Discussion Paper Series No. J68
ラテンアメリカにおける制度能力と直接投資

福味敦（日本学術振興会）

西島章次（神戸大学経済経営研究所）
2005 年

8 月改訂※この論文は神戸大学経済経営研究所のディスカッション・ペーパーの中の一つである。
本稿は未定稿のため、筆者の了解無しに引用することを差し控えられたい。

ラテンアメリカにおける制度能力と直接投資1
福味 敦
日本学術振興会 特別研究員
fukumi@rieb.kobe-u.ac.jp
西島章次
神戸大学 理事・経済経営研究所 教授
nisijima@rieb.kobe-u.ac.jp

要旨
本研究は、ラテンアメリカ諸国の制度能力に格差をもたらす要因を実証的に検証することを通じて、同地域において現在急務とされる第二世代の政策改革に向けた一つの指針を探ることを目的としている。ラテンアメリカ 19 ヵ国のパネルデータを用いた分析により、第一に、ラテンアメリカ諸国の制度能力を改善するにあたっては、資本規制緩和による直接投資の誘致が重要な役割を果たしうることが指摘される。他方、制度能力の向上は投資環境の改善を通じて、対内直接投資を増加させる可能性がある。こうした点に配慮し連立方程式システムを用いた推定を行ったところ、直接投資の誘致が制度能力を改善し、同時にそれがさらなる直接投資の流入をもたらすという好循環が、ラテンアメリカ諸国に存在していることが確認された。しかしながらこうした好循環は、他の地域では必ずしも確認されないことから、外資誘致を通じた制度改革に関してその一般化には慎重であるべきであり、かかる相違を生むラテンアメリカ特有の背景を明らかにすることが今後の課題となる。

1

この論文は神戸大学大学院経済学研究科・経済経営研究所が推進する 21 世紀 COE プログラム「新しい日本型経済パラダイムの研究教育拠点―グローバル化と人口減少下の持続可能経済」の一環として作成された。また、平成 17 年
6 月 17 日に開催された国際協力銀行開発金融研究所講演会でのコメントに感謝するものである。

Ⅰ

はじめに

80 年代後半から 90 年代にかけて、ラテンアメリカ諸国で実施された政府主導の開発政策から自由化政策への転換は、インフレ率、経済成長率など、各種のマクロ経済パフォー
マンスの改善をもたらした。現在、ラテンアメリカのいくつかの国々はエマージングマー
ケットとして世界の注目を集めているが、こうした政策転換がその一つの契機となったと考えられている。しかしながら、政府介入に依存した政策から市場メカニズムを目指す政策へと、極端から極端へと振り子が振れた政策転換には様々な問題点が内包されており、同地域の多くの国々が、失業の増大、分配の悪化、金融システムの不安定化、通貨危機といった事態に直面している。こうした問題は、明らかに経済自由化が進められたとしても、市場の機能を補完する政府や制度の機能が、今なおこの地域では未熟であることを反映している。このため現在のラテンアメリカ諸国では、公的制度の改善が緊急の課題として提起されており、第二世代の政策改革として位置づけられている。本研究はかかるコンテキ
ストのもと、ラテンアメリカ諸国の制度能力に格差をもたらす要因を検証することで、第二世代の政策改革の実現に向けた一つの指針を探ることを目的としている。
制度能力の決定要因については、開発経済学研究における政治・制度的要因に対する関心の高まりとともに、La Porta et al. (1999)に代表される包括的研究がなされているが、近年特に強調されているのが経済自由化の重要性である（Ades and Di Tella 1999, Bonaglia etal. 2001, Islam and Montenegro 2002, Gatti 2004 , Larraín and Tavares 2004）。本研究ではこうした先行研究に依拠しながらラテンアメリカ 19 ヵ国のパネルデータを分析することで、第一に、同地域においては直接投資の誘致が制度能力を改善する可能性があることを指摘する。
ただし直接投資と制度能力の間には、制度能力の向上が投資環境の改善を通じて対内直接投資を増加させるという、逆のメカニズムが作用している可能性がある。したがって本研
究では、そうした同時性バイアスに配慮すべく連立方程式を用いた推定を行うことで、直接投資の誘致が制度能力を改善し、それが転じてさらなる直接投資の流入をもたらすという、いわば制度と直接投資の好循環がこの地域で作用している可能性を検証する。
経済自由化の推進に際しては、前提条件として制度の整備が不可欠であるとの議論が、特にアジア通貨危機を契機に広く見られるようになっている2。本研究はこうした見解に対して、ラテンアメリカにおいては経済自由化と制度改革を同時に推進することで、両者の相互作用を通じて、より高い改革の成果を得られる可能性があることを新たに指摘するものとして位置づけられる。以下、第Ⅱ節ではラテンアメリカにおける政策改革の進展とその評価に関する議論を概観した後、経済自由化が制度改革に際して果たしうる役割について先行研究に基づき簡単に議論する。それを踏まえ第Ⅲ節では、ラテンアメリカにおける制度能力の決定要因について実証分析を行う。第Ⅳ節は結びにあてられる。

