民主主義・制度・経済成長

研究の現状と課題

福味 敦
日本学術振興会 特別研究員
fukumi@rieb.kobe-u.ac.jp

要旨
ガバナンスは開発経済学研究における重要な関心分野であるが、90 年代後半よりとくに強調されているのが民主化を通じた制度能力の改善である。その背景にあるのは、民主化の推進による政権交代の可能性の増大やメディアによる監視の強化が、政官による汚職イン
センティヴを低下させるというプリンシパルエージェント問題に依拠した認識である。かかるコンテキストにおいて本研究は、4 期間（1982-99 年）、約 100 ヵ国により構成される
パネルデータを用いて、民主化の効果を制度、直接投資、経済成長との関連から実証的に検証することを目的とする。議論を通じて導かれる洞察は以下の二点に集約される。(1)民主化は制度能力を改善することで、対内直接投資の増加とそれに伴う高成長率をもたらす。
(2)しかしながらそうした好循環は、多くの宗教・言語によって構成される分断国家においては、阻害される傾向にある。

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Ⅰ

はじめに

1980 年代に IMF・世銀によって行われた構造調整プログラムの失敗は、ホスト国の公的な制度の重要性について関心を世界的に高める契機となった。そこで提起されてきたのは、政府の腐敗構造、公共部門の非効率、政策決定の不透明性、法体系の不備などが、貧困緩
和と生活水準の向上を目指した政策の効果を妨げているとの認識である。近年のいわゆる「ガバナンス論」は、この反省にもとづくものであり、いまや多国間援助機関のみならず各国援助機関においても、途上国政府の制度能力は重要な関心分野となっているといえる。
こうした趨勢の下で援助政策の立案に際し、従来の経済自由化政策に加えて、とくに重要な指針としてクローズアップされているのが民主化の支援である1。UNDP(2002)が人間開発の観点から強調しているように、民主主義は基本的人権の尊重などそれ自体が重要な価値を含むものであるが、経済開発の観点より期待されるのは、民主化を通じた非効率な公的制度の改善と、それによる投資活動の活発化、経済成長率の上昇という、いわば好循環の出現であるといえる。
経済学的には、制度や政治体制の経済成長への効果に関しては、成長回帰（Growth
Regression）に依拠した経済成長の政治経済学的研究の枠組みにおいて分析されてきた。
Barro(1991)によって開始されたこのタイプの研究は、それまで取り扱いが困難とされてきた諸要因の影響分析を可能とするものであり、以来、教育水準や、人口成長率、出生率といった経済学的要因だけではなく、民主化や制度を含む、社会科学全般に渡る諸要因が経済成長に及ぼす効果について、多くの分析がなされてきた2。こうした蓄積を踏まえて、現在、同分野における主要な関心は、これまで行われてきた成長率の決定要因探求を超えて、より根源的な要因に接近すること、すなわち経済成長に有害な政策や環境が選択される背景を分析することに移りつつある。政官の汚職分析を中心とする制度能力の決定要因分析
は、かかる試みの代表的なものとして位置づけることができる。
本研究は以上のコンテキストのもと、とくに民主化が果たしうる役割に焦点を当てながら、その制度能力、経済成長への効果に関する議論を整理し、実証的に検証することを目的としている。分析の中心となるのは、民主化の推進が制度能力の改善を通じて経済成長に寄与するとの認識である。
民主主義と制度能力の関係については、すでに Adsera et al. (2003)などによる理論・実証分析がなされており、また制度や民主化が経済成長に及ぼすインパクトについてもKnack and Keefer(1995)、Barro(1996)はじめ、数多くの研究が蓄積されている。本研究は1 多国間援助機関のこうした姿勢については World Bank(2002)など各機関報告書の他、近藤(2003)によるレビューに詳しい。また日本の政府開発援助における民主化支援については国際協力事業団(1995)(2002)などを参照のこと。
2 成長回帰の全体像については Barro and Sala-i-Martin(1995)、Alesina(1997)など参照。

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こうした先行研究を踏まえながら、以下の二つの点で新たな貢献を試みている。
第一に、民主化のもたらす効果を検証するにあたって、社会的分断の影響に焦点をあてた分析を行う。後述するように民主化は政権交代可能性の増加などを通じて、汚職インセ
ンティヴを低下させるが、その一方で利益集団によるレントシーキングの激化を招く可能性も指摘されており、その効果に関しては必ずしも見解の一致が見られていない。先行研
究におけるこうした状況をうけて本研究は、レントシーキングを招きやすい土壌を持つ国家において民主化は十分機能し得ないという、近年の政治経済学的マクロ経済学研究にもとづく認識に依拠しながら、社会的分断に配慮した実証分析を行う。
第二に、民主化が制度能力を通じてもたらす効果を包括的に捉えるべく、連立方程式による同時推定を行う。先行研究においては、民主化が制度能力あるいは経済成長に及ぼす効果をそれぞれ個別に分析しており、その効果を包括的に捉える試みは必ずしも十分に行われていない。したがってここでは、制度能力・直接投資・経済成長率を内生変数とする
連立方程式システムの同時推定を行う。
以下、第Ⅱ節では、制度能力の決定要因について、プリンシパルエージェント問題の視点から議論する。第Ⅲ節では、制度能力・民主主義それぞれが経済成長に及ぼす影響について、先行研究における主要な議論を整理する。その上で民主化の効果を検証するにあたっては、社会的分断に配慮する必要があることを指摘し、実証分析に向けた仮説を提示する。第Ⅳ節では、実証分析を行う。第Ⅴ節はむすびに当てられる。本稿を通じて導かれる
主要な結論は以下のとおりである。

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民主化の推進は制度能力を改善する。効率的な制度は対内直接投資の増加をもたらす
ことで経済成長率を高める。したがって民主化の推進は制度能力と直接投資をチャンネルとして高成長率に帰結する。

z

その一方で、民主化によって期待されるこうした好循環は、多種多様な民族・言語によって特徴づけられる分断国家においては阻害される傾向にある。したがって民主化の推進にあたっては、当該国の社会的アイデンティティを基盤にした利益集団による対立が激化する可能性に配慮する必要がある。

Ⅱ

制度能力の決定要因

本節では、途上国の制度改革に向けた処方箋として民主化と経済自由化が強調される理論的な背景について概観する。以下、制度能力の決定要因をプリンシパルエージェント問
題として捉える議論を整理し、それに基づき民主化・経済自由化が果たしうる役割を指摘する。

