多選禁止の導入と地方政府の財政規律に関する分析∗

一橋大学大学院 経済学研究科
公共政策プログラム 修士１年
村瀬 拓人

2007年8月∗

本稿は、一橋大学政策大学院・公共経済プログラムにおけるコンサルティング・プロジェクトの最終報告書として、受入機関である財務省財務総合政策研究所研究部の近藤春生研究官、および、同研究所研究部の小林航研究員に提出したものです。本稿の内容は、すべて筆者の個人的見解であり、受入機関の見解を示すものではありません。近藤研究官および小林研究員には、資料収集や報告書作成に関して貴重なアドバイスを数多く頂きました。心より感謝いたします。

要約

本報告書は、多選禁止をめぐるこれまでの議論の中で詳しい研究がなされてこなかった 2 つの論点について研究を行っている。2 つの論点とは、ひとつは「多選禁止が知事の政策決定に与える影響」であり、もうひとつは、「政権の長期化が政策変数（あるいは知事の政策決定）に及ぼす影響」である。
本報告書では、これら 2 つの論点について、特に財政規律に与える影響(財政規律との関係)という観点から分析を行うことで、多選禁止導入に関する議論をより深めることを目的としている。
前半部分では、多選の禁止が知事の政策決定に与える影響について、このテーマを扱う先行研究の要点を整理したうえで、多選禁止が財政規律に与える影響を論じている。先行研究では、選挙が存在しないことにより努力量を増加させるインセンティブが失われることと、政権交代後の知事の行動を制約しようとするインセンティブが発生するという 2 つの原因により、多選の禁止が非効率性をもたらすことが示唆されている。これら先行研究を踏まえれば、財政規律に関しても、多選禁止が悪影響を与える可能性を指摘することができる。
後半部分では、政権の長期化と財政規律の関係について都道府県データを用いた検証を行っている。本研究の実証分析では、政権の長期化と財政規律の関係について、在職年数が延びるに従い債務の増加額は減少を続け、財政規律は改善していくという分析結果を得ている。この結果は、知事の在職年数が延びるにつれて当初は債務が減少するが、在職期間が 12 年程度を超えたあたりから財政規律は悪化する、という先行研究の分析結果を覆すものとなっている。
これら 2 つの研究結果から多選禁止の導入について考えると、多選禁止の導入には財政規律の悪化を防止するという効果はなく、むしろ財政規律を悪化させる可能性を持っていることを指摘できる。本報告書の研究結果は、財政規律という観点から考えると多選禁止の導入が必ずしも好ましい結果をもたらさないことを示唆している。

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多選禁止の導入と地方政府の財政規律に関する分析

一橋大学大学院

経済学研究科修士課程 1 年

村瀬拓人

2007 年 8 月 31 日

目次
1．はじめに.......................................................................................................................... 4
2．多選禁止と財政規律........................................................................................................ 6
3．政権の長期化と財政規律の関係に関する先行研究 ......................................................... 9
4．在職年数と財政規律の間の関係についての実証分析.................................................... 125．追加的な実証分析 ......................................................................................................... 16
6．結論...............................................................................................................................18
補論．多選の禁止が政策変数に与える影響に関する実証分析........................................... 20
参考文献 ............................................................................................................................. 22
図表 .................................................................................................................................... 24

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1．はじめに
昨今、在任期間の長い地方自治体の首長による不祥事が相次ぎ、首長に対する多選禁止(任期制限)の導入が活発に議論されるようになった。また、7 月に行われた参議院選挙における各政党のマニフェストでも、多選禁止の導入に関する項目が取り上げられていた。こうした議論における多選禁止導入の最大の論拠は、「当選回数の多い首長の下でほど、政策決定における弊害や政治腐敗が起こりやすい」という経験則が大きい。それに対して多選禁止導入の問題点としては、「そのような制約が憲法上可能か」という憲法上の問題や、「それは有権者が選ぶべき問題ではないか」といった論点が浮上しており、これらの論点に対しては盛んに議論が行われている1。
一方で多選禁止をめぐるこれまでの議論では、多選の禁止が知事の政策決定や税率、歳出、財政赤字などの政策変数に与える影響についてほとんど議論されていない。例えば、海外における経済学(政治経済学)の文献では「もし多選制限が存在すれば、再選の可能性がない任期最終期に首長が横暴な振る舞いを行う可能性」など、多選禁止がもたらす非効率性が指摘されているが、そうした指摘が我が国における多選禁止の導入をめぐる議論において取り上げられることはほとんどない。また、多選禁止導入の最大の論拠となっている「政権の長期化に伴う政策決定時の弊害や政治腐敗の増加など様々な問題が発生する」という指摘も、その主張の大部分は、ここ数年において在任期間の長い首長の不祥事が特に目立っていることがその根拠とされており、経験則の域を超えた議論はほとんど行われていない。従って、多選禁止が知事の政策決定に与える影響と、政権の長期化がもたらす悪影響という 2 つの重要な論点については、多選禁止の導入を考える上で、これまでなされてきた議論を超えたより深い考察が必要とされる。
多選禁止が知事の政策決定に与える影響を経済学の文脈に基づいて分析した先行研究については、海外、特に州制度の中で任期が制限されている州とそうでない州が存在するア
メリカ2などで、州知事の任期制限が知事の行動に与える影響を理論・実証両面から研究した先行研究がいくつか存在する。これらの先行研究では principal-agent 理論などのモデルに基づき多選禁止が知事の政策決定に与える影響を議論しており、多くの研究において、多選禁止の制度が存在することで任期の最終期に直面した知事は努力やパフォーマンスを低下させるため、経済学的に非効率な結果をまねくことが示されている。しかしながら日本国内では、こうしたテーマを扱う先行研究は筆者の知る限り存在しない。
一方、政権の長期化に伴う問題点については先に述べたように、在任期間と政治腐敗・不祥事の関係が論じられることが多い。一方で、経済学の観点から重要となるのは、政権の長期化が経済厚生に与える影響や、住民の経済厚生に関係しうる政策変数(政府支出や税率、公債の発行額など)に与える影響である。政権の長期化(首長の在職年数)が政策変数に
昨年から今年の 5 月にかけて総務省の下で行われてきた首長の多選問題に関する調査研究会(2007)の研究でも、多選制限と憲法の関係が議論の中心となっている。
2 アメリカ合衆国では、50 州のうち 36 州で多選禁止が導入されている。
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与える影響を定量的に分析した先行研究については、政治的要因が地方政府の政策変数に与える影響を分析した先行研究がいくつか存在する3ものの、政権の長期化と政策変数の間の関係を扱っている研究としては、藤澤(2004)が唯一の先行研究となっている。この論文は、政権の長期化と財政規律の関係を扱った論文であり、都道府県データを用いて「権腐十年」と呼ばれる問題4を検証した先行研究である。
このように、多選禁止が知事の政策決定に与える影響と、政権の長期化が政策変数（あるいは知事の政策決定）に及ぼす影響という 2 つの論点は、これまで日本において研究の蓄積があまり進んでいない。そこで、本研究ではこれら 2 つの論点について、特に財政規律に与える影響(財政規律との関係)という観点から分析を行うことで、多選禁止導入に関する議論をより深めることを目的としている。
本研究では、多選禁止が財政規律に与える影響と、政権の長期化と財政規律の関係という 2 つのテーマが分析の中心となっているが、財政規律という観点に注目して議論している理由は 2 つある。ひとつの理由は、政権の長期化と地方政府の政策決定を分析している
唯一の先行研究である藤澤(2004)が、政権の長期化と財政規律の関係を扱っているため、財政規律という観点に注目すれば藤澤(2004)の研究成果を参考にしながら、政権の長期化と財政規律の関係を下に多選禁止の導入について議論を行うことができる。また、後に指摘するように藤澤論文で行われている実証研究にはいくつか問題点も存在するため、藤澤論文の分析を拡張することは、政権の長期化と首長の政策決定に関する研究にとっても重要となってくる。財政規律という観点に注目するもう一つの理由としては、現在、地方政府において債務の累積が深刻な問題となっていることが上げられる。このため、多選禁止の導入と財政規律の関係を分析することの重要性は非常に高いと思われる。
以上のような問題意識から、本報告書の構成は以下のようになっている。2 節においては、多選の禁止が知事の政策決定に与える影響について、このテーマを扱う先行研究の要点を整理したうえで、多選禁止が財政規律に与える影響を論じる。そして、後半部分の 3 節、4節、5 節では、政権の長期化(首長の在職年数)と財政規律の関係を分析する。まず、3 節ではこのテーマに関する唯一の先行研究である藤澤(2004)の実証分析の結果を紹介した上で、分析における問題点を指摘する。4 節では、3 節で指摘した問題点を克服するために、藤澤(2004)では都道府県のパネル・データとして扱われていたデータを、各知事のパネル・デー
タとして実証分析を行う。そして、5 節では 4 節の結果を補足するために、いくつか実証分
析の拡張を行う。最後に 6 節では、これまでの分析を踏まえた上で多選禁止を導入することが地方政府の財政規律にどのような影響を与えるのかについて議論を行う。
本報告書を作成するにあたり財務省財務総合政策研究所研究部の近藤春生研究官、およ3