2

こうした議論については、たとえば Stigliz (2002)を参照。

1

Ⅱ

ラテンアメリカにおける経済自由化と制度改革

1. ラテンアメリカにおける経済自由化
第二次世界大戦後、ラテンアメリカ諸国は長きにわたり政府主導の開発政策を実施してきたが、その帰結は対外債務危機、高インフレであり、長期的な経済成長の低迷であった。
1980 年代中頃以降、同地域において採用された経済自由化への政策転換は、そうした介入政策に起因する非効率性を改善し、経済発展の隘路を乗り越えることを目指すものであり、国際競争への参加・政府部門の縮小・民間部門の資源配分の改善などを基本方針としている。Lora (1997)(2001) は一連の政策改革のうち、特に国際貿易・国内金融市場・税制・民営化・労働市場に注目し、それぞれの分野における改革の進展度の定量化を試みている。
図 1 はこの指標に基づき、ラテンアメリカ各国における 1985 年から 1999 年にかけての政策改革の進展度を示したものであるが、ここで明らかなように指標が作成された 19 カ国ほ
ぼすべての国において、改革が大きく進展している。また図 2 は各分野における政策改革進展度を、ラテンアメリカ地域全体の平均値で示したものである。この図より、労働市場の改革を除く各分野において、いずれも大きく改革が推進されたことを確認できる。
こうした指標作成とあわせて、政策改革の成果を検証する試みも数多く行われている。
経済成長率・投資率・生産性に対する政策改革の効果については、Easterly et al. (1997),
Stalling and Peres (2000), Fernández-Arias and Montiel (2001), Bandeira and Garcia (2002) などが、総じてプラスの影響をもたらすとの実証分析結果を示し、政策改革はラテンアメリカ
経済が 80 年代の低迷より脱する原動力となったと論じている。しかしながら、かかる楽観的な見解に対してはいくつかの異論も提起されている。たとえば Escaith and Morley (2000)
は、概して政策改革は経済成長・投資率にプラスの効果をもたらすものの、その規模は小さく、また推定結果は必ずしも頑健ではないこと、さらに改革の分野によっては成長に有害な影響を及ぼす可能性があると主張している。また Loayza et al. (2004)は、政策改革の効
果は Easterly et al. (1997)で主張するほどには大きくないとの推定結果を得ている。これに加えて Morley(2000)(2001), Behrman et al. (2000)は、所得分配や貧困、または賃金格差に対する効果を検証し、政策改革は貧困削減にある程度寄与する一方で、分配の悪化を招いている可能性があることを指摘している。すなわち政策改革は、経済成長という意味では成果をあげているものの、その大きさは必ずしも十分なものではなく、また雇用や所得分配に対しては好影響をもたらしていないと評価されている3。
政策改革の評価に関する以上の議論を踏まえて近年特にクローズアップされているのが、政策の立案・施行に直接的に関わる、官僚制度・司法制度をはじめとした公的な制度の質の問題である。たとえば Lora and Panizza (2002)は、改革の効果は概してポジティブなものであるが、雇用や所得分配に対する影響は、改革の分野や各国の特別な事情、とりわけ公3

また Lora et al. (2003)は近年のラテンアメリカ諸国に“改革疲れ(Reform Fatigue)”が見られることを指摘している。

2

的制度の質に大きく左右される可能性があることを指摘している。政策改革は改革の範囲（Scope）
・速度（Speed）
・順序（Sequence）にその効果の多くを依存しているが4、制度能力はそうした改革のデザイン全般に多大な影響を及ぼすことで、その成果を規定するものと考えられる。したがって制度能力の改善は、改革の効果を最大限に引き出す上で不可欠であるといえよう。現在、ラテンアメリカ諸国においてはかかる認識のもと、公的制度の改善が「第二世代の政策改革」の一つとして位置づけられ、重要視されている。
2. 制度能力の決定要因：経済自由化のインパクト
効率的な公的制度の構築はラテンアメリカに限らず、すべての途上国にとってきわめて重要な政策課題である。近年の「ガバナンス論」5は、発展途上国における制度能力の育成を重要な関心分野とするものであるが、そこでしばしば重要な指針として強調されているのが経済自由化の促進である。
従来、制度能力の決定要因に関する経済学的な理論研究は、主にプリンシパル・エージ
ェント問題の枠組みの中で行われてきた。この分野における古典的な研究である Becker
and Stigler (1974)は、汚職をレントの増加関数とする一方、摘発可能性の減少関数として定式化することで、公務員の汚職インセンティブを分析しているが、こうしたモデルの背景となるのは、制度能力は制度の構築・改革を担うべき為政者、あるいは制度の運用に携わる官僚・公務員の行動いかんによって大きく規定されるとの認識である。かかる枠組みに基づくとき、規制の存在や市場競争の欠如に起因するレントの存在は、民間部門のレント
シーキングを招くとともに、政官側の汚職インセンティブの上昇をもたらし、制度能力の低下に帰結すると考えられる。したがって逆に諸規制の撤廃を推進することにより、レントを一掃することができれば、公的部門における不正行為の抑止が可能となる。Bliss and Di
Tella (1997) , Ades and Di Tella (1999)は、市場競争の促進が汚職を抑制し、制度能力の改善に寄与し得ることを、公務員のインセンティブ構造に注目したモデルによって示している。
またより一般的な議論としては、Islam and Montenegro(2002)が貿易・資本自由化が制度改革を促進する背景として、（a）制度能力に劣る国は国際競争に不利であること、（b）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、（c）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
ンティブを高めること、を指摘している。換言すれば、経済自由化の推進は、制度の不備に起因するコストを顕在化させるとともに、制度能力と密接な関係にある経営資源のスピ
ルオーバーを通じて、当該国の制度能力の改善・育成に寄与する可能性がある。また Rajan
and Zingales (2003)は 20 世紀における金融システムの発展を論じる中で、貿易や国際資本
45