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１ プリンシパルエージェント問題としての制度能力

政治体制にかかわりなく、政府は国内における規律の維持、財産権の保障、さらに政策の立案と実行、徴税、公的サービスの供給などをその基本的役割とする。これら一連の業
務は、具体的には官僚制度や司法制度等が整備されて初めて可能となるが、本研究では以下、制度として第一にこのような政府の活動を支える公的制度を念頭に置く。またこの認識に基づき制度能力を「政府が経済発展を促進しうる政策を立案し施行する能力とその効率性」として定義する3。
本来、制度は、こうした法的に裏付けられた公的制度だけではなく、組織内規や慣習、
さらにはイデオロギーなどをも含めて定義される幅広い概念である。したがってその生成過程については様々な角度からの分析が可能であるが、経済学的には、制度能力が制度の新設・改革を担うべき為政者や、その運用に携わる官僚・公務員の行動に大きく規定される点に注目し、制度に関わる主体のインセンティヴ構造に焦点をあてた分析がなされてきた。たとえば Lin and Nugent(1995)は発展途上国の制度能力に関する標準的な分析枠組みとして、官僚や為政者を経済主体としたプリンシパルエージェント問題を挙げ、この問題
を次の二つの段階（stage)、（１）為政者による制度の設立、（２）官僚・公務員による制度の運用、に分けて整理している。
制度能力に関するプリンシパルエージェント問題の第一段階においては、為政者が自身の効用最大化を図る合理的経済主体とされており、国民あるいは支配階級のエージェント
として政策を決定する。したがって為政者は自らの選好を政策決定にある程度まで反映させることが出来るが、同時に、政権の正当性（legitimacy）をはじめとする様々な制約に配慮することになる。このとき為政者にとって効用となる富、権力の維持、名声、のいずれ
もが、究極的には国富に依存することから、基本的に彼らは公的制度を整備するインセン
ティヴを有している。しかしながらこのインセンティヴは、制度の設立・維持にともなうコストが、それにより為政者が手にする収益を上回る場合に大きく損なわれることになる。
この場合、制度の設立や改善が経済活動にとって望ましいものであろうと、為政者はそれを整備しないかもしれない。
第二の段階では、為政者は法の施行、徴税といった公的業務、すなわち制度の具体的な運用を担うエージェントとして、公務員を雇用する。ここでエージェントは為政者の統治に貢献することになるが、官僚もまた一経済主体であり、またその利害は必ずしも為政者と一致するものではない。したがってとくに何らかの自由裁量権が付与される場合、官僚らが機会主義的行動をとることで為政者・国民の利益を害する可能性がある。このときプリンシパルとしての為政者・国民はつねにモニタリングの問題に直面する一方、エージェ
3 制度が存在したとしてもそれが機能しない事態も往々にして考えられることから、ここでは「制度能力」

を制度が目的とする機能の実現程度に対応するものとして、制度そのものとは別に定義している。

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ントのとしての官僚の行動は、汚職報酬と不正行為のコスト、またはその摘発可能性など
によって決まることになる。
このようにプリンシパルエージェント問題の枠組みによる制度能力の決定要因分析は、注目する主体によって異なる定式化が可能である。ただしいずれの議論においても変わらず重要な役割を果たしているのが、プリンシパルとエージェントの効用関数が一致せず、
また前者は後者の行動を必ずしも把握できない、との仮定である。これによりプリンシパ
ルとエージェントの持つ情報が非対称となり、（１）処罰などの形で行動が利得に反映されないことに起因するモラル・ハザードの問題、あるいは（２）プリンシパルがエージェン
トの資質を把握出来ないことに起因する逆選択の問題、などが発生し制度能力が低下することになる4。

２ 民主化・経済自由化と制度能力

それでは為政者や官僚のインセンティヴ構造に注目するとき、制度改革としての民主化や経済自由化はどのように位置づけられるだろうか。
第一に、民主化はプリンシパルによるモニタリングの強化を通じて、エージェントの機
会主義的行動を抑制することを目指すものとして整理することが出来る。民主主義は三権分立や地方分権など、多様な側面より特徴づけられ得るが、古典的な議論に従えばその本質は、投票や立候補を通じた市民による政治への間接的・直接的な「参加」と、市民あるいは代表者間での「合意」形成の二原則にある5。たとえば村上(1992)は民主主義を体現しうる唯一の政体として議会民主政を挙げ、それが広範な参政権の付与や、複数政党の存在といった構造を特徴とすることを指摘している。また最近では下村(2004)が Diamond et al.
(1990)の議論に基づきながら民主主義体制の基本条件として、（１）政府の有力なポストについての有効な競争、（２）指導者や政策の選択に関する参加、（３）市民的・政治的自由、を挙げているが、こうした議論にみられる民主主義はいずれも上に挙げた二原則に集約されるといえる。
Olson(1993)、Rose-Ackerman(1998)らはいずれも民主主義の特徴を重視し、制度改革における民主化の重要性を指摘している。すなわち選挙を通じた政権交代が可能となることに加えて、マスメディアの発達や情報開示の促進を通じた透明性の増大が、為政者や官僚の不正行為防止に貢献すると論じている。先の枠組みに基づけばこの民主化論は、官僚・為政者にとっては不正行為の摘発可能性、あるいは野党への転落という汚職のディスイン
センティヴを増大させることで、その抑制をはかるものといえる。換言すれば、機会主義的行動に対するモニタリングを強化することで、非対称情報に起因する問題解消を目指す
4 このタイプのモデルの基本構造については Dixit (2002)によるレビューが便利である。
5 Fukuyama(1992)など参照。

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ものと理解出来るだろう。Adsera et al. (2003) はこのタイプの理論分析の一例を示すとともに、全世界・米国各州データを用いた実証分析により、公正かつ定期的な選挙の存在、情報の開示などが、汚職の抑制・制度能力の向上に寄与しうることを強調している。
Treisman (2000), Lederman et al. (2001) もまた、制度能力の決定要因に関する包括的な実証研究のなかで、民主化の推進による政府の透明性、説明責任の増大などが汚職防止に寄与するという結論を実証的に導いている。
一方、汚職対策の一環としての経済自由化は、エージェントの汚職インセンティヴ縮小に主眼をおいたものとして位置づけられる。そこで念頭におかれているのは、介入政策にともなう諸規制がレントを発生させており、それらがエージェントの自由裁量権とあいまって、汚職の温床となるとの考え方である。したがって経済自由化政策によって、市場競争を促進し、レントの一掃を図ることで、制度能力の向上を期待することが出来ると論じられる。Ades and Di Tella (1999)はこのタイプのモデルにより、自由化政策が汚職を抑制しうることを理論的に指摘するとともに、貿易開放による国内市場競争の強化が制度能力の改善に寄与することを実証的に示している。またより一般的な議論として Islam andMontenegro(2002)は、経済自由化が制度改革を促進する背景として、（１）制度能力に劣る
国は国際競争に不利であること、（２）自由化に伴うリスクとビジネスチャンスの拡大が既存のルールや制度を陳腐化させること、（３）貿易や直接投資に伴う外国企業との取引が拡大する中で、より効率的な制度の存在を途上国企業が知ることにより、制度改革への要望と、それを受けた為政者側の改革インセンティヴを高めること、を指摘している。こうした議論は Bonaglia et al. (2001), Gatti (2004) ,Larrain and Tavares (2004)など制度能力の決定要因に関する実証研究によって支持されている。
世銀・IMF をはじめとする国際開発機関は、以上の議論を一つの背景に、民主化と経済
自由化を梃子とする制度改革を提唱している。ここで期待されているのは、制度能力の改善による投資活動の活発化と、成長率の上昇という、いわば好循環の出現である。しかしながら経済成長の理論・実証研究においては、経済自由化がもたらす成長促進効果については基本的なコンセンサスが得られているものの、民主化の効果に関しては、開発現場における期待とは裏腹に、必ずしも一致した見解は得られていない。そうした民主化の効果を巡る見解の不一致の背景については次節で議論される。

Ⅲ

民主主義・制度・経済成長

本節で制度と経済成長、民主主義と経済成長の関係に焦点を当てた近年の経済成長論における議論を概観しておきたい。それにより第一に長期的経済成長における制度能力の重要性を再確認する。つづいて民主化の効果は、社会的分断といういわば各国の前提条件によって規定され得ることを指摘し、この点が先行研究における議論の相違の背景となって6