政治的要因が地方政府の政策決定与える影響を分析した近年の先行研究には、加藤(2003)や砂原(2006)などが上げられる。加藤(2003)の実証分析では、様々な政治的要因の中で、知事の当選回数がいくつかの政策変数に影響を与えている可能性が示されている。
4 政権の長期化が進むと、政治の独走や人事の偏向、政策のマンネリ化など様々な弊害が生じる危険性が高くなるといった問題のことを指す。「権腐十年」という言葉は、1991 年に熊本県知事を 2 期で退いた細川護煕氏の著書（細川(1992））の表題として使われた言葉である。

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び、同研究所研究部の小林航研究員には適切なアドバイスと長期間にわたる暖かいご指導を頂いた。ここにあらためて感謝の意を表したい。また、一橋大学大学院のゼミとワーク
ショップでは山重慎二先生や別所俊一郎先生、さらに参加する同級生からも多くの有益なアドバイスを頂いた。記して感謝したい。

2．多選禁止と財政規律
この節では、多選禁止が首長の行動に与える影響について分析している先行研究や、多選禁止が財政規律(財政政策)に与える影響を考える上で参考となってくる先行研究を取り上げ、それらの論文の要点を整理した上で、多選禁止が財政規律に与える影響について議論していく。１節でも述べたように、日本国内においては多選禁止が首長の行動や政策決定に与える影響を研究している文献は殆ど存在しない。しかしながら、アメリカなど海外においてはこのテーマに関連付けられる先行研究がいくつか存在し、いずれの研究においても多選禁止がもたらす非効率性というものが指摘されている。また、いくつかの文献では理論面から多選禁止がもたらす非効率性を指摘するだけでなく、多選禁止を導入している州とそうでない州が混在するアメリカの州データや、国際データを用いて多選禁止がもたらす影響を実証的に検証している。
多選禁止が知事の行動に与える影響について理論的視点から直接的に議論している先行研究には、Besley and Case(1995a)や Johnson and Crain(2004)などがある。これらの先行研究では、選挙が存在することにより現職知事は投入する努力量やパフォーマンスを向上させることを理論的に示し、多選禁止により任期の最終期に直面した知事は次の選挙を考慮せずに行動するため努力量やパフォーマンスが低下することを示唆している。また、多選禁止を主題とした研究ではないが、Glazer(1989)や Alesina and Tabellini(1990)では次期の選挙で政権交代が起こる可能性が高い場合には、公債や選挙をまたいで実施される長期的な公共事業が次期政権の行動を制約するために非効率に使われることが指摘されている。多選禁止に直面した首長は必ず次の選挙において政権を譲らなければならないことを考えると、多選禁止が首長の行動に与える影響を考える上でこれらの文献が与える示唆も重要となってくる。
これら先行研究における理論を整理すると、大きく分けて 2 つの観点から、多選の禁止がもたらす非効率性について議論することができる。ひとつは、「多選禁止の存在が選挙による監視がもたらす効率性を損失させる」という視点から、もうひとつは「知事の交代が起こることが確実であることによりもたらされる非効率性」という視点からそれぞれ議論できる。
(1)選挙による監視がもたらす効率性の損失
Besley and Case(1995a)や、Besley and Case(1995b)、Johnson and Crain(2004)が提示

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する、principal-agent 理論に基づくモデルでは、選挙による監視が、現職知事の努力の改
善やレント活動の抑制を促すことが示されている。現職知事がどのようなタイプの政治家であるかや、公共サービスの提供に伴う真の費用などに関する情報について、有権者と現職知事の間に情報の非対称性が存在する場合に、有権者は、実現される政策から現職知事
がどのようなタイプの政治家であるかを判断し、現職知事が努力をいとわないタイプや、レント活動を行わないタイプの政治家である場合には、再選を認めるという行動をとる。
このため、現職知事は再選されるために、今期の効用(利益)を犠牲にして、努力量を増加させたりレント活動を抑制するという選択をする。
従って、任期制約に直面した知事は、再選のために今期の効用(利益)を犠牲にするという行動をとる必要がなくなるため、再選のための努力やレント活動の抑制を行わなくなる。
このため、任期制約の導入は経済学的な非効率性をもたらすことになる。
例えば、Besley and Case(1995a)で提示されているモデル5は以下のような設定となっている。このモデルは有権者と為政者の双方に inperfect information がある世界を想定しており、モデルに登場する変数は、基本的に以下の３つの変数である。
• 政治家のタイプ(Wi)・・・努力量を増やすことをどのくらい厭わないか(追加的に努力量を増加させることの限界不効用の大きさを示す)• 政治的 output(γ)・・・高いγが実現するほど、有権者の満足度(効用)が高い• 現職知事の努力量・・・努力量が高いほど、高いγが実現する確率が高くなる
これらの変数のうちで、政治家のタイプ(Wi)と現職知事の努力量(α)は、有権者からは観察できないので、有権者は実現された政治的 output(γ)の値から、現職知事の政治家のタイプを判断する。有権者は、努力を厭わないタイプの政治家に政治を任せたいと考える。
従って、高いγが実現されれば、有権者は現職知事が努力を厭わないタイプの政治家だと判断し、次の選挙で現職知事のほうに投票する。
このため、多選制約が存在せず再選が可能な場合には、現職知事は再選することで得られる効用(利得)を確実なものにするために、1 期目の努力量を増加させることで高いγを実現しやすくし、自分が努力を厭わないタイプの政治家であることを有権者にアピールする
ことで、再選の可能性を高くしようとする。一方、任期制約に直面した知事は、再選の可能性が奪われてしまうことで有権者の評判を考慮することなく行動するため、投入される努力量が小さくなる。
このように、任期制約の導入は経済学的な非効率性をもたらすことになる。Besley andCase(1995a)と Johnson and Crain(2004)では、多選禁止がもたらす影響についてそれぞれ別のデータを用いて検証を行っており、実証結果についていずれの論文でも任期制限が知事の怠慢(努力量の低下)をもたらしていることが確認されたと結論付けられている。これら
Besley and Case(1995a)では、Rogoff(1990)の reputation-building model を参考にして、term-limit が政策選択に与える影響を考察している。
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の実証研究の詳しい内容と、分析における問題点については補論を参照にしてもらいたい。