西島(1997), 西島・細野編(2002)など参照。
World Bank (2002)など参照。

3

移動に伴う競争圧力が各国の金融制度の近代化における一つの原動力となったことを指摘している。
以上の議論は、制度能力の決定要因に関する実証研究によって概ね支持されている。すなわち貿易自由化については Ades and Di Tella (1999), Treisman (2000), Bonaglia et al. (2001),
Islam and Montenegro (2002), Gatti (2004) が、資本自由化については Larraín and Tavares(2004)が、いずれも自由化の推進が制度能力を改善すると結論づけている。また近年の研究では、経済自由化をはじめ、経済発展・教育の普及・天然資源の賦存等の経済的要因に加えて、法制度の起源・宗教・社会的多様性などの歴史社会的要因、政治的不安定性・民主化など政治的要因が各国の制度能力に格差をもたらすことも指摘されている（La Porta etal. 1999, Lederman et al. 2001, Adsera et al. 2003）。次節以降、こうした先行研究に基づきながら、ラテンアメリカ諸国における制度能力の決定要因を特に経済自由化との関連から分析する。それにより現在、急務とされる第二世代の政策改革を推進する上で必要な指針を探
る。

Ⅲ
１

実証分析

ラテンアメリカにおける制度能力の決定要因（１）分析の枠組み
これまでの議論に基づいて、ラテンアメリカ 19 ヵ国、6 期間（1983-85, 86-88, 89-91, 92-94,
95-97, 98-00）によって構成されるパネルデータ6を用いた実証分析を行う。制度能力指標には Knack and Keefer(1995)によって初めて用いられ、このタイプの実証分析においてもっとも標準的なデータとなっている International Country Risk Guide（ICRG）所収のデータを使用する。実際の推定には制度能力に関連する三種類の指標「法と秩序」「官僚効率性」「腐敗」の平均値を採用する7。基本モデルと各説明変数の理論的背景については以下の通りで6

データの測定誤差、外生的ショックによる影響を軽減するため、分析期間を 6 期に分け、各期の平均値（INFLATIONを除く）を使用している。また分析対象国は、アルゼンチン・ボリビア・ブラジル・チリ・コロンビア・コスタリカ・
ドミニカ共和国・エクアドル・エルサルバトル・グアテマラ・ハイチ・ホンジュラス・ジャマイカ・メキシコ・パラグ
アイ・ペルー・トリニダードトバコ・ウルグアイ・ベネズエラの 19 ヵ国である。

7

Knack and Keefer (1995)をはじめとする多くの先行研究が、制度能力の代理変数に、ICRG が提供する複数の指標の平均値を採用している。各指標が捕捉する内容について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同様に考慮に入れている。
（2）
法と秩序（Law and 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、指標の値は小さくなる。
（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、などによって評価される。http://www.icrgonline.com/より購入可能。

4

ある8。

INST it = α + β 1TRADE it ( FDI it ) + β 2 DEM it + β 3 LITERACY it + β 4 PINSTAB it + u it
焦点となる経済自由化の効果の代理変数として、ここでは貿易開放度を捕捉する TRADE（輸出・輸入額の対 GDP 比率）、EXPORT（輸出額の対 GDP 比率）、IMPORT（輸入額の対 GDP 比率）、あるいは資本自由化の程度を捕捉する FDI（対内直接投資の GDP 比率）を採用する。理論的に係数推定値は、プラスの符号をとることが予想されている。また DEM
は民主化の効果を検証するものであり、Freedom House が提供する政治・制度データ
Freedom in the World 所収の政治的権利指標（Political Right）を採用している9。背景となるのは、民主化の進展は、普通選挙の実施、情報公開の促進、マスメディアの発達を通じて公務員の不正行為を防止し制度能力の改善をもたらすとの認識であり（Lederman et al. 2001,
Adsera et al. 2003）、したがって予測されるのはプラスの符号である。PINSTAB は政治的不安定性の効果を捕捉する変数であり、Database of Political Institutions 2000（DPI2000）所収の、議会における各政党の議席数より算出された指標を採用している10。政治的な不安定性は、（a）公務員の期待生涯所得低下と不正行為へのインセンティブを上昇させる、（b）
為政者の時間視野を短縮し制度改革へのインセンティブを低下させる（Svensson 1998）との認識の下、マイナスの符号をとることが予測されている。また LITERACY （識字率）
は教育の普及に伴い国民のモラルが発達するとの仮説に基づくものであり、プラスの符号をとることが予想されている。
（２）分析結果
表 2 はラテンアメリカ諸国における制度能力の決定要因について、固定効果・変量効果の両モデルによる推定結果を報告したものである。パネルデータを分析する推定法の選択にあたっては、まずプーリング推定か固定効果推定かの選択のために、定数項が期間を通じて共通であるとの帰無仮説のもと F 検定を行う。帰無仮説が棄却された場合、固定効果
8