いる可能性について論じる。こうした議論を総合し実証分析に向けた仮説を提示する。

１ 制度と経済成長
制度に焦点を当てた成長回帰分析は Mauro (1995)、Knack and Keefer (1995)を端緒とする。従来、公的制度に焦点を当てた実証研究はデータ制約ゆえに困難とされてきたが、こうした研究はいずれも民間のコンサルタント会社が提供する制度データを利用することで経済成長における制度の重要性を説得的に示した。内生的経済成長モデルにもとづけば、制度能力は民間・公的部門の投資をチャンネルとして経済成長に作用すると考えることが出来る。たとえば Rebelo(1991) 、Easterly(1993)などの AK 型内生的成長モデルの枠組みにおいては、民間企業が生産設備等資本財を導入するに際に官僚への利益供与が必要な場合を想定すれば、こうした事態は、収益率の悪化にともなう民間投資率の低下、あるいは投資の不適切配分を通じて低成長率に帰結することになる6。ナックらの実証研究はいずれもそうした仮説を裏付ける結果を得ている。また汚職は、公的な予算配分においてより深刻な影響を及ぼすことが予想されるが、生産関数に政府部門をもつ Barro(1990)タイプのモ
デルにもとづけば、汚職によって公共投資の効率性が損なわれ、成長率は低下すると考えることができる。
海外直接投資もまた、制度能力が経済成長に作用するチャンネルとして重視されている。
Borensztein et al. (1998) は、技術開発部門をもつ Romer (1990) タイプの内生的成長モデ
ルに基づきながら、直接投資がホスト国の資本蓄積に寄与するとともに、技術のスピルオーバーなど正の外部効果をもたらすことで経済成長に寄与しうることを指摘している。
1997 年のアジア通貨危機を境に、資本自由化政策のうち、短期資本取引の規制緩和に関しては慎重な見解が現在の大勢を占めるようになっているが、直接投資の誘致に関しては今
なお発展途上国の開発政策の柱であるといえる。そこで問題になってくるのがホスト国の制度能力であるが、Wei (1997)、Smarzynska and Wei (2000)などの実証分析が示している
ように、汚職の存在は対内直接投資を阻害するとともに、投資を長期取引から短期取引へとシフトさせる。したがって直接投資を誘致するに際して制度能力の改善は不可欠であるといえる。Oliva and Rivera-Batiz, L.(2002)はかかる議論に基づき、制度能力の改善が、直接投資を通じて経済成長に寄与するとの実証分析結果を提示している。
このように経済成長モデルに基づくとき、定式化によって重視されるチャンネルは異なりうるが7、基本的には制度能力を改善することで、内外の経済主体による投資活動の活性
6 内生的成長モデルに基づいた汚職の影響に関するこのタイプの議論は、課税の経済成長率への影響分析を援用することで為されてきた。その背景にあるのは、課税と贈収賄との境界線はしばしば不明瞭であるとの認識である。
7 その他、Rivera-Batiz, F.(2002)は Romer(1990)タイプの内生的成長モデルに依拠しながら、制度能力は研究開発投資と技術進歩を通じて経済成長に作用すると論じている。

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化と、経済成長の上昇が期待できると考えられている。現在の発展途上国における制度改
革はこうしたシナリオの実現を目標の一つとしているといえる。

２ 民主主義と経済成長

制度が経済成長の重要な決定要因として位置づけられる一方で、民主主義が果たしうる役割についてはコンセンサスが得られていない。すでに述べたように、民主主義は、政治への「参加」と議会における「合意」の形成という基本原則によって定義されるが、民主化の効果をめぐる議論はこの基本原則に対する評価をめぐるものといえる。こうした点を明らかにすべく、まず民主主義に肯定的な見解に立てば、経済成長における民主化の役割について以下の点を指摘できる。
第一に、前節までに論じてきた、制度能力をチャンネルとした効果をあげることができる。すなわち民主政体の特徴となる、選挙による政権交代の可能性や報道機関による監視などが公的制度の腐敗抑止に機能し得る。また上に論じてきたように、優れた制度は直接投資をはじめとする投資活動を通じて経済成長を促進すると考えられる。したがって民主化は制度能力の改善という点で当該国の投資環境を改善し、投資インセンティヴを刺激することで、経済成長に寄与するといえる。かかる認識のもと Rivera-Batiz, F.(2002)は、民主化による制度能力の改善が経済成長を促進すると論じている。
第二に、民主的な意思決定プロセスは、国民の声を政策に反映することでスムーズな権
力の委譲を可能とし、長期的な政治・社会の安定に寄与するとの議論を挙げられる。その背景として Bhagwati(1995)は（１）議会民主政のもとでは、議論に際してある程度の時間・手続きを経ることから、たとえ議論に破れ主張が実現されない場合においても、敗者はそれなりの満足を得ることができ、さらにその見解・利益を主張すべき合法的手段はその後も残されること、（２）しかしその一方で、権威主義的体制の下では、非主流派・少数派の見解は強圧的に鎮圧されることで水面下に不満が蓄積され、長期的には政治・社会的な安定性が損なわれること、を指摘している。かつてバグワティは経済発展と民主化はトレードオフの関係にあり、開発を目指す上で「冷酷なジレンマ(cruel dilemma)」は避けられないと論じていたが、こうした議論をもとに、両者は相反するものではなく、むしろ民主主
義は経済発展を促進しうるものであると議論を訂正している（Bhagwati 2002）。
第三に、民主政体のもとでは不完全情報に起因する問題に陥りにくいことを挙げられる。
すなわち議会民主政では議論のプロセスにおいて幅広く知見が収集・吟味されることから、
権威主義的体制に比して、政策決定に際してより多くの情報に依拠することが出来るかもしれない。Rodrik(1999)はこうした認識に基づいて、外生的ショックを前に、民主国家はより優れた危機管理能力を発揮すると論じている。
一方、民主化の効果に対し否定的な議論は、上記の見解とは一転して、その特徴である

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意思決定プロセスを否定的に評価することで展開される。基本となるのは、民主主義は利益集団のレントシーキングを活性化させるとの議論であるが、こういった事態は次のような形で経済パフォーマンスに悪影響を及ぼすと論じられている。
第一に、ライセンス供与、補助金など政府介入は、一部の経済主体に対し競争均衡での水準を超えた利得、すなわちレントの獲得を可能とする。伝統的な議論においてかかるレントの存在は死荷重損失の発生を意味し、経済厚生を低下させることになるが、レントシ
ーキングは、ロビー活動や贈賄などによって、そうした利得の獲得を目指すことで資源配分を歪め、経済全体の厚生損失をさらに増大させると考えられている。幅広い勢力の「参加」と「合意」形成プロセスを重要な柱とする議会民主政は、意思決定が一元化された権
威主義的政府に比して、その弊害を被りやすいといえるかもしれない。
第二に、利益集団の活動は財政政策に悪影響を及ぼすことで経済成長を阻害する可能性がある。低所得水準にある人々の時間選好率はえてして高く、低所得階層の影響を受ける余地が多く残される議会民主政のもとでは、財政政策が近視眼的になるかもしれない。とくに「開発主義」政策体系には現時点での窮乏を省みぬ巨額の投資がしばしば含まれているが、このタイプの政策の採択は困難であるといえるだろう。この見解は主に、国家による強制的な貯蓄・投資こそが開発に不可欠であるとするハロッド・ドーマーモデルに基づいた認識が支配的な時代に強調された。後の東アジア諸国における開発独裁政権の経済的な成功と、ラテンアメリカにおけるポピュリスト政権による経済運営の破綻もまた、現実面における後ろ盾となっているといえる。
政治体制と経済成長の関係に焦点を当てた実証研究の結果は、理論レベルでの見解の不一致を反映している。Brunetti(1997)では様々な推定方法を用いた 17 本の実証研究がフォローされているが、結論の内訳を見ると、デモクラシーが経済成長にプラスに作用するとしたもの 1、ロバストではないがだがプラスに作用するとしたもの 3、マイナスに作用するとしたもの 1、ロバストではないがマイナスに作用するとしたもの 3、無関係としたもの 9、となっている8。また Barro(1996)は、民主化と成長率との間には逆 U 字の関係があること、
すなわち民主化の初期段階においてそれは成長率を上昇させるが、そうした効果は民主化の進展とともに減少していくことを示唆しているが、自身認めているようにその結果はロ
バストと言い難い。より近年の実証研究としては Tavares and Wacziarg (2001)が民主化は
人的資本蓄積を促進すると同時に、物的資本蓄積率の低下を招くという、経済成長にとってプラス、マイナス両方の効果が存在する可能性を指摘している9。
以上の民主主義の評価に関する相反した議論を概観するとき、浮かび上がってくるのは、