(2)知事の交代が起こる可能性がもたらす非効率性
Glazer(1989) や Besley and Coate(1998) が 提 示 す る モ デ ル や 、 Alesina andTabellini(1990)などの戦略的な公債の使用を指摘した論文が提示する理論モデルでは、選挙が存在し、政策決定主体が交代する可能性が存在することにより、非効率性がうまれる
ことが示されている。選挙をまたいで実施される長期的な公共投資や、選挙をまたいで返済義務が発生する公債の発行などは、選挙により交代した将来の知事の政策選択を制限する道具として使用することができるため、次の選挙で敗北する可能際が高い知事は、今期の利益を減少させてでも、将来の知事の行動を制約することで得られる利益を手にしようと考え、これらの道具を利用する。このため、次の選挙で敗北する可能性が高い知事は、
例え非効率な政策であっても、将来の知事の行動を制約するために、長期的な公共投資や過剰な公債の発行を実行しようとする可能性がでてくる6。
これらのモデルの議論に従えば、知事の交代が起こる可能性が高くなるほど、次期の知事の政策を制約しようというインセンティブが高まるため、知事の交代が確実に起こる任期制約に直面した知事の下では、次期の知事の行動を制約できる政策が優先され、非効率的な政策が実施されるものと考えられる。

多選禁止が財政規律に与える影響
以上のように先行研究を踏まえて考えると、選挙が存在しないことにより努力量を増加させるインセンティブが失われることと、政権交代後の知事の行動を制約しようとするイ
ンセンティブが発生するという 2 つの原因により、多選の禁止が非効率性をもたらす可能性を指摘できる。これら 2 つの非効率性は、財政規律にも悪影響を及ぼすと考えられる。
まず、Besley and Case(1995a)などのモデルでは知事の努力量というかなり一般的(抽象的)な変数を考えているため、多選の禁止は、実現する政策のパフォーマンスを向上させるための知事(首長)の様々な努力を損なわせる結果を生むことが予測される。従って財政規律に関しても、財政規律を維持するための歳出削減努力や、財政再建に向けた議会や都道府県
庁・市町村長の職員との調整のための努力といったものが多選禁止により一定程度損なわれ、債務が高いままで維持される(または、債務の増加を抑制できない)とされるものと考えられる。また、多選禁止に直面した知事は次期の選挙で必ず政権を譲らなければならない
ため、Glazer(1989)や Alesina and Tabellini(1990)などのモデルが指摘するように、長期
Alesina and Tabellini(1990)のモデルが指摘する公債の非効率な使用を検証した論文には Crain and
Tollison(1993)がある。この論文では、アメリカの州議会についてのパネル・データを用いて検証を行い、議会の与党が次期の選挙で敗北する(政権交代が起こる)確率が高いほどより多くの公債が発行されることを確認している。
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的な公共投資や公債が次期政権を制約するために過剰に使用されることで、多選禁止に直面していない知事に比べ債務が非効率に過剰となる可能性もある。

3．政権の長期化と財政規律の関係に関する先行研究
前節では多選の禁止が知事の政策決定に与える影響を考える上で重要となる先行研究を紹介し、多選禁止が財政規律に悪影響を及ぼす可能性を指摘した。しかしながら 1 節でも触れたように、「当選回数の多い首長の下でほど政策決定における弊害や政治腐敗が起こりやすい」という経験則が存在することも事実であり、それらの経験則に基づけば、政権の長期化に伴い財政規律(債務や財政収支などの指標)は悪化していくのではないかと考えられる。もしこのような現象が事実として確認できるならば、財政規律という観点から多選禁止の導入を議論する場合には、多選の禁止がもたらす非効率性と政権の長期化にともなう財政の悪化の両方を考慮した議論が必要となる。一方、政権の長期化に伴い財政規律が悪化するという現象が確認されないのであれば、多選の禁止が財政規律にもたらす非効率性が大きな問題となってくる。従って、政権の長期化にともない財政規律の悪化が確認
できるかどうかを検証することは、財政規律という観点から多選禁止の導入を議論する上で重要となる。そこで、この節ではまず政権の長期化と財政規律の関係に関する唯一の先行研究である藤澤(2004)を紹介しながらこの論文の実証分析の問題点を指摘し、次節で藤澤論文の分析を拡張することにより政権の長期化と財政規律の関係を検証していきたいと思う。

藤澤(2004)の実証分析
この論文は、政権の長期化と財政規律の関係を扱った論文であり、都道府県データを用いて「権腐十年」と呼ばれる問題を検証した先行研究である。藤澤(2004)では、検証の結果、知事の在職期間が 3 期(12 年)程度を境にして債務の増加額の上昇や財政収支の悪化が確認されるという結論を示している。論文では、知事の在職年数(在職期間)と財政規律の関係を分析するために、1976 年度から 1999 年度までの日本の都道府県パネル・データを用いて回帰分析を行い、知事の在職年数が都道府県の純債務残高と基礎的財政収支に与える影響を分析している。実証分析の結果は次のようになっている。
まず、知事の在職年数と基礎的財政赤字の関係については、在職年数が短い間は、在職年数が長くなるほど基礎的財政赤字が減少するが、在職年数が 10 年を過ぎたあたりからは、在職年数が長くなるほど基礎的財政赤字が増加するという U 字型の関係が確認されている。
知事の在職年数と純債務残高の関係についても、在職年数が 12 年あたりを境にして、同様の U 字型の関係があることが確認されている。この実証分析の結果について論文内では以9下のような説明がなされている。就任直後の知事は、政策判断に必要な情報の質・量ともに部下である都道府県庁職員よりも劣るため、行政府の掌握に時間がかかることや、政治的な基盤が弱いために議会との交渉力が弱いことなど、効率的な政策運営を妨げる要素が大きいが、在職年数が延びるにつれて、これらの問題が解消されていき、財政運営が効率的になってくる。このため、在職年数の初期には在職年数が延びるに従い債務の減少や財政収支の改善が改善していく。しかしながら、さらに在職年数が延びて権力集中が進むと、撤退が許されない聖域プロジェクトや情実人事などのモラル･ハザードが引き起こされ、行財政運営の規律、効率性が損なわれていく。このため、在職期間が 3 期を過ぎるあたりか
らはこちらの非効率性の効果の方が大きくなり、在職年数の増加とともに債務の発行額が増加し、財政収支が悪化していく。このような理由から、在職年数の初期には年数が延びるに従い債務の発行額が減少するが、一定期間経過すると在職年数の増加が債務の増加を招くという関係が出てくると藤澤(2004)では説明されている。

先行研究における実証分析の問題点
藤澤(2004)では、知事の在職期間が 3 期(12 年)程度を境にして債務の増加額の上昇や財政収支の悪化が見られるという、知事の在職年数と財政規律に関して非常に興味深い結論を導き出している。しかしながら、この論文で行っている実証分析にはいくつか問題点が指摘できる。まず、使用したコントロール変数のデータソースについて非常に不明瞭な点が多い7という問題が存在する。また、本報告書の作成に先立って藤澤論文では用いられていない近年のデータ(サンプル期間；1991 年度～2003 年度)を用いて藤澤論文の実証分析と同様の推定を行ったところ、債務と在職年数の間のＵ字型の関係を確認できなかった。このことも、藤澤論文の実証分析を拡張していくひとつの動機となっている8。さらに、最も深刻な問題として指摘できるのは藤澤論文の推定方法である。
藤澤(2004)では都道府県のパネル・データを用いて fixed effect 推定を行っているため、
都道府県ごとの固定効果を含んだ以下のような関係式を想定して推定を行っている。