各変数の定義と出所については表 1 を参照のこと。

9

このインデックスは民主的選挙制度の存在とその実効性を以下に列挙する項目によりチェックすることで作成されている。
（1）国家の最高権力者が自由で公正な選挙によって選出されているか。
（2）国会議員が自由で公正な選挙によって選出されているか。
（3）公正な選挙法、平等な選挙運動機会、公平な投票、正当な票の集計が行われているか。
（4）
投票者は自由に選出された代表者に実権をあたえうるか。
（5）人々が彼らの選択により異なる政党あるいは政治グルー
プを組織する権利を有しており、そうした政党の結党へシステムが開かれているか。
（6）有効な反対票、反対勢力が現存し、選挙を通じてそうした反対勢力が支持を拡大する現実的な可能性が存在しているか。
（7）人々の政治的な選択は、
軍隊・他国勢力・全体主義政党・宗教的ヒエラルキー・経済的独裁者・その他強力な団体の圧力より自由であるか。
（8）
文化・民族・宗教的な少数派グループは一定の自己決定権・自主政府・自治・インフォーマルなコンセンサスに基づく意志決定プロセスへの参加などを有しているか。データは http://www.freedomhouse.org/research/index.htm よりダウンロ
ード可能。
10

より詳しくは「議会より無作為に抽出された国会議員２名が、同一政党に属さない確率」として定義され、算出式。上
FRAC=1-Σ(ni/N)2 に基づき導出される（N は総議員数であり、ni は i 番目( i =1…M)の政党に属する議員数である）
式から明らかなように議会に議席を持つ政党数が多くなるほどこの指標の値は大きくなる（Beck et al. 2001）。データはhttp://www.worldbank.org/research/bios/pkeefer.htm よりダウンロード可能。

5

推定が受容される。続いて固定効果推定と変量効果推定の間で選択を行うため、各国特有の効果と説明変数が無相関であるとの帰無仮説のもとハウスマン検定を行う。帰無仮説が棄却された場合、固定効果推定が受容される。表 2 には推定結果とともに F 検定、ハウス
マン検定の結果が示されているが、ここではすべての推定式において固定効果推定が受容される。
(1a)-(1b)式はまず先行研究に倣って貿易開放度の効果を検証するため、TRADE を説明変数に採用し推定を行った結果である。ここで明らかなように 両式において TRADE はプラスの符号になるものの統計的に有意になっていない。この結果は、貿易自由化が制度能力の改善をもたらすという、全世界を分析対象に導いた先行研究の議論と合致していない。
この点についてさらに検証するために、(2a)-(2b)式では EXPORT を、(3a)-(3b)式ではIMPORT をそれぞれ貿易開放度の効果を捕捉する変数として採用した。まず EXPORT については、(2a)式ではマイナス符号かつ非有意であり、また(2b)式ではプラスの符号である
ものの、やはり非有意であることを確認できる。また IMPORT については(3a) -(3b)の両式
でプラスの符号ではあるものの、統計的に有意ではない。すなわち TRADE に加えて、
EXPORT、IMPORT についても統計的に有意な効果は見られず、したがってラテンアメリ
カ地域においては、貿易自由化は制度能力の改善と必ずしも結びつけられないことを指摘できる。
これに対して(4a)-(4b)式は資本自由化の効果を検証するため、FDI を経済自由化の変数として採用したものである。推定結果より明らかなように、FDI は固定効果・変量効果いずれの推定方法においても、プラスの符号で統計的に有意になっていることがわかる。この
結果は、TRADE、EXPORT、IMPORT などを FDI とともに説明変数とした場合においてもほぼ同様に維持されることから11、FDI と INST との間には頑健なプラスの関係があると考えられる。したがってラテンアメリカ諸国においては、貿易自由化の効果は確認できなかったが、資本自由化については制度能力の改善に寄与する可能性があることが示唆されているといえよう。貿易、資本自由化の効果に差異が生じる背景については、さらなる検証が必要であるが、ここで若干の解釈を加えるとすれば、国際貿易は基本的に財の取引のみによって成立するのに対して、企業が実際に現地に進出して操業を行う直接投資では、（a）
進出企業側がホスト国の公的制度に対しより広範囲かつ多岐にわたる改善要求を出す、（b）
進出企業が現地企業・人材と接触する機会が多い、といった点でより大きなスピルオーバ
ー効果をもたらすと考えることができる。また EXPORT に関しては、ラテンアメリカでは一般的に資源集約的な輸出への依存度が高いため、制度能力の改善に結びつきにくいという問題が影響しているかもしれない。
その他の変数の効果に関しては、DEM、LITERACY はすべての推定式においていずれも有意水準 5%以下で統計的に有意になっていることを確認できる。したがって先行研究において指摘されてきた民主化、教育の普及の重要性がラテンアメリカを分析対象に改めて
11