8 同様に Przeworski and Limongi (1993)は 18 の先行実証研究結果を列挙し、それぞれ異なる結果を示していることを指摘している。
9 その他、Rodrik(1999)は経済成長率と政治体制についてはロバストな結果は得られないが、経済成長率の標準偏差が民主体制のもとで小さくなるとの結論を導いている。

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民主主義の基本原理である「参加」「合意」に対する評価、さらにいえば議会民主政のもとで発生するレントシークの規模とその弊害に対する認識の相違である。

経済成長における民主主義の役割を肯定的に捉える見解においては、それが投資環境の改善や、政治的な安定性、さらには政府の「良い」政策に繋がることを念頭に置いている。
しかしながらレントシーキングに関する議論に照らし合わせるとき、これら経済成長率に寄与するはずのチャンネルは、マイナス要因に転じうるものともいえる。たとえば本研究が焦点を当てる民主化の制度能力をチャンネルとした効果にしても、民主化がレントシー
キングを活性化させるのであれば、それは逆に、汚職機会の増大をもたらすことで、制度の担い手である官僚・公務員の機会主義的行動を助長し、負の影響をもたらす可能性がある。同様に、利益集団の活動が社会的・政治的な不安定化や、政策決定における歪みをもたらす事態も想定できるだろう。またその一方で、民主化に否定的な見解に対しても同様に反論が可能である。たとえば東アジアの権威主義的政治体制下においても多くの汚職が発生しており、民主化がレントシーキングとそれに伴う汚職を招くとは必ずしもいえない。
バグワティは、ロビー活動脅威論は、米国における利益集団の強力さ、それに起因する弊害という一つの例を背景に展開されたに過ぎず、したがって、それをもって一般論と見なすことは出来ないと論じている。
このように民主化が成長率に作用すると考えられているチャンネル関しては、いずれについても相反する可能性を指摘することが可能である。したがって民主化の効果を巡る議論は、結局のところ発生するレントシーキングの規模、あるいはその弊害に対する認識の相違に収束するものといえるだろう。見方を変えればこのことは、民主化の是非を論ずるにあたっては、利益集団の活動を考慮することが不可欠であることを意味している。この認識に基づき本研究は、各国の社会的分断といういわば前提条件に注目する。背景となるのは、レントシーキングをもたらしやすい土壌を持つ国とそうでない国との間では、民主化の効果が異なりうるとの認識である。

３ 分断社会における民主化

アリシーナなどによって進められている政治経済学的マクロ経済学研究においては、政策決定の鍵を握る要因として、社会的なコンフリクトに焦点が当てられており、一国内における所得格差、あるいは民族・宗教の多様性といった社会的分断が経済成長に深刻な影響を及ぼすことが指摘されている。たとえば、所得分配と経済成長との関係に注目した議論では、不平等社会における貧困層の政治的圧力により、政府は再分配政策の採択を余儀なくされること、あるいは社会・政治的不安定性を招くことが示されている。この問題に関する代表的な研究である Persson and Tabellini (1994)、Alesina and Rodrik (1994)は、

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いずれも成長モデルのフレームワークに、中位投票者定理に依拠した政治プロセスを盛り込むことで、不平等社会において再分配的色彩を帯びた政策が採択され、低成長率に帰結
するとの結論を理論的に導くとともに、それを裏付ける実証分析結果を提示している。
またより近年の研究において特に強調されているのが、民族的な分断の影響である。すなわち民族的な基盤をもつ利益集団の活動が社会・政治的不安定性の土壌となりうること、あるいは政策に関する合意形成を困難なものとし、財政支出をはじめ、政府の諸政策に歪みをもたらすことが指摘されている。そうした視点に立つ研究の一つとしてはまず、アフリカ諸国における民族的分断の影響を分析した Easterly and Levine(1997)を挙げることが出来る。そこでは、（１）低就学率・政治的不安定性・劣悪な金融システム・過度の政府介
入・財政赤字・不十分なインフラストラクチャーといった要因が成長率を低下させている
こと、（２）これら一連の「好ましくない政策」は民族的分断と有意に関係付けられており、かつそうした状況はアフリカ諸国において特徴的であること、が指摘されている10。同様に
La Porta et al.(1999)は、民族的な分断が政府部門の効率性低下をはじめとする政府の質（Quality of Government）の悪化を招くとの実証分析結果を提示している。
また財政政策への影響に注目した Alesina et al.(1999）は、中位投票者定理に依拠したモデルにおいて、選好の多様性が公共投資率の減少を招くことを示すとともに、米国の都市レベルのデータを用いた実証分析によって、民族的な多様化が、教育・下水道・道路など
といったインフラへの投資低下を招いているとの結論を導いている。Annett(2000)は、経済主体である政権の寿命を盛り込んだ内生的成長モデルのフレームワークに基づいて、民族的分断が政府消費の増大をもたらすことを指摘し、その議論を裏付ける多国間実証分析
結果を提示している11。
以上の議論においては、念頭におかれるレントシーキングは投票行動や贈収賄をはじめ多岐に渡り、またモデルの定式化も様々であるが、その一方で、社会の多様化が利益集団の活動、レントシーキングを激化させるとの認識に基づく点では共通している。そしてとりわけ注意したいのは、指摘されたすべてのメカニズムは理論上、議会民主政のもとでより促進される可能性がある点である。
たとえばここに挙げた社会的分断の影響に関する理論的な議論の多くは、政策決定プロ
セスに中位投票者定理を採用することで成立している。したがって Perotti(1996)が示唆しているように、民主化が進む程、そこで論じられたメカニズムがより強力に作用することになるといえる。また Annett(2000)など内生的成長モデルに基づいた分析においても、民主化を外生的なパラメタとして盛り込むことで、同様のことを容易に指摘することが出来る。こうした認識に基づくとき、分断社会において民主化を進めた場合、議会民主政の負
10 Sachs and Warner (1997)は保護主義的政策の背景に社会的分断が影響してきた可能性を認めつつも、植民地化された歴史に起因する反自由貿易主義の悪影響をより強調している。
11 Kuijis(2000)もまた多国間実証分析により民族的分断が財政支出に歪みをもたらすとの結論を得ている。

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の側面を通じ、民主主義が本来内包する利点を発揮しえない可能性が高くなるといえるだ
ろう。換言すれば、民主化の効果を検証した実証研究においてコンセンサスが得られない
背景の一つに、与件としての社会的分断の存在を指摘することができる。以上の議論に基づき本研究は、民主化の効果を検証するに際して、そうした社会的分断の影響を考慮する。
検証すべき仮説は以下の通りである。

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民主化は制度能力を改善することを通じて、高成長率に帰結する。しかしながらそうした好循環は分断社会においては必ずしも機能せず、民主化の効果は阻害される可能性がある。