Yit=Di+βXit+γZit+εit (i=1,…,47 t=1,…,T)………(1)

Ｙは被説明変数(債務の増加額、あるいはプライマリー・バランス)であり、Ｘは政治変数(その年度における各知事の在職年数)、Ｚはコントロールのための経済変数のベクトル、εは誤差項である。各変数に付いている i、t はそれぞれ都道府県、年度の添え字であり、β、γ7例えば、藤澤論文では用いられている「第 1 次産業就業比率」の出展は県民経済計算となっているが、県民経済計算の中にそのような統計指標は存在していない。
8 次節以降における本研究の実証分析では、在職年数と財政規律(債務)の間の関係について、近年のデータを用いた検証でも 1976 年度～1999 年度のデータと整合的な検証結果を得ている。

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はＸ、Ｚについての係数を表している。そして、Di が各都道府県における固定効果である。
この都道府県ごとの固定効果効果を表す Di が他の説明変数であるＸ、Ｚとなんらかの関係(相関)をもっていたとしてもβ、γについての一致推定量が得られるというのが fixed effect
推定の利点である。
藤澤論文ではこのような関係式を想定して、都道府県について fixed effect 推定を行っている。しかしながら、ひとつの都道府県における各知事の間にも、財政規律を維持することに熱心な知事とそうでない知事が存在するなど、知事の特性により債務の発行額、財政収支にばらつき(差異)が存在すると考えるのが自然である9。従って、各都道府県における各知事の間にも債務の増加額、財政収支に対して固定効果が存在するはずである。このような各都道府県内の知事の間に存在する固定効果を考慮すると、想定される推定式は以下のようになる。

Yit=Di+Cij+βXit+γZit+εit (i=1,…,47 j=1,…,Ni t=1,…,T)………(2)

この式における Cij が都道府県 i における知事 j の固定効果を表している。藤澤(2004)における実証分析において大きな問題となってくるのは、この各知事の固定効果の取り扱いである。藤澤論文では各都道府県のパネル・データを用いて fixed effect 推定を行っているた
め、上の(1)式を見ればわかるように各知事ごとの固定効果 Cij が誤差項(ε)に含まれてしまっている。このため、Cij が他の説明変数Ｘ、Ｚと相関を持たない場合にはあまり大きな問題が発生しないが、相関を持つ場合には係数β、γの推定量が一致推定量とならず、バイアスを持って推定されてしまう。ここで、Cij とＸの間の関係を考えてみる。Ｘは各知事の在職年数を表しているので、もし財政赤字(債務)を多く発行する知事ほど県民の支持を集め政権が長期化しやすいという関係があれば、各知事の固定効果(各都道府県内における各知事の固定効果)をあらわす Cij が大きいほどＸの値が大きなサンプル(在職年数が大きな値であるサンプル)が現れやすくなる10。また、90 年代以降に目立つようになった改革志向と呼ばれる知事たちは財政規律に対しても厳しく予算を作成するという行動が見られるため、Cij が小さな値となることが予測される。しかしながら、サンプル期間が 1999 年度までであるために、これらの知事については在職期間が短い間のサンプルしか存在しない。このため、在職年数の短いサンプルの下では比較的 Cij が小さな値をとる傾向にあるものと予測される。このように、各知事の固定効果(各都道府県内における各知事の固定効果)をあらわ
す Cij と各知事の在職年数を表すＸの間には何らかの関係(正の相関)が存在するため、藤澤9

砂原(2006)では、知事の経歴やイデオロギーが政策変数(特定の歳出項目)に影響を与えていることが指摘されている。
10 藤澤論文では債務が選挙結果に与える影響について推定(ロジット推定)を行い有意な結果が得られなかったことから、このようなサンプル・セレクションの問題はそれほど深刻ではないと論じている。しかしながらこの推定についても、使用したコントロール変数のうちで有意な変数が少ないことから、選挙結果に影響を与える重要な変数が含まれず内生性などの問題が発生している可能性もある。

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論文の実証分析において推定された係数の値はバイアスを持って推定されている。バイアスの方向を具体的に考えてみると、Cij とＸの間にここで述べたような正の相関が存在するならば、藤澤論文において在職年数の初期に観測された在職年数と債務の間の負の関係は、より大きな負の値(関係)をとる可能性がある。また、Ｕ字型の関係についても、在職年数が長期に及ぶ知事の下では各知事の固定効果が大きな値となるサンプルが多く存在するため、在職年数の後半において債務と在職年数の間の関係が上方に引っ張られることにより生じ
る見せ掛けの推定結果であるかもしれない11。
次節ではここで指摘した問題点を解決するために、まず藤澤論文が用いたデータと整合性が高いと思われる都道府県データを集める。そして、このデータを知事のパネル・デー
タとして処理することで各知事の固定効果を考慮した実証分析を行い、在職年数と財政規律(債務)の間の関係を検証していく。

4．在職年数と財政規律の間の関係についての実証分析
前節で指摘したように藤澤(2004)の実証分析では各知事の固定効果を考慮しないで推定を行っているため、バイアスをもった推定結果が報告されている可能性がある。また、使用したコントロール変数のデータソースもかなり不明瞭な点が多い。そこでこの節では、
まず藤澤論文との整合性が高い都道府県データを集め、それらのデータを知事のパネル・データとして推定を行う。
使用する変数は、基本的に藤澤(2004)における推定で用いられた変数と同じものを使用し、これらの変数についてはこの論文と同様のデータソースから入手している。ただし、論文の中で明記されているデータソースを当たっても入手することができなかったデータ(変数)や、出展が不明瞭である変数については、できるだけこの論文で使用された変数に近いデータを使用した。なお、サンプル期間についてであるが、藤澤論文ではコントロール変数に使用した県民経済計算の計算方法の関係12から、サンプル期間をより長く取れる 1976年度から 1999 年度の都道府県データ(68ＳＮＡに基づくデータ)を用いて実証分析を行っている。この節でも 68ＳＮＡに基づくデータを使用し、サンプル期間を 1976 年度～1999 年
度としている。実証分析に用いる変数は以下のようになっている。
被説明変数には各自治体の財政規律の指標として純債務残高を採用している。本報告書では藤澤(2004)の定義に従い、各年度末における地方債現在高から積立金残高を控除したものを純債務残高と定義している。この純債務残高はストック変数であることから、過去の11 議論の先取りとなるが、次節における本報告書の実証分析は藤澤(2004)の結論を覆す内容となっており、この推測を裏付ける結果となっている。
12 2000 年度から県民経済計算の計算方法が 68SNA から 93SNA へと移行したため、68SNA のデータは1975 年度から 1999 年度のデータしか入手できず、93SNA の場合には 1990 年度以降のデータしか入手で
きない。