たとえば FDI と TRADE をともに説明変数とした場合、FDI の係数推定値は 0.057、P 値は 0.04 である。

6

裏付けられている。また PINSTAB については、自由化の効果が FDI によって有意に説明され、かつハウスマン検定によって採択される(4a)式において、理論に合致するマイナスの符号で統計的に有意になっていることを確認できる。ただしその他の定式化においては統計的に有意にならず、またしばしば符号も逆転していることから、政治的不安定性の効
果は必ずしも頑健ではないといえる。
以上の分析結果より、ラテンアメリカにおいては制度能力の改善のために求められている経済自由化に関して、貿易自由化ではなく資本自由化が有効であることが示唆されたといえる。しかしながらここで注意すべきは、直接投資と制度能力の間には、制度能力の向上が投資環境の改善を通じて対内直接投資を増加させるという、逆のメカニズムが作用する可能性があることである。すなわち外資の参入によって制度能力の改善が進むというよ
りも、むしろ優れた制度を擁する国・地域に直接投資が集まる傾向にあるかもしれない。
この場合、推定結果は同時性バイアスによる影響を受けることから、資本自由化政策が制度能力に及ぼす効果に関して結論づけるにあたっては、この点に配慮した推定をさらに行う必要がある。

2.

ラテンアメリカにおける直接投資と制度能力（１）分析の枠組み
これまでの議論を踏まえ、制度能力と直接投資の同時性に配慮するため連立方程式システムの推定を行う。分析には以下の推定式を用いる。

INST it = α + β 1 FDI it + β 2 DEM it + β 3 LITERACY it + β 4 PINSTAB it + u it … (I)FDI it = γ + δ 1 INSTit + δ 2 RESTit + δ 3 INFLATION it + δ 4 EXPORTit + δ 5 GDPit + vit … (F)(I)式は制度能力の決定要因式であり、先に使用した推定式のうち、経済自由化を捕捉する変数として FDI を採用したものである。一方(F)式については、直接投資の決定要因を分析するため新たに加えたものであり、先に指摘された逆の因果関係に対応するものである。
直接投資の決定要因についてはすでに数多くの多国間実証分析がなされており、ホスト国の所得水準や教育水準、先進国との賃金格差、金融システムの発達度などといった要因をはじめ、本研究の焦点となる公的部門の制度能力や外資参入に関わる諸規制などについて
も、対内直接投資の流入に格差をもたらす要因となることが指摘されている。かかる先行研究の議論をもとに、直接投資の決定要因としてここでは以下の説明変数を採用している。
まず INST（制度能力指標）は制度能力が直接投資に及ぼす効果を捕捉する説明変数である。Hausmann and Fernández-Arias (2000),Wei (2000), Smarzynska and Wei (2000)などは本研究と同じ制度指標を用いて、汚職の減少等は直接投資に好影響を及ぼすとの結論を、全世界

7

を分析対象に導いている。ここでも同様に INST の係数推定値はプラスの符号をとることが予想される。また REST（資本勘定規制指標）は直接投資に関わる諸規制の緩和の程度を捕捉する変数である12。この変数については Gastanaga et al. (1998), Asiedu (2001), Asiedu
and Lien (2003) が、全世界を分析対象に資本規制の緩和が直接投資を増加させうることを指摘しており、したがって本研究で予想される符号もまたプラスである。その他、
INFLATION（GDP デフレータの標準偏差）、EXPORT（総輸出入額の対 GDP 比率）は、マ
クロ経済安定性、貿易開放度の効果をそれぞれ捕捉する変数として伝統的に用いられてきたものであり、前者はマイナスの、後者はプラスの符号をとるこがそれぞれ期待される13。
GDP（一人あたり GDP 対数値）は基本的には市場拡大による効果を捕捉する変数として用いられているが、その効果については、生産コストの上昇によって相殺される可能性も指摘されており、理論・実証の両面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 GDP についてはいずれの符号をもとり得るものと考える。
以上のことから明らかなように、(I)-(F)式は FDI と INST を内生変数、その他８個の変数
を外生変数とする連立方程式システムであるが、この二つの内生変数の推定結果がともに
統計的に有意になるとき、制度能力と直接投資は相互に作用することになる。また外生変数のうち、FDI の説明変数である REST については、資本自由化が直接投資を推進する上でまず求められる政策手段であることから、その推定結果は本分析における一つの焦点となる。
以下、実際の分析を進めるに当たっては、まず確認として多くの先行研究と同様に同時性を考慮せず、(F)式のみを用いて直接投資の決定要因を推定する。続いて二段階最小二乗法により連立方程式システムの同時推定を行う。
（２）推定結果
表 3 は予備分析としてラテンアメリカ諸国における直接投資の決定要因を、固定効果、変量効果の両モデルにより推定した結果である。推定方法の選択のために行った F 検定、
ハウスマン検定の結果は、変量効果推定の受容を示している。表よりまず確認できるのは(1a)-(1b)の両式において、INST がプラスの符号で統計的に有意になっていることである。
したがって全世界と同じくラテンアメリカにおいても、制度能力は各国の対内直接投資に
12

