて１％水準で有意となっている。変数 Equity

関係があるという結論にはならないということに関するこれらの結果では，経済的生産性と株である。

式市場の規模の間に正の関連性がある。

このような結果となった理由は２種類の理論

右側の２列は 2SLS と記載されており，二段

的 背 景 が 関 係 す る と 考 え ら れ る。 １ つ は

階最小二乗法によって推計されたモデルであAtkinson〔2015〕の主張するように経済は完る。つまり，式⑴を式⑵に組み込み，内生性を全競争市場によって成立しているというより除去した上で推計を行う操作変数法を使用したも，むしろ独占的市場や限定的合理性によってモデルとなっている。この二段階最小二乗法に成立しており，Bowles〔2012〕の主張するよよって推計されたモデルでは操作変数に定数項

うな経済的不平等が大きくなるにつれて，そのを含み，変数 GDP，変数 Equity，変数 English，

制度的な枠組みを維持するためのエージェン

変数 French，変数 German，変数 Education，

シー・コストが増加するという考え方である。

変 数 Unemployment， 変 数 Inflation， 変 数

もう１つの考え方としては，Galor and Zeira

Government，変数 Tax，変数 Growth を使用〔1993〕の主張する信用制約によって，低所得している。これらの変数は式⑴にて使用された者層の金融市場へのアクセスが制限され，経済ものである。

的生産性の低下が予測できるという考え方であ表７における，右側２列の二段階最小二乗法る。この２種類の考え方についてどちらか一方の推計結果をみると，経済的生産性に対して変の効果が強いのか，これらの現象が同時に生じ

数 Gini の係数はマイナスとなり１％水準で有るのかは本稿の推計結果からは読み取ることは意である。また，変数 Highest の係数においてできないが，いずれにしても経済的不平等と経もマイナスであり１％水準で有意となってい済的生産性の間には負の関連性がある。

る。すなわち，経済的生産性と経済的不平等の間には負の関連性がある。

第２に，法の起源は経済的不平等と無関係ではないということである。経済的不平等はイギ

経済的不平等と経済的生産性に関する覚書

15

リス法起源とフランス法起源の国において大きまず，経済的不平等の大きい国と小さい国がく，次にドイツ法起源，最後にスカンディナビ

存在すると仮定し，各々の国の経済的生産性は

ア法起源という順番になっている。特に，過去同程度として考える。その際，経済的不平等のにイギリス法起源を採用した国々は経済的不平大きい国では所得が一部の高所得者層に偏って等と正の関連性があり，フランス法起源についいることになる。同時に，株式市場への投資はても同様の関連性が存在する可能性がある。こ

当然株価変動リスク等を受けることになる。所の理由に関して，イギリスとフランスは帝国主得が一部の高所得者層に極端に偏っている場

義時代に多くの植民地を形成していたことに起合，その一部の高所得者層はリスク中立的とな因するのではないかと考える。植民地においてるため株式市場からの期待収益率がその他の収宗主国と関連の深かった地元の豪族は低所得者益機会より高い場合，株式市場の投資リスクを層を雇用して宗主国と取引を行い，その状態が受け入れることができるのである。しかしなが独立してからも取引先は宗主国から異なる主体

ら，経済的不平等が大きい国において，一部のとなったとしても同様の社会制度を維持したま

高所得者層以外の個人は所得が減少するにつれ

ま現在に至る可能性がある。つまり，機会的にてリスク回避的となる。したがって，株式市場

平等ではない社会構造が経路依存性を通じて現への投資をためらう結果となる。つまり，一部

在に至っているのかもしれない。

の高所得者層のみが株式市場へのアクセスを可一方で，法の起源の機能そのものに経済的不能にするという結果である。

平等を拡大する要因が存在する可能性もある。

一方で，経済的不平等が小さい国では所得が確 か に，La Porta et al.〔1998，2000，2002〕

特定の人間に集中する程度が低い。つまり，株では投資家保護や債権者保護の制度が法の起源

式市場からの期待収益率がその他の収益機会よごとに異なると主張されており，特にイギリスり高いとしても，経済的不平等の大きい国と比法起源では証券市場とその司法制度が発達して較すると，経済的不平等が小さい国の個人は許いるため，証券市場へ投資可能な高所得者層と容可能なリスクに制限がある。つまり，経済的投資不能な低所得者層では経済的不平等は拡張

不平等が小さい国の個人は全体としてリスク回するように思える。しかし同時に，フランス法避的であると考えることができる。株式市場に起源では，証券市場とその司法制度の程度につアクセスが可能な個人は経済的不平等の大きい