12

知事による財政運営の影響を排除するために、その年度にどれだけ地方債残高が増減したかというフローに注目し、階差をとっている。さらに、都道府県の経済規模をコントロー
ルするために名目県内総生産との比を取って基準化している。
次に、本報告書で用いる説明変数についてである。この実証分析の中で最も重要となる
説明変数は、知事の在職年数である。この変数は、その年度に知事が就任何年目であるかを示している13。この変数については藤澤(2004)と同様の基準で作成しており、在職年数が24 年を超える知事についてはサンプルが少ないため、推定から除いている。ただし、本報
告書では知事のパネル・データとして推定を行うため、1976 年度～1999 年度においてサン
プル数が 1 となっている知事についてもデータから除いている。これに加え、コントロー
ル変数の一部に欠損値が存在するため、在任期間中にこれらのコントロール変数についてのデータが存在しない知事も除いたため、分析の対象となる知事の数は全部で 116 人14となっている。
在職年数に関する符号条件については以下の 3 つが考えられる。藤澤論文が指摘するよ
うに、在職年数が延びるにつれて当初は効率化が進むが、ある時点からはモラル・ハザー
ドによる負の影響が強まるのであれば、在職年数の 1 次項の係数が負、2 次項の係数が正となる。政権の長期化に伴う様々な弊害がそれほど深刻なものではなく、在職年数の増加に伴う行財政運営の効率化の影響が大きいのであれば、在職年数の 1 次項の係数は負、2 次項の係数は有意でないか正の値であるが 1 次項の係数に比べかなり小さな値となることが予測される。また、政権の長期化に伴う弊害のみが財政規律に深刻な影響を与えているのであれば、在職年数の 1 次項の係数が正となるはずである。
本報告書ではこの他に、藤澤(2004)と対応するように、経済条件をコントロール変数として実質県内総支出成長率と有効求人倍率、人口構造をコントロールする指標として老年人
口比率、産業構造をコントロールする指標として県内総生産における第 1 次産業のシェア、
時系列方向の金利変化と債券市場へのマクロ的なショックをコントロールする変数として国債利回をそれぞれ用いている。
実質県内総支出成長率は、主に税収を通じて歳入にもたらされるショックをコントロー
ルするための変数であり、期待される係数の符号は負である。藤澤(2004)では実質県内総生
産成長率が使用されていたが、この変数の出展とされる「県民経済計算年報」には県内総生産の実質値が算定されていない。そこで本報告書では、実質値が入手できる県内総支出より作成した実質県内総支出成長率をコントロール変数に用いている。
有効求人倍率は、歳出へのショックをコントロールするための変数であり、期待される係数の符号は実質県内総支出成長率と同様に負である。有効求人倍率については都道府県別の年度平均の値を使用している。
人口構造をコントロールする老年人口比率については、藤澤(2004)と同様のデータソース
13 この在職年数という変数は、各知事が最終的に何年間知事を勤めていたかを指していないことに注意してもらいたい。
14 1976 年度～1999 年度における知事の総数は 125 人である。

13

から入手している。藤澤(2004)によれば、老年人口比率が高まるほど働き手の減少による歳入の減少、医療・福祉関連の支出の増加にが起こることから、期待される係数の符号は正であるとされている。
産業構造をコントロールする指標には、藤澤(2004)では第 1 次産業就業者比率が使用されていた。しかしながら、データソースと作成方法が不明であったことから、本報告書では
県内総生産全体における第 1 次産業のシェアを使用した。
第 1 次産業の比重が高いことは、
成長力のより高い第 2 次産業や第 3 次産業の比重が低いことを意味しており、藤澤(2004)によれば、このことが歳入面に負の影響を与えるため、期待される符号は正であるとされる。
最後に、国債利回についてである。本報告書では日銀「公社債応募者利回および発行条
件(1)利付国債 10 年利回」のデータを使用している。この指標は、時系列方向の金利変化と債券市場へのマクロ的なショックをコントロールするための変数であり、期待される係数の符号は、資金調達コストの上昇が地方債の新規発行を抑制するためマイナスである。
これらの変数(データ)を用いて藤澤論文と同様に都道府県のパネル・データとして推定を行った結果と、藤澤論文における推定結果を表にまとめたものが表 1 である。この表を見るとわかるように、これらのデータを用いて藤澤論文と同様の推定を行った場合にも、各変数の係数の符号は藤澤論文の推定結果と一致している。また、在職年数に関する項の係数の大きさを見ても比較的近い値が推定されており、藤澤論文が指摘するＵ字型の関係についても有意に確認できている。従って、本報告書で用いるデータは、藤澤論文が使用したとされるデータと比較的整合性の高いデータを揃えることができたと考えている。本報告書で使用した各変数の基本統計量については表 2 のようになっている。

推定式について
藤澤論文では在職年数と債務の間のＵ字型の関係が指摘されていることから、これらの変数を用いて 2 種類の推定を行う。ひとつは、在職年数とコントロール変数で被説明変数を回帰する推定方法であり、ふたつめの推定は、在職年数とコントロール変数だけでなく、推定式に在職年数の二乗項を加えた分析である。もし在職年数と債務の間のＵ字型の関係が存在するならば、在職年数の 2 乗項を加えた場合にこの変数が有意な影響を与えているという結果が確認され、さらに 2 乗項の係数の符号は 1 次の項の係数の符号と反対になるはずである。
推定方法については、データを知事のパネル・データとして取り扱い Fixed Effect 推定
で分析を行っているため、債務の増加額を被説明変数として次のような関係式が存在する事を想定して推定を行っている。

Yjt=FEj+βXjt+γZjt+εjt (j=1,…,N t=1,…,Tj)
14………(3)

各変数に付いている j、t はそれぞれ各知事、各年度に対する添え字であり、FEj が各知事についての固定効果でを表している。従って、3 節の(2)式と比較するとわかるように、FEj
は「各都道府県における固定効果」と「各都道府県内における各知事の固定効果」を合わせたものとなっている（つまり、FEj=Di+Cij となっている。）。このため、各知事に関する
パネル・データとして Fixed Effect 推定をおこなえば、「各都道府県における固定効果」と「(各都道府県内における)各知事の固定効果」の両方を取り除いて推定を行うことができる。
従って、3 節で指摘したように各知事に関する固定効果と在職年数の間に一定の関係(相関)が存在するとしても、推定量がバイアスを持たずに一致推定量となる推定を行うことがで
きる15。

推定結果
これらのデータについて各知事のパネル・データとして fixed effect 推定を行った結果を示したものが表 3 である。表内の(a)が在職年数の 1 次項のみを加えて推定を行った場合の結果を表しており、(b)が在職年数の二乗項を加えて推定を行った場合の結果を表している。
まず、在職年数の項の係数についてみていく。在職年数の 1 次の項については、(a)、(b)とも係数の符号は負であり、有意水準 1％で係数の値が有意であるという結果がでている。
t 値の値も 8 以上とかなり大きな値となっている。係数の値の大きさについては、都道府県のパネル・データとして推定した場合に比べ、絶対値で見てかなり大きな値が推定されている。一方、在職年数の二乗項についてみてみると、係数の符号は正となっているが、有意水準を 10％としなければ有意でなくなるという結果が出ている。また、係数の値も一次項の係数に比べて非常に小さな値が推定されており、推定結果に従って 2 つの項の係数を比較すると、在職年数が 68 年を超えない限り債務の増加額が上昇に転じないことになる。
従って、本報告書における実証分析では、藤澤(2004)で指摘されているような在職年数と債務の間の U 字型の関係は確認できず、在職年数が延びるに従い債務の増加額が減少し続けるという関係が確認されたことになる。
最後にコントロール変数の係数についてみておく。表 3 の(a)の結果を見ると、「第 1 次産
業シェア」を除くすべての変数の係数が、有意水準 1％で有意であるという結果が出ており、「第 1 次産業シェア」についても有意水準 5％で有意である。各変数の係数の符号については、事前に期待した符号条件と一致している。一方、(b)の推定結果では「第 1 次産業シェア」の係数が有意水準 10％としなければ有意でないという結果が出ているが、その他の変数については依然として有意水準 1％で有意なままである。
15 また、加藤(2003)や砂原(2006)では、知事のイデオロギーや所属(支持)政党などが特定の歳出項目や財政収支などの政策変数に影響を与えていることが指摘されているが、本研究の実証分析は知事のパネル・データとして推定を行うために、これら知事の特性を表す変数を省略して推定を行っても一致推定量を得ることができる。