この指標は IMF “Annual Report on Exchange Arrangements and Exchange Restrictions”より作成されている。直接投資に関わる指標としては（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）の有無、（3）資本取引に際する複数の為替レートの有無、の三種を利用可能であるが、Asiedu and Lien(2003)などにおいて直接投資と有意に関係づけられたのは資本勘定規制のみであったことから、本研究ではこの指標を資本自由化政策の指標として採用している。ただし IMF が提供する情報は各国の規制の有無のみであるため、この指標はダミー変数の形で作成され、規制の強度は反映されていない。したがって改善の余地が残されているが、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）。なおデータは Dr.Elizabeth Asiedu より譲り受けたことをここに記し、感謝の意を
表したい。

13

貿易開放度の変数には EXPORT、IMPORT、TRADE のうち直接投資と最も強く関係づけられた EXPORT を採用している。

8

格差をもたらす一因となること、換言すれば制度能力と直接投資との間には双方向の因果関係があるため、同時性バイアスに配慮した推定を行う必要があること、が示唆されている。
また REST についても、両式においてプラスの符号で統計的に有意になっており、資本勘定規制の緩和は直接投資の誘致に効果的であることが示唆されている。INFLATION、
EXPORT に関しては、(1b)式において EXPORT が統計的に有意にならないことを除き、基本的には予測と合致する結果となっている。GDP については(1b)式では有意にならず、また符号も逆転していることから、その効果の不明瞭さを改めて示唆する結果となっている。
ただし、すでに確認したように、以上の推定はいずれも同時性バイアスの影響を受けている可能性があるため、ここでは結果を簡単に確認するに留めておく。
表 4 はこれまでの分析を踏まえて、連立方程式システムを二段階最小二乗法により推定した結果である。(I1)-(F1)式は固定効果推定、(I2)-(F2)式は変量効果推定の結果であるが、F 検定、ハウスマン検定は(I1)-(F1)式の固定効果推定の受容を示している。
ここでまず確認できるのは(I1)式で FDI が、(F1)式で INST が、それぞれプラスの符号で統計的に有意になっていることである。前述したようにこの推定結果は、制度能力と直接投資が相互作用関係にあることを意味する。したがってラテンアメリカにおいては、直接投資の誘致が制度能力を改善し、同時にそれがさらなる直接投資の流入をもたらすという好循環が存在していることが、同時性バイアスを考慮した推定においても確認されたといえる。
加えて注目したいのは(F1)式において REST がやはりプラスの符号で統計的に有意になっていることである。この結果より、ラテンアメリカ諸国においては、資本自由化政策が直接投資のさらなる流入をもたらすとともに、それを通じて制度能力の改善に寄与するといえる。換言すれば、制度能力と直接投資との間にある好循環を機能させるにあたり、資本自由化政策はいわばスターターとしての役割を果たしうる。
また、その他の変数については、固定効果推定である(I1)-(F1)式において、民主化、教育水準、政治的安定性、貿易開放度、マクロ的安定性など、概して予想と合致する符号で統計的に有意になっていることを確認できる。ただし変量効果が採択された表 3 の推定では一人あたり所得の効果は有意ではなかったが、以上の同時推定ではプラスの符号で有意となった。
ところでこうしたメカニズムは他の地域でも普遍的にみられるものであろうか。表 5 はアジア・アフリカ地域を分析対象として同様の分析を行った推定結果である14。ここでは F
検定、ハウスマン検定により受容された推定結果のみを提示しているが、一見してラテン14

アジア地域の分析対象国はバングラディシュ・中国・インド・インドネシア・マレーシア・モンゴル・パキスタン・
フィリピン・シンガポール・韓国・スリランカ・タイ・ベトナムの 13 ヵ国である。またアフリカ地域の分析対象国は、ボツワナ・ブルキナファソ・カメルーン・コンゴ共和国・コンゴ民主共和国・コートジボアール・エチオピア・ガンビ
ア・ガーナ・ギニアビサウ・ケニア・マダガスカル・マラウィ・マリ・モザンビーク・ニジェール・ナイジェリア・セ
ネガル・南アフリカ共和国・スーダン・タンザニア・トーゴ・ウガンダ・ザンビア・ジンバブエの 25 ヵ国である。分
析対象の選定はすべてデータの入手可能性による。