いては４種類に分類された法の起源の中では最国における一部の高所得者層のみであり，経済下位であり，また銀行中心の金融市場を持つ国

的不平等の大きい国における低所得者層や経済が多い。したがって，法の起源の機能における的不平等が小さい国の個人はリスク回避的とな

如何なる部分に経済的不平等を拡張する要因がり株式市場への投資を控えるのかもしれない。

存在するのかを明らかにすることは本稿の推計

したがって，経済的不平等が大きい国では株式結果からでは難しい。いずれにしても，過去に市場の規模が大きく，経済的不平等が小さい国

イギリス法起源とフランス法起源を採用した

では株式市場の規模が小さいのではないかと考

国々は経済的不平等が大きい傾向にある。

える。

第３に，経済的不平等と株式市場の規模には

次に，経済的生産性と株式市場の関連性につ正の関連性があるということである。つまり，

いていえば，分配前の所得が大きければ大きい

所得格差が大きい国では株式市場の規模が大き

程，株式市場の規模は顕著に大きくなると考え

いということになる。また，経済的生産性と株る。すなわち，経済的生産性が大きい程，経済式市場の規模には正の関連性が存在する。すな的不平等とは関係なく個人全体としての所得水

わち，経済的生産性の高い国では株式市場の規準が上昇するため，その上昇分だけ個人全体が模が大きいということである。この推計結果に

リスクに対して余裕を持つこととなる。した対する解釈を下記に示す。

がって，経済的生産性の拡大は株式市場への投16

証券経済学会年報第53号／研究論文

資金額を増加させる傾向にあると考えるのが自

例えば，制度的に発生するエージェンシー・

然である。これらの解釈は経済的不平等の大きコストを表す代理変数や金融機関が貸付を行っ

い国において株式市場の規模が大きく，経済的ている顧客の所得水準を表す具体的な変数等が生産性の高い国においても株式市場の規模が大取得可能であれば解釈に沿った推計が可能できいという本稿の推計結果と整合的である。

あったのかもしれない。しかしながら，本稿のまた，経済的生産性と株式市場の規模が正の推計において，これらの変数が取得不可能で関連性を持つということだけを考えれば，株式あったため，経済的不平等と経済的生産性の間

市場の規模が大きいということは企業の資金調には負の関連性が存在するという観察結果まで

達に選択の幅があることとなる。簡単に言えしか示すことができなかったというところが本ば，銀行借入などの負債による調達だけではな

稿の限界であると考える。しかしながら，経済

く株式市場からも資金提供を受けていることに的不平等と経済的生産性の間の関連性は負とななる。このような場合，企業の資金調達におけることを再確認し，経済的不平等と法の起源のる選択の幅が企業の投資を促進し，その投資が関連性や，経済的不平等と株式市場の規模もし経済的生産性を拡大するという可能性も考えら

くは経済的生産性と株式市場の規模の関連性にれる。

ついても，一定の傾向や解釈が得られたことは意義のあることであると考える。したがって，

6．本稿のまとめと課題

今後の課題としてこれらの要因についても観察結果のみならず理論的なモデルを構築すること

本稿では，経済的不平等と経済的生産性の間が必要であろう。

には負の関連性が存在し，その経済的不平等の程度は法の起源によって異なることを実証的に示した。法の起源において，イギリス法起源と＜参考文献＞

フランス法起源の国において経済的不平等が大Alesina, A. and D. Rodrik〔1994〕, “Distributive Poli-

きく，次にドイツ法起源と続き，経済的不平等が小さい法の起源はスカンディナビア法起源であった。特に，イギリス法起源とフランス法起源は経済的不平等との関連性が予測できる。この関連性はイギリス法起源とフランス法起源の国に，かつての植民地が多く含まれることに起因するのかもしれない。また，本稿において経tics and Economic Growth”, The Quarterly Journal of Economics, 109－2, pp. 465－490.
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Ｂ・ ア ト キ ン ソ ン， 山 形 浩 生， 森 本 正 史 訳〔2015〕，『21世紀の不平等』東洋経済新報社）
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済的不平等と株式市場の規模の間には正の関連（サミュエル・ボウルズ，佐藤良一，芳賀健一訳

性があり，さらに株式市場の規模は経済的生産〔2013〕，『不平等と再配分の新しい経済学』大月

性と正の関連性があることを推計している。
本稿の限界は，経済的不平等と経済的生産性の間に存在する負の関連性に対して複数の解釈が可能なことである。つまり，経済的不平等を維持するための制度的なエージェンシー・コス
トが経済的生産性を低下させているのか，もしくは信用制約により低所得者層の金融市場へのアクセスが制限されることによって，経済的生産性の低下が予測できるのかは，本稿の推計結果だけでは判断が難しいことである。

書店）
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18『証券経済学会年報』第53号

2018年７月

Discussion in Economic Inequality and Economic Productivity :Focusing on Legal Origin and Size of Stock Markets

Yosuke Tomita
Faculty of International Business Management, Kyoei University

Abstract:
In this paper, we investigated the relationship between economic inequality and economic productivity using data from 79 countries. We estimated whether different kinds of legal origin leadto different degrees of economic inequality or not. The legal origins were classified into four categories: English origin, French origin, German origin and Scandinavian origin. At the same time,
we also estimated the relationship between the size of stock markets, economic inequality andeconomic productivity. The statistical models indicated that there is a negative correlation between economic inequality and economic productivity. In addition, there is a positive correlation
between the size of stock markets and economic inequality, as well as between the size of stock
markets and economic productivity. Furthermore, it is observed that English and French origin
affect economic inequality.
Keywords:
Economic Inequality, Economic Productivity, Legal Origin, Scale of Stock Markets, International
Comparison