15

在職年数と債務の間の関係
先に見てきた実証分析の結果からわかるように、本報告書における実証分析では藤澤論
文が指摘するような在職年数と債務の間の U 字型の関係は確認できず、在職年数が延びるに従い債務の増加額は減少を続け、財政規律は改善していくという関係が推定結果としてえられた。また、本報告書では藤澤論文が指摘する U 字型の関係が確認されなかっただけ
でなく、藤澤論文(都道府県のパネル・データとしての推定)における在職年数の一次項に関する係数の推定値よりもかなり大きな負の値が得られている。これらの推定結果は、3 節で指摘した各知事の固定効果を含めない場合にもたらされるバイアスの方向とも一致している。
本報告書で確認された在職年数と財政規律(債務の増加額)の間の関係は、在職年数の増加に伴い行政府の掌握や、議会との交渉力の弱さなど、効率的な政策運営を妨げる要因が改善されていくため、債務の増加を抑えることができている結果だと解釈できる。また、藤澤論文で指摘されるような政権の長期化に伴う非効率性の増加は、債務などの財政規律の維持を妨げる要因として心配されるほど大きな問題とならないため、在職年数が長期化しても、在職年数が延びるに従い債務の増加額が減少するという関係が維持されているものと考えることができる。
次節では、本報告書における実証研究の頑健性を検討するために、いくつか追加的な実証分析を行っていく。

5．追加的な実証分析
前節では藤澤(2004)の実証分析における問題点を解決するために、知事のパネル・データを用いて分析を行ってきた。その結果、在職年数と債務の増加額の間には藤澤論文が指摘するような U 字型の関係ではなく、在職年数が延びるに従い債務の増加額が減少し続けているという結論が得られた。この節では、前節で得られた実証結果の頑健性を検討するた
めに、いくつか追加的な実証分析を行っている。

被説明変数を 1 期ずらした推定
都道府県の予算は前年度の議会で決定される。このため債務と在職年数の関係を正確に検証するためには、ある年度の債務に対して前年度の知事の在職年数が与える影響を検証するほうが妥当であるとも考えられる。そこで、被説明変数である各年度の債務の階差について、1 期前の知事の在職年数と 1 期前のコントロール変数で回帰することで、前節で得16

られた実証分析の結果が維持されるかどうかを確認する。この回帰分析では被説明変数である債務の階差を 1 期前の説明変数で回帰するため、説明変数に対応する年度を基準とす
ればサンプル期間は 1976 年度から 1998 年度までとなる。これに伴いサンプル期間内に 1期しか含まれない知事のデータを取り除くと、該当期間内における知事の総数は 110 人となる。
被説明変数を 1 期ずらして回帰分析を行った場合の推定結果をまとめたものが表 4 である。まず、在職年数の 2 乗項を加えて推定を行っている(b)の結果を見てみると、在職年数の 2 乗項の係数は有意水準 10％でも有意でないという結果が出ている。次に(a)の結果を見てみると、在職年数の 1 次の項の係数は負であり、有意水準 1％において有意であるという結果が得られている。従って、1 期前の説明変数で回帰した場合においても、在職年数が延びるに従い債務の増加額は減少を続けるという関係が維持されている。
その他のコントロール変数に関する推定結果についても触れておくと、「実質県内総支出成長率」が有意でないという結果が得られているほかは、「国債利回」の係数の符号に逆転現象がみられる。「実質県内総支出成長率」については、経済成長の効果により年度始めに見込んだ税収よりも大きな税収が得られることによりもたらされる歳入に対するショック
をコントロールするため加えた変数であることから、一年度先の債務の増加額には影響を与えていないという結果が得られたものと考えられる。「国債利回」の係数が正となっていることについては、利回りの上昇は利払い費を上昇させるため、利払い費の上昇分を新たな借金で補うとすれば、利回りの上昇は長期的には債務を上昇させる効果を持つと考えられる。この効果により係数の符号が正となっているものと思われる。

近年のデータを用いた検証
藤澤論文ではコントロール変数に使用した県民経済計算の計算方法の関係から、サンプ
ル期間をより長く取れる 1975 年度から 1999 年度の都道府県データを用いて実証分析を行っており、4 節でもサンプル期間をより長く取れる 63SNA のデータを用いて推定を行った。
しかしながら、93SNA に基づくデータを用いればサンプル期間は短くなるものの、比較的近年のデータを用いて検証することができる。そこで、ここでは 93SNA に基づくデータを使用して実証分析を行い、4 節で得られた結論が近年のデータにも一貫して見られる現象なのかどうか確認する16。
93SNA に基づくデータを使用した場合、サンプル期間は 1991 年度から 2003 年度となり、この期間の都道府県データを知事のパネル・データとして扱い推定を行う。この期間における知事の総数は 99 人であり、ここからサンプル数が 1 となる知事と在職期間が 7 期以上の知事を除いくため、82 人の知事が実証分析の対象となる。
16 3 節でも触れたように、近年のデータを使用して藤澤論文と同様の推定(都道府県のパネル・データとし手厚かった推定)を行った場合、在職年数と債務の間の U 字型の関係は有意に推定されず、在職年数と債務の間には正の有意な関係が確認される。

17

推定結果をまとめたものが表 5 である。(b)の結果をみると在職年数の 2 乗項の係数は有意水準 10％でも有意でないという結果が出ている。また、(a)の結果を見てみると、在職年
数の 1 次の項の係数は負であり、有意水準 1％において有意であるという結果が得られている。従って、在職年数が延びるに従い債務の増加額は減少を続けるという関係は近年のデータにおいても有意に確認できている。
コントロール変数については、すべての変数の係数が有意水準 5％以下で有意となっており、係数の符号についても、第 1 次産業シェア以外の変数は、1976 年度～1999 年度のデータによる分析結果と同じ符合になっている。第 1 次産業シェアの係数の符号が逆転して負になっていることについては、第 1 次産業シェアの高い都道府県ほど中央からの補助金への依存度が高く、90 年代以降の不景気の時期には道路整備など補助金のばら撒きが行われたことにより、補助金の増加が債務を減少させらものとも考えられるが、もう少し詳しい検討が必要なものと思われる。

その他の追加的な分析
この他にも、4 節でははずれ値としてサンプルから取り除いた在職期間 7 期以上の知事を含めた推定も行ったが、この実証分析においても 4 節で確認された結果が覆されることは
なかった。

6．結論
この報告書では財政規律という観点から多選禁止の導入がもたらす影響を考えるために、多選の禁止が財政規律に与える影響と、政権の長期化と財政規律の関係という 2 つのテーマに注目して研究を行ってきた。まず、多選禁止が財政規律に与える影響について議論した 2 節では、多選禁止に関する先行研究の理論を紹介し、多選禁止が財政規律に悪影響を与える可能性を指摘した。さらに後半部分では、多選禁止の導入を考える上で重要となってくる「政権の長期化が政策決定に悪影響を与える」という経験則をひとつの側面から検証するため、財政規律という観点から政権の長期化と財政規律の関係についてデータを用いて検証を行った。3 節において指摘した藤澤(2004)の実証分析の問題点を踏まえ、4 節に置いて知事のパネル・データを用いて検証を行った結果、在職年数が延びるに従い債務の増加額は減少を続け、財政規律は改善していくという関係が確認できた。この結果は、藤澤論文で確認された在職年数と財政規律の間の U 字型の関係(権腐十年という仮説)を覆す結果であり、「政権の長期化が政策決定に悪影響を与える」という経験則が財政規律に対しては当てはまらないことを示している。
これら本報告書の研究結果は、財政規律という観点から考えると多選禁止の導入が必ず