9アメリカで確認された直接投資と制度能力の好循環がアジア・アフリカ地域では作用していないことが分かる。とくにアジア諸国を分析対象とした(I3)-(F3)式においては、FDI、INST、
REST のいずれもプラスの符号ではあるが統計的に有意になっておらず、これまでラテンアメリカを分析対象に得られた結果とほとんど一致していない。
またアフリカ諸国を分析対象とした(I4)-(F4)式においても、(F4)式で INST、REST がプラスの符号で統計的に有意になっているものの、(I3)式で FDI をはじめすべての変数が統計的に有意にならず、システム全体の説明力が著しく低下していることが分かる。表 5 の推定結果については、定式化の誤りが同時推定によって増幅されていること、アジア地域ではサンプル数が十分確保できないことを考慮し、割り引いて解釈する必要があると思われるが、いずれにせよ両地域における直接投資と制度能力の関係はラテンアメリカ諸国とは大きく異なることを示している。したがってラテンアメリカにおいて確認された、資本規制の緩和を推進することによる外資誘致と、それを通じた制度改革というメカニズムに関して、その一般化には慎重であるべきであろう。換言すれば、好循環が作用するラテンア
メリカ特有の背景をより具体的に明らかにしていくことともに、アジア・アフリカ両地域のさらなる分析が今後必要である。

Ⅴ

結語

本研究の問題意識は、ラテンアメリカ諸国の制度能力に格差をもたらす要因を検証する
ことで、第二世代の政策改革の実現に向けた指針を探ることにあった。こうした制度能力の決定要因に関して、ラテンアメリカなどの地域に焦点をあてた分析はこれまで行われていないが、本研究の実証分析では、ラテンアメリカ諸国の制度能力を改善する上で、資本規制緩和による直接投資の誘致が重要な役割を果たしうることが確認された。また制度能力の向上は投資環境の改善を意味することから、対内直接投資を増加させることになる。
したがって直接投資の誘致が制度改革を促進し、それが転じてさらなる直接投資の流入をもたらすという、いわば制度と直接投資の好循環がこの地域で作用していることを意味する。ただし、本研究の枠組みにおいては、ラテンアメリカ諸国にみられたこうした好循環
は、他の地域では必ずしも確認されていない。したがって外資誘致を通じた制度改革というメカニズムに関し、その一般化には慎重であるべきであり、かかる相違が生じるラテンアメリカ特有の背景を明らかにすることは今後の課題である。

10

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13

図1 ラテンアメリカ各国の政策改革の進展状況

アルゼンチン
ボリビア
ブラジル
チリ
コロンビア
コスタリカ
ドミニカ共和国
エクアドル
エルサルバドル
グアテマラ

1999年

ホンジュラス

1985年

ジャマイカ
メキシコ
ニカラグア
パラグアイ
ペルー
トリニダードトバコ
ウルグアイ
ベネズエラ
ラテンアメリカ平均
0

0.1

0.2

0.3

0.4

0.5

0.6

0.7

注1）Lora (2001)が提供する政策改革全般の進展度を補足した指標（Structural Reform Index）より作成。
注2）ニカラグア・ホンジュラス・ドミニカ共和国については1985年値が得られないため、1994年・1989年・1990年の値をそれぞれ代わりに用いている。

14

0.8

図2 ラテンアメリカにおける政策改革の進展状況：分野別

国際貿易

国内金融市場

税制改革

1999年
1985年

労働市場

民営化

0

0.1

0.2

0.3

0.4

0.5

0.6

0.7

0.8

注1）Lora (2001)が提供する指標より作成。
注2）民営化指標の1985年におけるラテンアメリカ諸国平均値は、0.001である。

15

0.9

1

表1 変数リスト
変数名
定義
INST
制度能力指標
DEM
民主化指標
REST
資本勘定規制指標
PSTAB
政治安定性
FDI
対内直接投資対GDP比率
TRADE
輸出輸入対GDP比率
EXPORT
輸出対GDP比率
IMPORT
輸入対GDP比率
GDP
一人あたりGDP対数値
LITERACY 識字率
INFLATION GDPデフレータの標準偏差出所International Country Risk Guide
Freedom in the WorldIMF (various issues)
Beck et al. (2001)
WDI2003
WDI2003
WDI2003
WDI2003
WDI2003
WDI2003
WDI2003より作成

注1）INST、DEM、REST、PSTABの各インデックスについては補論を参照。
注2）INFLATIONは各期の中心年の前後2年、合計5年間より算出。

16

表2 ラテンアメリカにおける制度能力の決定要因
TRADE

[1a]

[1b]

0.003
0.61

0.006
0.15

EXPORT[2a][2b]-0.003
0.75

0.001
0.87

IMPORT

[3a]

[3b]

0.001
0.94

0.010
0.12

FDI

[4a]

[4b]