Ⅳ 実証分析
本節ではこれまでの議論より導かれた仮説について実証分析を行う。分析を通じて用いるのは世界約 100 ヵ国、1982-99 年のデータを 4 期間（1980-84,85-89,90-94,95-99）に区切ったパネルデータである。以下、第一に、制度能力の決定要因分析を行う。ここで民主化の効果を検証するにあたっては、社会的分断の影響に配慮する。つづいて民主化の包括的な効果を捕捉するために、制度能力、直接投資、経済成長、を内生変数とした連立方程式システムによる同時推定を行う12。
1 制度能力の決定要因分析(1) 分析の枠組み
制度能力指標には Knack and Keefer（1995）にはじまる一連の実証研究にならい、インターナショナル・カントリーリスクガイド（International Country Risk Guide, 略称
ICRG）が提供する三種類の指標「法の支配」「官僚効率性」「腐敗」の平均値を採用する。
この被説明変数 INST（制度能力）を次の基本モデルの各変数に回帰させることで、民主化をはじめとする諸要因の効果を検証する。
INST = f (FDI, DEM, DEM*FRA (POR), FUEL, SCHOOL )説明変数 FDI（対内直接投資対 GDP 比率）は経済自由化の効果を捉える変数である。先行研究においては Bonaglia et al. (2001), Gatti (2004)らは貿易開放度を、また Larrain and12 各変数の定義については表１を参照。

12

Tavares (2004)は直接投資をそれぞれ経済自由化の代理変数として採用し、いずれも制度能力の改善に寄与するとの結論を導いている。したがってここでもプラスの符号をとることが予想されている。本研究の焦点である民主化の効果については DEM（民主化指標）に加えて、民主化指標と社会分断指標の交差項である DEM*FRA（あるいは DEM*POR）の、二つの変数によって検証する。DEM にはメリーランド大学の研究グループによって作成され、Adsera et al. (2003), Gatti (2004)など、このタイプの分析で標準的に使用されている、
ポリティ IV（Polity IV）所収の指標を用いる。また社会分断指標については Annett(2000)に倣い、Barret(1983)(2001)が提供する全世界の言語・宗教構成データを元に作成した。社会的分断の影響に注目した先行研究においては、社会がより多くの小グループに細分化されるほど、コンフリクトが大きくなるとの認識に基づく指標である FRA（社会的分断の細分化指標）が伝統的に用いられてきたが、近年 Montalvo and Reynal-Querol (2003)などが、二極分化した社会においてより対立が深まるとの認識に基づく新たな指標として POR（社会的分断の二極分化指標）を提示している。いずれのタイプの社会においてコンフリクト
がより大きくなるかという点については、理論的に予測することは困難であることから（Alesina et al. 2003）、本研究で分断社会における民主化の効果の捕捉するにあたっては両指標を交互に用い、推定結果よりその効果を判断する。前節までの議論に従えば、DEMについてはプラスの、DEM*FRA あるいは DEM*POR についてはマイナスの符号をとることが予測される。またその他の変数として、FUEL（燃料輸出対総輸出比率）、SCHOOL（高等学校就学率）を採用している。これらは Ades and Di Tella (1999)などにおいて、天然資源の賦存が政官の裁量権と汚職機会を増やす、あるいは国民のモラルが教育の普及あるいは経済発展に伴い発達するという議論にもとづき採用されており、前者はマイナスの、後者はプラスの符号がそれぞれ予想されている。
(2) 分析結果
表 2 の(1)-(5)式は、制度能力の決定要因に関して Pooled OLS により分析を行った結果である。まず基本推定式である(1)式より、DEM の係数推定値がプラスの符号で統計的に有意であり、先行研究の結果が改めて裏付けられていることがわかる。また FDI に関しても、仮説に沿うプラスの符号で有意になっていることから、対内直接投資の増加が制度能力を改善する可能性が示唆されている。SCHOOL についても予測通りのプラスの符号で有意になっている。FUEL は予測に合致したマイナスの符号をとっているが、統計的に有意にはなっていない。続く(2)-(3)式においては、社会的分断の指標を説明変数として採用し、その直接的な効果を検証している。ここで明らかなように FRA、POR は理論とは逆のプラスの符号をとっており、また統計的に有意になっていない。社会的分断は、そのものがレント
シーキングの激化と政官の汚職を招くことがしばしば主張されているが、その一方で Islam

13and Montenegro（2002）は、必ずしも制度能力との間にロバストな負の関係は見られないことを実証的に指摘している。ここで得られた結果はそうした議論と一致するものといえる。
以上の分析を踏まえ(4)-(5)式では、分断社会における民主化のインパクトを検証するべく
DEM*FRA（民主化指標と細分化指標の交差項）、DEM*POR（民主化指標と二極分化指標の交差項）をそれぞれ加えて推定を行った。まず(4)式で確認できるのは、DEM は(1)-(3)式と同様プラスの符号で統計的に有意であり、また新たに加わった DEM*FRA についても理論と合致するマイナスの符号で有意になっていることである。一方(5)式においては、
DEM についてはこれまで通りプラスの符号で有意であるが、DEM*POR は理論通りのマ
イナスの符号をとるものの、わずかな差ではあるが 10%水準で統計的に非有意となっている。また(6)-(7)式は(4)-(5)同様の分析を、経済主体特有の効果を考慮したパネル分析によって行った結果である。パネル分析のモデルとして固定効果・変量効果の両モデルが考えられるが、(6)-(7)式についてハウスマン検定を行った結果、経済主体特有の効果と説明変数が無相関であるとの帰無仮説は棄却されたため、固定効果モデルを採用している。両式より、DEM はプラスの符号で、DEM と社会的分断の交差項はマイナスの符号でいずれにおいても統計的に有意になっていることを確認できる。
ここで表 1 の分析結果を次のように整理しておきたい。第一に、焦点となる民主化の効
果については、民主化の推進は基本的には制度能力を改善するが、分断社会においてはその効果が限定されうるという、本研究の仮説を基本的に裏付ける結果であるといえる。ただし民主主義と分断社会の交差項の効果について、POR を用いた推定を行った場合、それはさほどロバストな結果ではないかもしれない。この点については、次項で行う連立方程式による包括的な分析において改めて検討する。第二に、いずれの推定式においても説明
変数 FDI はプラスの符号で統計的に有意になっており、直接投資の流入が制度能力を改善する可能性があることが示唆されている。ただし直接投資と制度能力の間には、前節で経済成長における制度能力の役割を論じるにあたって指摘したように、優れた制度を有する
ホスト国に多くの直接投資が流入するという、逆の因果が存在することが十分考えられる。
したがって直接投資の効果についても、そうした同時性に対応可能な、次項の分析を待って結論づける。その他、いずれの推定式においても SCHOOL がプラスの符号で統計的に有意になっていることから、教育によるモラル向上の効果を示唆している。一方、FUEL はいずれの推定式においても予測に沿うマイナスの符号をとるものの統計的に有意になっておらず、天然資源の存在による影響については確認出来ていない。こうした点についても次項で改めて検証する。
2 民主主義・制度・経済成長：連立方程式システムによる分析