18

しも好ましい結果をもたらさないことを示唆している。まず、後半部分の実証分析の結果から、在職年数の長期化に伴い効率的な政策運営を妨げる要因が改善されていき、各知事
は債務の増加を抑え財政規律を改善させていると考えることができる。このため、多選禁止導入の最大の論拠である「政権の長期化に伴う弊害」は財政規律には当てはまらない。
そればかりでなく、多選禁止は財政規律に悪影響を与える可能性が理論モデルから示されている。これら 2 つの研究結果から多選禁止の導入について考えると、多選禁止の導入に
は財政規律の悪化を防止するという効果はなく、むしろ財政規律を悪化させる可能性を持っている。
以上が本報告書によって多選禁止に関する議論にもたらされるインプリケーションである。最後に、本報告書で議論することができなかった研究課題を上げておく。本報告書では多選禁止の導入に関連した議論として財政規律というひとつの側面しか取り上げていない。このため、多選禁止の導入を考える上では不十分な議論となっている。特に「政権の長期化に伴い様々な弊害が発生する」という経験則については、財政規律という指標に対して当てはまらないことしか述べておらず、財政政策以外の政策決定や首長の起こす不祥事に対して政権の長期化がどのような影響を与えているかという問題や、政権の長期化と首長の不祥事の関係なども議論・検証していく必要がある。
さらに、後半部分の実証分析における問題点としては以下の問題があげられる。まず、在職年数と債務の間の同時性の問題である。本研究では知事のパネル・データとして推定を行っているため、知事の特性の違いにより生じる債務発行額の差異が在職年数に与える影響を取り除いた推定結果が得られている。しかしながら、過去に発行された債務の水準
や財政状況が有権者の投票行動に影響を与えているのであれば、在職年数と債務の間に同時性の問題が存在することになり、この問題が推定結果にバイアスをもたらしている可能性がある。2 つ目の問題点としては、財政規律と住民の経済厚生の関係について充分に議論できていないことが上げられる。本報告書の実証分析では、住民の経済厚生に影響を与える政策変数として財政規律(債務の発行額)を取り上げ、財政規律と政権の長期化の関係を検証してきた。その結果、政権の長期化に伴い財政規律が改善するという結果が示されたが、この分析結果が必ずしも政権の長期化に伴い住民の経済厚生が改善されるということを意味しているわけではない。本報告書で示された政権の長期化に伴う財政規律の改善が経済厚生に与える影響を判断するためには、どのような理由で政権の長期化が財政規律の改善に貢献しているのかが問題となってくる。本報告書ではこの部分に関する議論が不十分となっている。また、地方債の許可制の問題も議論する必要がある。本報告書の実証分析は、許可制のもとでも各都道府県の債務発行量に各知事の裁量がある程度反映されているという前提の下で検証を行っているが、許可制が知事の裁量をどの程度妨げてきたのかという問題についてはもう少し詳しく議論する必要がある。これらの問題点は今後の研究課題とさせて頂きたいと思う。

19

補論．多選の禁止が政策変数に与える影響に関する実証分析
2 節で紹介した Besley and Case(1995a)と Johnson and Crain(2004)では、多選禁止がもたらす影響についてそれぞれ別のデータを用いて検証を行っており、実証結果について
いずれの論文でも任期制限が知事の怠慢(努力量の低下)をもたらしていることが確認されたと結論付けられている。この補論では、各先行研究における実証分析の簡単にまとめ、それらの実証分析における問題点を指摘しておく。

Besley and Case(1995a)の実証分析
この論文では、1950 年～1986 年のアメリカの 48 州のパネル・データを用いて、term-limit
が政策選択に与える影響を検証している。具体的には、『税（sales taxes、所得税、法人税、総税収）』、『政府支出』、『州の最低賃金』、および『労災補償』といった政策変数を被説明変数として、それぞれ回帰分析を行うことで、現職知事が term-limit に直面しているかどうかが、これらの変数に有意な影響を与えているかを検証している。
実証分析の結果をまとめると次のようになる。まず、現職知事の所属政党に関する情報を付け加えることなく推定を行った場合には、term-limit に直面しているかどうかが、『税（sales taxes、所得税）』と『政府支出』にそれぞれ有意な正の影響(term-limit に直面している知事のほうが『税』、『政府支出』が大きな値となる)を与え、『州の最低賃金』には有意な負の影響を与える、という結果が確認されている。さらに、知事が民主党に所属しているか共和党に所属しているのかを区別して推定を行った場合には、現職知事が民主党に所属しているときには、term-limit に直面しているかどうかが、『税（sales taxes、
所得税、総税収）』と『政府支出』に有意な正の影響を与え、共和党所属であるときには、
term-limit に直面しているかどうかが、『州の最低賃金』に有意な負の影響を与える、という結果が示されている。

Johnson and Crain(2004)の実証分析
この論文では、1972 年から 1990 年までの 48 カ国の国際データを用いて、Besley andCase(1995a)とほぼ同様の方法で term-limit が政策選択に与える影響を検証している。ただし、Besley and Case(1995a)との大きな違いは以下の点にある。この論文で用いられてる
48 カ国の国際データの中には、chief executive(大統領や首相)の任期に制限を設けているか
どうかの違いだけでなく、chief executive の任期制限が 1 期である国と、任期制限が 2 期である国、という違いも含まれている。そのため、この論文では、任期制限が政策変数に与える影響だけでなく、長さの違う任期制限が政策変数に与える影響の違いも分析している。

20

この論文の実証結果をまとめると、次のようになる。まず、任期制限は『国民一人当たり税収』と『国民一人当たりの政府支出』に有意な正の影響を与えることが確認されている。
つまり、任期制限が設けられている国のほうが、『一人当たりの税収』と『一人当たり政府支出』が大きくなる、という有意な結果が確認されている。また、1 期の任期制限と 2 期の任期制限をわけて推定を行った場合には、1 期の任期制限と 2 期の任期制限の双方が、この 2 つの被説明変数に有意な正の影響を与えているが、2 期の任期制限を持つ国よりも 1
期の任期制限を持つ国のほうが、『一人当たりの税収』と『一人当たり政府支出』が大きくなっているという推定結果が示されている。

これらの実証分析の問題点
これらの論文の実証分析の結果は、term-limit の存在が実現される政策変数に影響を与えていることを示す結果にはなっているが、これが州知事の怠慢(努力量の低下)によるもの
だとは、必ずしもいえない。例えば、これらの論文では、『term-limit に直面した州知事
は税金を高くする』という結果が確認されているが、これは、有権者の評判を気にすることがなくなったために、適切な(必要な)増税を行うことができた結果かもしれない。したがって、term-limit が知事の努力やパフォーマンスに負の影響を与えることや、非効率性をもたらすことを検証するためには、知事のパフォーマンスと政策変数の関係についての考察が必要である。