0.058
0.04**

0.093
0.00***

DEM

1.455
0.00***

0.936
0.02**

1.464
0.00***

0.949
0.02**

1.454
0.00***

0.867
0.03**

1.568
0.00***

1.211
0.00***

LITERACY

0.127
0.00***

0.058
0.00***

0.133
0.00***

0.062
0.00***

0.130
0.00***

0.058
0.00***

0.111
0.00***

0.049
0.00***PINSTAB-0.642
0.14

0.159
0.69

-0.690
0.12

0.092
0.82

-0.663
0.14

0.190
0.64

-0.7840.07*-0.2450.53

定数項-8.7500.00***-3.2700.00***-8.9930.00***-3.2460.00***-8.9080.00***-3.2420.00***-7.3830.00***-2.3580.00***

0.449
0.567
0.462
11.13
0.00***
23.2
0.00***
固定
110

0.412
0.569
0.469
変量
110

0.448
0.569
0.462
11.11
0.00***
19.9
0.00***
固定
110

0.417
0.585
0.477
変量
110

0.448
0.569
0.462
11.05
0.00***
21.5
0.00***
固定
110

0.407
0.571
0.472
変量
110

0.475
0.578
0.480
14.97
0.00***
15.0
0.00***
固定
110

0.427
0.599
0.512
変量
110

決定係数 Within
BetweenOverall

F検定
P値
ハウスマン検定
P値
推定方法
サンプル数
注1）下段はP値を表す。

注2）*は10%水準、**は5%水準、***は1%水準で統計的に有意であることを意味する。

17

表3 ラテンアメリカにおける直接投資の決定要因
[1a]

[1b]

INST

0.679
0.04***

0.807
0.00***

REST

1.267
0.02***

1.409
0.00***INFLATION-0.0500.04***-0.0260.25

EXPORT

0.075
0.04***

0.052
0.01***

GDP

4.699
0.00***-37.9930.00***-0.094
0.81

0.416
0.151
0.129
3.390
0.00***
4.07
0.54
固定
114

0.334
0.344
0.312
変量
114

定数項
決定係数

WithinBetweenOverall

F検定
P値
ハウスマン検定
P値
推定方法
サンプル数

-1.0850.69

注1）下段はP値を表す。
注2）*は10%水準、**は5%水準、***は1%水準で統計的に有意であることを意味する。

18

表4 ラテンアメリカにおける制度能力と直接投資：同時推定

FDI

INST

被説明変数
FDI
INST

FDI

[I1]

[F1]

[F2]

0.128
0.03**[I2]
0.155
0.0１***

INST

1.146
0.05**
1.140
0.07*

REST

1.061
0.17
1.394
0.00***

DEM

1.699
0.00***

1.377
0.00***

LITERACY

0.086
0.00***-0.9210.04**

0.040
0.00***-0.451
0.30

PINSTABGDP

3.758
0.04**
0.075
0.04**-0.0433
0.08*

EXPORT
INFLATION
定数項

BetweenOverall

F検定
P値
ハウスマン検定
P値
推定方法
サンプル数
地域

0.050
0.02**-0.02630.31-5.466-32.071-1.692-0.167

**

**

0.07

*

0.97

0.339
0.332
0.310
3.200
0.00***
92.42
0.00***

0.370
0.590
0.504
-

0.339
0.332
0.310
-

0.01
決定係数 Within-0.294
0.71

0.02

0.434
0.585
0.498
9.960
0.00***
7.91
0.09*
固定
110

変量
110
110
ラテンアメリカ19ヵ国

110

注1）下段はP値を表す。
注2）*は10%水準、**は5%水準、***は1%水準で統計的に有意であることを意味する。
注3）すべての推定は二段階最小二乗法による。

19

表5 アジア・アフリカにおける制度能力と直接投資：同時推定

FDI

INST

被説明変数
FDI
INST

FDI

[I3]

[F3]

[F4]

0.062
0.43

[I4]
0.008
0.96

INST

0.083
0.95

REST

1.319
0.20

1.164
0.04**
2.089
0.00***

DEM

1.186
0.08*

0.122
0.71

LITERACY

0.115
0.00***
0.277
0.70

0.007
0.74

PINSTAB-0.3030.29

GDP-0.2140.81

EXPORT

0.055
0.00***-2.9070.00***INFLATION
定数項-6.7740.01

決定係数 Within
BetweenOverall

F検定
P値
ハウスマン検定
P値
推定方法
サンプル数
地域

**

-0.8440.01**
0.021
0.13
0.007
0.69

1.285

2.265

2.398

0.671

**

0.06*

0.302
0.496
0.246
0.692
0.170
0.593
5.670
6.730
***
0.00***
0.00
8.81
4.91
0.43
0.07*
固定
変量
69
69
アジア13ヵ国

0.01

0.014
0.167
0.101
7.610
0.720
0.82
0.00***
8.00
0.09*
固定
プーリング
125
125
アフリカ25ヵ国

注1）下段はP値を表す。
注2）*は10%水準、**は5%水準、***は1%水準で統計的に有意であることを意味する。
注3）すべての推定は二段階最小二乗法による。
注4）(F4)式ではF検定の結果プーリング推定が受容された。また決定係数はマイナス符号となり算出不可能であったため報告していない。

20