14

(1) 分析の枠組み
ここでは民主化を推進した場合に起こりうる包括的な効果を検証するべく、制度能力、
直接投資、経済成長率を内生変数とする連立方程式システムの同時推定を行う。民主化の効 果 に 関 す る 同 様 の 実 証 分 析 と し て は Tavares and Wacziarg (2001) 、 Oliva andRivera-Batiz L. (2002)などがあるが、いずれにおいても制度能力をチャンネルとした分析は行われておらずこの点が本分析の焦点となる。依拠するモデルは次のとおりである。
INST = f (FDI; DEM, DEM*FRA (POR), SCHOOL, FUEL)… (I)FDI = f (INST; CLIBE, GDP, CPI, INV, 地域ダミー )…(F)GR = f (FDI, INST; GDP, GC, CPI,地域ダミー)…(G)(I)式は前項の分析と同様の制度能力の決定要因分析式であり、分断社会における民主化の効果を分析するにあたっては、やはり DEM*FRA、DEM*POR の二種類を代替的に用いる。DEM と併せてこの変数の推定結果は、民主化の包括的効果を検証する本分析の焦点となる。またこの推定式において FDI は内生変数であり、先に指摘した制度能力と直接投資の同時性に対応している。またここで新たに加えられた(F)式は、直接投資の決定要因分析式である。ここではまず直接投資の決定要因として INST が採用されているが、(I)式における FDI と同様、内生変数であり13、またプラスの符号をとることが予測されている。つづいて説明変数 CLIBE（資本勘定規制緩和指標）は、ホスト国政府の規制緩和政策を捕捉する変数であり、ここでは Gastanaga et al. (1998), Asiedu and Lien (2004)にならい IMFの"Annual Report on Exchange Arrangements and Exchange Restrictions"所収の資本勘
定規制（Controls on capital account）のデータをもとに作成された指標を用いている。その他、労働者の教育水準を捕捉する変数 SCHOOL、国内投資家の活動を捕捉する INV（国内投資率）、マクロ経済の安定性を捕捉する変数 CPI（消費者物価指数の平均成長率）、市
場規模を捕捉する変数である GDP(一人あたり所得対数値)、を採用しているが、ここに上げた変数はいずれも直接投資の決定要因の多国間実証分析において用いられているものである。前二変数についてはプラスの符号が、CPI についてはマイナスの符号が、それぞれ予測される。ただし GDP の効果については、生産コストの上昇によってはマイナスの効果がもたらされる可能性も指摘されており、先行研究において必ずしも一致した見解が得られていない。したがってここではいずれの符号をもとり得るものと考える。その他、新興市場の存在などの影響を捕捉するべく地域ダミー変数を使用している。GR（経済成長率）の決定要因を分析する(G)式では、内生変数である FDI と INST を含め、Barro(1991)には
13 理論的には好景気が直接投資を惹きつけることも考えられるため、内生変数 GR もまた説明変数となりうる。しかし本研究の分析では統計的に有意にならなかった。

15

じまる成長回帰分析において標準的な諸要因を採用している。FDI と INST についてはそれぞれプラスの符号をとることが予測されている他、条件付き収束現象を捕捉する GDP、政府の規模を捕捉する変数 GC（政府消費対 GDP 比率）、CPI についてはマイナスの符号が予測されている。その他、(F)式と同じく地域ダミーを用いる。
(2) 分析結果
表 3 は(I)-(G)式で構成される連立方程式システムについて、同時推定を行った結果である。
ここで第一に、焦点となる民主化の効果について確認しておきたい。(A1)-(A3)式は、民主化と社会的分断の交差項として DEM*FRA を採用し、二段階最小二乗法（Pooled 2SLS）により分析した結果であるが、まず (A1)式において DEM と DEM*FRA が前項の推定結果と同様に、それぞれ予測と合致したプラスとマイナスの符号で統計的に有意になっている
ことが分かる。同時に(A2)式においては、INST がプラスの符号で有意であり、また(A3)式
で、FDI が GR とプラスの符号で有意に関係付けられている。この結果は、民主化は制度
能力の改善をもたらすことで対内直接投資を増加させ、高成長率に帰結する可能性がある
こと、しかしその一方で、そうした望ましい効果は分断社会においては阻害されることを示唆している。また(A3)式において INST がプラスの符号で有意になっているが、この結果は民主化による制度能力の改善は、上に述べた直接投資を通じた効果に加えて、直接的に成長率へ作用する可能性があるといえる。続いて(B1)-(B3)式は、民主化と社会的分断の交差項を DEM*POR に替えて同様の推定を行った結果である。
ここでも(B1)式における DEM、
(B2)式における INST、(B3)式における FDI と INST がすべて予想通りの符号で有意になっていることから、民主化の制度能力を通じた効果を確認することが出来る。ただし(B1)式において DEM*POR は理論通りのマイナスの符号となるものの、統計的に有意にはなっていない。この結果より、二極分化社会よりも、多数のグループが存在する細分化社会において、民主化の効果が損なわれる可能性が高くなることが示唆されている。社会的分断の影響に関する包括的研究である Alesina et al.(2003)は分断指標の比較を行い、二極分化
社会では細分化社会に比してレントシーキングによる弊害が小さくなる可能性を指摘しているが14、ここで得られた推定結果はそうした見解に合致するものといえる。民主化の効果に関するこうした推定結果は、推定方法を三段階最小二乗法（Pooled 3SLS）に替えた(C1)-(C3)式 、 (D1)-(D3) 式の両 システムに おいて再確 認すること ができる。 すなわち
(C1)-(C3)式において、(C1)式の DEM、DEM*FRA、(C2)式の INST、(C3)式の FDI、INST
がすべて予想通りの符号で有意になっている。また(D1)-(D3)式では、(D1)式の DEM*POR
はマイナス符号ではあるものの非有意であり、(D1)式の DEM、(D2)式の FDI、(D3)式の14

ただし内戦などの大規模紛争に繋がる危険性は、二極分化社会においてより大きくなる可能性も指摘し
ている。

16

FDI、INST については予想通りプラスの符号で有意になっていることが分かる。したがってこれまで指摘した推定結果について、一定の頑健性を認めることが出来るだろう15。
以上の結果にもとづき、民主化の効果について次の様に整理しておきたい。第一に、民主化の推進は、制度能力の改善を通じて対内直接投資の増加をもたらし、経済成長率を引き上げることになる。しかしながらそうした好循環は、分断社会―とりわけ多数のグルー
プが割拠する細分化社会において大きく限定される可能性がある。たとえば(A1)-(A3)式の推定結果を用いて具体的に民主化の効果を比較してみれば、全サンプル中、社会的分断が最大と評価されるタンザニアにおける民主化の効果は、最も同質的であるサウジアラビア
における効果の約 12%に留まることになる16。
また表 3 の推定結果より、直接投資と制度能力の関係について次のような点を指摘することが出来る。すなわち(A1)式で FDI がプラスの符号で統計的に有意になるとともに、(A2)式で INST もまたプラスの符号で有意になっていることを確認できる。この結果は、両者の間には対内直接投資の増加が制度能力の改善をもたらすとともに、優れた制度能力がさらなる対内直接投資をもたらすという、相互依存関係があることを示唆している。加えて指摘したいのは、(A2)式において CLIBE がマイナスの符号で統計的に有意になっており、直接投資誘致に際しての規制緩和政策の有効性が示されている点である。制度改革の一環として経済自由化の推進がしばしば主張されることは前述したとおりであるが、この推定
結果は、資本規制の緩和が直接投資を誘引することで制度能力を改善し、それがまた直接投資を引きつけるという関係が存在する可能性を示唆しているといえる。ただしこの関係については(B1)式の FDI が非有意になっているように、必ずしもロバストではなかったことから17、本研究においてはかかるメカニズムの存在を示唆するに留め、別の機会に議論することにしたい。
最後に、他の変数の推定結果については、概して先行研究の結果を裏付けるものといえるが、以下の点を指摘しておきたい。まず制度能力の決定要因として FUEL は予想通りの
マイナスの符号をとりながらも有意になっていない。したがって天然資源の存在による制度能力への影響が支持されていないが、その背景としては、オーストラリア等、豊かな天
然資源と優れた制度能力を両立させた国家を含めて推定していることが挙げられるかもし
れない。また CPI は、成長率にはマイナスの符号で有意に関係づけられているが、直接投

15

さらなる頑健性チェックとして(1)民主化指標のラグ値、(2)この種の分析で用いられるもう一つの代表的な指標である Freedom House 提供の民主化指標（Political Right）、をそれぞれ推定に使用してみたが、得られる洞察に変化はなかった。
16 1980 年時点の FRA の値は、タンザニアが 0.803、サウジアラビアが 0.021 である。他のすべての条件を一定としたとき、タンザニアが享受しうる民主化の推進による限界的な効果は、成長率の 0.049、制度の 0.020、直接投資の 0.018 ポイントの上昇である一方、サウジアラビアのそれは、成長率の 0.408、制度の 0.171、直接投資の 0.152 ポイントの上昇となる。
17 その他、民主化指標のラグ値を使用した場合などにおいても、制度能力の決定要因式における変数 FDI
はプラスの符号をとるものの非有意であった。