21

参考文献
Alesina, A. and Tabellini, G.(1990), “A Positive Theory of Deficits and Government
Debt.” Review of Economic Studies 57, pp.403-414.
Besley, T. and A. Case (1995a), "Does Electoral Accountability Affect Economy Policy
Choice? Evidence From Gubernational Term Limits." Quaterly Journal of
Economics 110, pp.769-798.
Besley,T and A. Case (1995b),"Incumbent Behavior: Vote-Seeking, Tak-Setting, andYardstick Competition." American Economic Review 85, pp. 205-211.
Besley,T. and Coate, S.(1998), "Sources of Inefficiency in a Representative Democracy:A
Dynamic Analysis." American Economic Review 85, pp.22-45.
Crain, W.M. and Tollison, R.D.(1993), “Time Inconsistency and Fiscal Policy: Empirical
Analysis of U.S.states, 1969-83.” Journal of Public Economics 51, pp.153-159.
Glazer, A. (1989), "Politics and the Choice of Durability." American Economic Review 79,
pp.1207-1213.
Johnson, J.M. and W. M.Crain(2004),"Effect of Term Limits on Fiscal Performance :Evidence from Democratic Nations." Public Choice 119, pp.73-90.
Rogoff,K. (1990), “Equilibrium Political Budget Cycles.” American Economic Review 80,
pp.21-36.
首長の多選問題に関する調査研究会(2007)「首長の多選問題に関する調査研究会報告書」
加藤美穂子(2003)「地方財政における政治的要因の影響－地方歳出と地方の政治的特性に関する計量分析－」『経済学研究』第 34 号．
砂原康介(2006)「地方政府の政策決定における政治的要因－制度的観点からの分析－」第62 回財政学会報告．
細川護煕(1992)『権腐十年』日本放送出版協会
藤澤昌利(2004)「地方自治体における政権交代と財政規律：権腐十年の実証分析」『公共選択の研究』第 42 号．

実証分析で用いた変数の定義とデータの出展
純債務残高……藤澤(2004)と同様に、地方債現在高から積立金現在高を差し引いた数値を使用。地方債現在高および積立金現在高は総務省「都道府県決算状況調」より入手。
名目県内総生産……総務省「県民経済計算」より入手。

22

(知事の)在職年数……全国知事会のホームページ掲載の歴代知事就任年月日をもとに、藤澤(2004)と同様の基準17で作成。
実質県内総支出……総務省「県民経済計算」より入手。
有効求人倍率……厚生労働省「職業安定業務統計」より入手
老年人口比率……総務省「我が国の推計人口」より入手した都道府県別推計人口の総人口と 65 歳以上人口を利用して作成。
県内総生産における第 1 次産業のシェア……農林水産業における県内総生産を県内総生産の値で割ったものを％に直している。両データとも総務省「県民経済計算」より入手。
国債利回……日銀「公社債応募者利回および発行条件(1)利付国債 10 年利回」のデータについて、各年、最も年末に近い月の数字を使用18。

17 その年度に就任何年目かを表し、年度途中で知事が交代した場合は就任月数が多い知事の年度として計算。なお、就任月数が同じ場合は年度後半に在任していた知事の年度としている。
18ただし、86 年についてはデータがないので、前年の数値を使用した。

23

図表

表 1．藤澤論文の推定結果と本報告書で用いたデータによる同様の推定との比較
被説明変数(純債務残高/県内総生産)の階差
本報告書で用いるデータを使
藤澤論文の推定結果
用した推定結果
在職年数-0.005-0.04***-0.007*-0.03***(-1.42)(-3.48)(-1.90)(-2.72)
在職年数の二乗
0.0019***0.0013**(3.20)(2.26)
実質県内総支出成長率-0.05***-0.04***-0.04***-0.04***(-7.32)(-7.28)(-6.02)(-6.00)
有効求人倍率-0.88***-0.89***-0.78***-0.79***(-15.12)(-15.28)(-13.60)(-13.71)
老年人口比率
0.05***
0.05***
0.13***
0.13***(4.87)(4.77)(6.62)(6.33)
第 1 次産業のシェア
0.02***
0.02***
0.12***
0.12***(5.00)(4.52)(7.01)(6.50)
国債利回-0.13***-0.12***-0.10***-0.10***(-7.81)(-7.63)(-5.13)(-5.15)
サンプル数
1077
1077
1075
1075
Adjusted R-squared
0.55
0.56
0.54
0.55
(注 1)カッコ内の数字は t 値。*、**、***はそれぞれ有意水準 10%、5%、1%を表す。
(注 2)藤澤論文では実質県内総支出成長率ではなく実質県内総生産成長率が使われている。

表 2．基本統計量(サンプル期間；1976 年度～1999 年度)
変数名

サンプル数

平均

標準偏差

最小

最大

(純債務残高/県内総生産)の階差

(％)

1070

0.535440.8303-5.00714

5.304

在職年数

(年)

1070

7.981315.12898

1

24

1070

89.98318

103.31874

1576(在職年数)

２

実質県内総支出成長率

(％)

1070

2.86158

3.01956-7.03446

20.77282

有効求人倍率(倍)

1070

0.839870.45089

0.137512.68354

老年人口比率(％)

1070

13.20796

3.65155

5.45315

24.37746

第 1 次産業のシェア

(％)

1070

4.457653.25104

0.057805

17.22935

国債利回

(％)

1070

5.39895

2.16889

0.972

8.367

24

表 3．ベースライン推定の推定結果
（a）
在職年数

-0.1402***(-8.68)(b)-0.1594***(-8.22)0.0012*(1.78)(在職年数)２
実質県内総支出成長率-0.0536***(-8.30)-0.0533***(-8.27)

有効求人倍率-0.6645***(-10.34)-0.6718***(-10.45)

老年人口比率0.3472***(10.09)0.3403***(9.84)

第 1 次産業のシェア

0.0531**(2.03)

0.0505*(1.93)

国債利回-0.1681***(-7.89)-0.1681***(-7.90)

サンプル数

1070

1070

Adjusted R-squared

0.603

0.604

(注)カッコ内の数字は t 値。*、**、***はそれぞれ有意水準 10%、5%、1%を表す。

表 4．被説明変数を 1 期ずらした推定(サンプル期間；1976 年度～1998 年度)
（a）
(b)
在職年数

-0.9664***(-5.35)-0.1164***(-5.29)-0.0012(1.57)(在職年数)２
実質県内総支出成長率

0.0027(0.367)0.0028(0.39)

有効求人倍率-0.7438***(-10.14)-0.7498***(-10.22)

老年人口比率0.5884***(14.94)

0.5817***(14.70)

第 1 次産業のシェア

0.1896***(6.45)

0.1865***(6.33)

国債利回

0.1210***(5.04)

0.1203***(5.02)

サンプル数

1025

1025

Adjusted R-squared

0.529

0.530

(注)カッコ内の数字は t 値。*、**、***はそれぞれ有意水準 10%、5%、1%を表す。

25

表 5．近年のデータを用いた推定(サンプル期間；1991 年度～2003 年度)
（a）
(b)
在職年数

-0.3448***(-4.62)-0.3405***(-4.55)-0.0008(-0.94)(在職年数)2
実質県内総支出成長率-0.0543***(-4.68)-0.0537***(-4.62)

有効求人倍率-0.6298***(-4.81)-0.6485***(-4.90)

老年人口比率0.3201**(2.36)

0.3359**(2.46)

第 1 次産業のシェア-0.2147**(-2.20)-0.2176**(-2.23)国債利回-0.4404***(-10.06)-0.4414***(-10.08)

サンプル数

592

592

Adjusted R-squared

0.567

0.567

(注)カッコ内の数字は t 値。*、**、***はそれぞれ有意水準 10%、5%、1%を表す。

26