17

資に対しては有意な効果がみられていない。この点については、相対的に高インフレ率によって特徴づけられるラテンアメリカ諸国が、新興市場として直接投資を引きつけたことによる影響を指摘できるかもしれない。またすべての定式化において GDP が直接投資に対して、マイナスの符号で有意に関係づけられていることから、本研究の枠組みにおいては、
所得水準の上昇は生産コスト上昇を通じて、投資流入にマイナス影響をもたらすことが示
唆されている。こうした議論についてはさらなる検証が必要であるが、民主化の効果に焦点を当てる本研究の性質上、若干の解釈を加えるに留めておきたい。

Ⅴ 結論
本研究の問題意識は、制度改革としての民主化促進がもたらしうる効果について、社会的分断の影響に考慮しながら検証することにあった。実証分析の結果、第一に、民主化の推進は制度能力の改善を通じて、対内直接投資の増大と経済成長率の上昇をもたらすことが確認された。こうした結果は世銀・IMF をはじめとする援助機関が掲げる援助政策の指針に一定の根拠を与えるものといえる。しかしながらその一方で、民主化に始まるかかる
好循環は、多くの民族や宗教によって構成され、レントシーキングを招きやすい土壌をもつ分断国家においては阻害される可能性があることも明らかにされた。したがって安易な民主化は必ずしも期待された効果をもたらさないことから、援助政策の一環として民主化を支援するのであれば、同時に、当該国の社会的分断に十分配慮する必要があるといえる。
また、これまでの議論より浮かび上がってきた課題を指摘して本研究の結びとしたい。
第一に、民主化の効果を検証するに際しては、ここで考慮した社会的分断をはじめ、当該国の与件に配慮した分析を理論・実証の両面で進めることが必要である。第二に、より現実的には、利益集団のレントシーキングを抑制しながら民主化を促進するには、いかなる対策があり得るのか、この点を明らかにすることが求められる。したがって同じく民主化を進めながらその後のパフォーマンスにおいて明暗を分ける途上国について、社会的分断の状況や利益集団の活動状況をはじめ、民主化のプロセス、汚職対策など、より具体的な事情を分析していくことが今後さらに求められるといえる。

補論
本研究の実証分析で用いたデータのうち、制度・民主化・社会的分断・資本規制の各指標の、出所や定義、または算出方法などについては以下の通りである。
(1) 制度能力指標
インターナショナルカントリーリスクガイドは米国の格付け会社 PRS グループ

18

（Political Risk Service group）が投資家に有料で提供する投資リスクのデータセットである。本研究では所収データより制度能力に関連する三種類の指標、「汚職（Corruption）」、「法と秩序（Law and Order）」、「官僚効率性（Bureaucracy Quality）」を採用している。
各指標が捕捉する内容は以下の通りである。
（1）汚職（Corruption）：政治システムにおける汚職を評価したもの。指標作成に当たって念頭に置く汚職の形態としては、輸出入ライ
センス・為替コントロール・徴税・信用割り当て・警察による保護、など政府が独占的に行う施策に伴う金銭要求の有無があげられる。また縁故採用やパトロネイジ、秘密資金パーティといった形をとる間接的な汚職の影響についても考慮している。
（2）法と秩序（Lawand Order）：司法システムの強さ・公平性と人々による法の遵守の程度を評価したもの。
裁判所が機能しない、あるいは犯罪率が高く法律が繰り返し破られるような状況にある国において、スコアは低くなる。（3）官僚効率性（Bureaucracy Quality）：政治的圧力からの遮断・極端な政策転換やサービスの中断を招くことなく行政を行う強さとその能力、確立された人材登用と育成システムの有無、などを評価している。このデータは 1982 年より利用可能であるため、第一期のデータは 1982-84 年の平均値である。同種のデータとしては他に、世界銀行の研究グループが作成した指標である Kaufmann et al. (2003)などがある
が、ICRG はカバーする地域・期間いずれの点においても最大であることから、Knack and
Keefer(1995)をはじめとする制度能力に焦点をあてた多くの実証研究によって用いられている18。
(2) 民主化指標
ポリティⅣはメリーランド大学のマーシャル（Marshal Monty G.）を中心とする研究グ
ループにより作成された政治体制の国際比較を可能とするデータセットである（ウェブ上
http://www.cidcm.umd.edu/inscr/polity で無料ダウンロード可能）。マーシャルらは民主主義の要素として、市民が代替的な政策や指導者を選択するための効果的な手段の存在、最高権力者の権力行使に対する確立された抑制手段の存在、政治活動や日常生活における市民 的 自 由 の 保 障 を 挙 げ て い る 。 か か る 認 識 を 背 景 に 、（ 1 ） 政 治 参 加 へ の 競 争 度（ Competitiveness of political participation ）、（ 2）執行部選出に当たっての開放度（ Openness of executive recruitment ）、（ 3 ） 執 行 部 選 出 に 当 た っ て の 競 争 度（Competitiveness of executive recruitment）、（4）最高権力者に対する制約（Constraints
on the chief executive）、の四基準により 11 段階（0-10）で各国の民主化度は評価される。
なお代替的な指標としてフリーダムハウス（Freedom House）の民主主義データがあるが（ウェブ上 http://www.freedomhouse.org/research/index.htm より無料ダウンロード可能）、本研究が参考とする Adsera et al. (2003)等ではポリティⅣが採用されていることから、こ18

ガバナンス関連の指標については近藤(2002)の他、UNDP(2002)などに詳しい。

19

こでもポリティⅣを主な指標とし、フリーダムハウスの指標は推定結果のチェックの一環として使用している。
(3) 社会分断指標
一国内に存在するグループ間の対立を捕捉するに際しては、現在二種類の指標作成方法が提示されている。一つは、Easterly and Levine(1997)など Annet(2000)など多くの先行研究により伝統的に使用されてきた FRA（細分化指標）である。
「一国内において無作為に抽出された２名が、同一のグループに属さない確率」として定義されるこの指標は次の式に基づき算出される（ N は総人口、 ni は i 番目のグループに属する人口である）。
M

FRA = 1 − ∑ (n i / N ) , i = 1 ... M2i =1

上式から明らかなように、一国内に存在するグループ数が多くなるほど、この指標は大きな値をとることになる。それに対して Montalvo and Reynal-Querol(2003), Montalvo andReynal-Querol (2005)などが、二つの大きなグループに分裂した場合に社会的コンフリクトが最大になるとの認識に基づく指標、POR（二極分化指標）を提示している。この指標は次式に基づき算出される（ π j は ni / N である）。

POL = 1 − ∑ {(0.5 − π j ) / 0.5} π j
J

2

j =1

上式から明らかなように、一国が二つのグループに分裂するとき POR は最大の値をとることになる。以上の二種類の指標のうち、いずれの指標を用いるべきかについては、どのような状況において社会対立が最大となるのか理論的なコンセンサスは得られておらず、結論づけることは困難である。ただし Alesina et al.(2003)は成長率をはじめとする様々な変数と二つの指標との関係を実証的に検証し、FRA が PRO に比して説明力が高いことを指摘 し て い る 。 指 標 作 成 に あ た っ て 使 用 す る 元 デ ー タ は 、 Barret(1983,2001) “World
Christian Encyclopedia”が提供する全世界各国の各言語・宗教人口の対総人口比率である。
言語については 1980、2000 年、宗教については 1980、1990 年の二時点のみのデータが利用可能であるが、それでもカバーする国・期間の点で最大である。分析にあたっては以下の手順で指標を作成・使用している。(1)言語・宗教ともに各年の POR、FRA 指標を作成
す る 。 (2) 二 時 点 の 指 標 よ り 得 ら れ る 平 均 成 長 率 に も と づ き 、 言 語 に つ い て は
1985,1990,1995 年の推計値を得る。宗教については 1985 年の値を推計するとともに、1995
年は 1990 年の値で代用する。これにより分析する四期間の期初値（1980,85,90,95 年）が得られる。(3)言語指標、宗教指標の平均値をとり、FRA（細分化指標）、POR（二極分化指標）として分析に使用する。

20

(4) 資本規制指標
Asiedu and Lien（2004）は直接投資の決定要因となりうる資本自由化政策の指標として
IMF "Annual Report on Exchange Arrangements and Exchange Restrictions（各年度版）"をもとに作成された（1）資本勘定規制（Controls on capital account）の有無、（2）輸出
代 金 の 本 国 送 金 規 制 (Repatriation requirements) あ る い は 外 貨 集 中 制 度 （ Surrender
requirements）19の有無、（3）資本取引に際する複数の為替レートの有無、の３種類を採用している。このうち彼らの実証分析において対内直接投資比率と統計的に有意に関係付けられたのは資本勘定規制のみであり、その結果は本研究の予備的分析においても同様であったことから、表 3 の分析においては資本勘定規制を資本自由化政策の指標として採用している。ただし元となる IMF のデータが提供する情報は、各国の規制の有無のみである
ため、各年の指標は 0 もしくは 1 の値をとるダミー変数の形で作成されており、規制の強さについては捕捉されていない。したがってこの指標については改善の余地が多く残されているが、この指標はカバーする国・期間の点で最大であり現時点で代わりうる指標は存在していない（Mody and Murshid 2002）。分析に用いるにあたっては、各期間の平均値を使用している20。

19

獲得した外貨を定められたレートで現地通貨に交換する義務のこと。

20

データセットをお譲りいただいた Dr.Elizabeth Asiedu のご厚意に感謝します。

21

表1 変数リスト
変数名
INST
DEM
FRA
POR
CLIBE
FDI
GR
GDP
SCHOOL
INV
CPI
GC
FEUL
LATIN
SAF

定義
出所
International Coutry Risk Guide
制度能力指標（期間平均値）
POLITY IV
民主化指標（期間平均のラグ値）
Barret(1983,2001)より作成
社会的分断の細分化指標（期初値）
Barret(1983,2002)より作成
社会的分断の二極分化指標（期初値）
IMF (Various Years)
資本取引規制指標（期間平均値）
対内直接投資対GDP比率（期間平均値）
経済成長率（期間平均値）
一人あたりGDP対数値（期初値）
高等学校就学率（期初値）
国内投資対GDP比率（政府投資含む;期間平均値）
WDI2003
消費者物価指数成長率（期間平均値）
政府消費支出対GDP比率（期間平均値）
燃料輸出対総輸出比率（期間平均値）
ラテンアメリカ地域ダミー
サブサハラアフリカ地域ダミー（出所）筆者作成（注）INST、DEM、FRA、POR、CLIBEの各インデックスの詳細については補論を参照。

22

表2 制度能力の決定要因
C

(1)
2.020

(2)
1.917

(3)
1.838

(0.00)(0.00)(0.00)(0.00)(0.00)

-

-

FDI

0.055

0.062

0.059

0.079

0.073

0.042

0.040

(0.04)(0.03)(0.04)(0.01)(0.01)(0.06)(0.06)

DEM

0.117

0.118

0.119

0.162

0.151

0.136

0.235

(0.00)(0.00)(0.00)(0.00)(0.00)(0.00)(0.00)

DEM*FRA

(4)
1.979

(5)
1.966

-0.158(0.03)-0.080-0.328(0.10)

0.038(0.00)(0.00)(0.00)(0.00)(0.00)(0.07)(0.02)

FUEL-0.001-0.001-0.001-0.0001-0.0003-0.006-0.006(0.79)(0.79)(0.96)(0.89)(0.10)(0.12)

0.533
320

0.525
320

0.888
320

0.893
320

(0.75)

0.041

0.040

0.040

(0.00)SCHOOL

FRA

0.041

(7)
-

-0.185(0.00)

DEM*POR

(6)
-

0.009

0.011

0.128
(0.70)

POR

0.246(0.45)

自由度修正済み決定係数
サンプル数
推定方法

0.508
340

0.522
320

0.522
320
Pooled OLS

Fixed Effects(注1)下段括弧内はp値。
(注2)変数の定義は表1参照。
(注3) (6),(7)両式についてハウスマン検定を行ったところ検定統計量はそれぞれ38.5（P値=0.00）、45.5（P値=0.00）であり帰無仮説は有意水準1%未満で棄却された。したがってここでは固定効果モデルを用いている。

23

表3 民主化・制度・経済成長：連立方程式の同時推定
被説明変数
C

(A1)
INST
1.964

(A2)
FDI
1.688

(0.00)(0.06)

FDI

0.119(0.07)INST
DEM
DEM*FRA

(A3)
GR
6.899

(B1)
INST
1.973

(B2)
FDI
1.782
(0.05)(0.00)(0.00)

0.357

0.092

(0.03)(0.17)

(B3)
GR
6.914

(C1)
INST
2.022

(C2)
FDI
0.185
(0.83)(0.00)(0.00)

0.348

0.139

(0.03)(0.03)

(C3)
GR
5.902

(0.00)

0.113(0.05)(0.09)

0.649

2.238

0.719

2.247

(0.01)(0.00)(0.00)(0.00)(0.03)(0.00)(0.02)(0.00)

0.146

0.141

0.128

(0.00)(0.00)(0.00)(0.00)-0.173-0.147(0.01)-0.086

GDP-0.069(0.16)

1.729

1.716

1.571

(0.00)(0.00)(0.00)-0.814-1.362-0.508-1.337-0.561-1.331(0.00)(0.00)(0.00)(0.00)(0.02)(0.00)(0.01)(0.00)

0.041

0.039

(0.00)(0.00)

GC(0.00)-0.155-0.142(0.00)(0.00)(0.00)-0.001-0.001(0.14)(0.05)-0.001-0.001(0.14)(0.05)-0.002(0.49)-0.0005-0.001(0.21)(0.03)-0.003(0.42)-0.142(0.00)-0.0005-0.001(0.19)(0.02)-0.003(0.21)(0.19)

0.102

0.102

0.125

0.123

(0.00)(0.00)(0.00)(0.00)

SAF-2.356-2.357-1.851(0.00)(0.00)(0.00)

1.440

1.496

(0.00)

0.536
305

0.040

-0.154-0.002LATIN(0.00)-1.362(0.00)

INV

1.575-0.7780.040

CPI(0.07)

2.066

0.158

CLIBE

0.00

0.285

0.938

(0.10)

自由度修正済み決定係数
サンプル数
推定方法

(0.68)(0.00)

0.302

(D3)
GR
5.866

2.062

(0.00)

FUEL

(D2)
FDI
0.360

0.885

DEM*PORSCHOOL

(D1)
INST
2.037

0.211
305

0.206
305

(注1)下段括弧内はp値。
(注2)変数の定義は表1参照。

24(0.18)

0.157
305

0.531
305

0.192
305

(0.00)

0.711

0.546

(0.00)

0.156
0.536
305
305
Pooled 2SLS

-1.877(0.09)

0.118
0.530
305
305
Pooled 3SLS

0.206
305

0.157
305

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