論 文

主要国における課税自主権と租税外部効果の関係*
深 澤

映 司∗∗

（国立国会図書館調査局）

1．はじめに我が国では，
名古屋市など一部の地方自治体が住民税率の引き下げに向けて動き出すなかで，国の側も，
2010 年 6 月に閣議決定した「地域主権戦略大綱」のなかで，「課税自主権の拡大」を今後の課題の 1 つとして位置づけるなど，地方の動きを無視できなくなりつつある。
課税自主権の拡大には，税目を巡る自主権拡大と税率を巡る自主権拡大の 2 種類がある。振り返れば，我が国における地方税の税目を巡る自主権の拡大は，「地方分権一括法」の施行（2000 年）以来，各地における法定外目的税の導入等の形で相応に進んできた。しかしながら，税率を巡る自主権の拡大は，制限税率の撤廃が不十分なものにとどまり，標準税率が事実上の下限として機能し続けているなど，遅れをとってきた感がある。今後は，地方税率を巡る課税自主権拡大の要求に対して，その是非を巡る議論が避けて通れなくなる公算が大きいと言えよう。
地方政府の課税自主権と租税外部効果との間の関係については，国際的にもこれまでになく関心が高まりつつある。例えば，2010 年の 5 月から 6 月にかけてスイスで開かれた OECD「政府間財政関係ネットワーク専門家会合」では，地方政府間における租税競争の要因や影響等を巡る参加者間の議論を踏まえ，課
税自主権の拡大は租税競争の重要な要因の 1 つであるとの結論が示されている（OECD（2010））。
こうしたなか，本稿では，一国内における地方政府を巡る課税自主権の強弱と租税外部効果（租税競争，重複課税に伴う垂直的租税外部効果）の発生との関係について，国際的にどのような傾向がみられるのかを，定量的な手法を通じて分析する。
本稿の構成は，以下の通りである。まず，本稿の問題意識に関連した先行研究の概要を振り返り，残さ*本稿の内容に関連して，日本財政学会第 68 回大会における報告に対して，討論者の菅原宏太先生（京都産業大学）と座長の佐藤主光先生（一橋大学）から，有益なコメントを頂いた。記して御礼申し上げる。ただし，あり得べき誤りは，全て筆者に期するものである。また，本稿の内容は，筆者が所属する組織とは一切関係がない。
∗∗

1963 年生まれ。1987 年 3 月東京大学経済学部卒業。参議院事務局特別調査員，富士総合研究所主任研究員（金融・財政統括），みずほ総合研究所財政・金融調査部長等を経て，2004 年 4 月国立国会図書館に入館。2007 年 7 月より同館調査局財政金融調査室主任調査員（現在に至る）。日本経済学会, 日本財政学会, 日本地方財政学会, 日本金融学会, 日本経済政策学会に所属。主要な論文に「我が国の地方法人課税をめぐる租税競争―法人事業税を対象とした現状分析―」（『レファレンス』（第 703 号）2009 年 8 月 pp.55-75），「第三セクターの破綻処理と地方財政」（『レファレンス』（第 689 号）2008 年 6 月 pp.31-51），「第三セクターの経営悪化要因と地域経済」（『レファレンス』（第 654 号）
2005 年 7 月 pp.62-78）がある。

－ 257 －

会計検査研究

No.47（2013.3）

れた課題を確認する。続いて，OECD 加盟国のパネル・データに基づく推定について，その方法等を説明した上で，推定結果とその解釈を示す。そして最後に，実証分析から得られる政策的な含意を明らかにす
ることとする。

2. 先行研究の概要とその課題（1）課税自主権の拡大と租税外部効果との関係を視野に入れた実証研究
課税自主権拡大と租税外部効果との関係を巡る実証研究は，2000 年代に入って目立ってきた。
林（2002）は，主要国における租税外部効果（租税競争，重複課税に基づく垂直的外部効果）と「課税自主度」との関係を OECD 加盟 11 か国のパネル・データ（1991～1994 年）に基づき定量的手法で推定している。具体的には，OECD（1999）に基づき，独自の「課税自主度」（地方政府が税率を裁量的に設定できる税目 1）が国と地方の歳入全体に占める割合）を算出した。そして，この指標を説明変数にして，租税外部効果の代理変数としての「租税負担率」（国と地方を合わせた公共部門の歳入が名目 GDP に占める割合）との関係を推定している。推定の結果，説明変数である「課税自主度」の係数がマイナスかつ有意になったことから，彼は，租税競争と垂直的外部効果では前者の効果が勝り，課税自主権の拡大は，とりわけ租税競争を激化させる傾向があるとの結論を示している。
Thornton（2007）は，OECD 加盟 19 か国のクロスセクション・データを対象とした，課税自主権拡大の経済的影響に関する実証分析である。彼も，地方分権の度合いを表す代理変数として，OECD（1999）に基づく「課税自主度」（地方政府が税率または課税ベースを裁量的に設定できる税目 2）が国と地方の税収全体に占める割合）をとり上げ，この変数と「各国の国民 1 人当たり実質 GDP の平均成長率（1980～2000
年の平均）」との関係を定量的手法で推定している。そして，推定の結果，「課税自主度」の係数が有意とならなかったことから，地方分権の強化と経済成長の間には明確な因果関係が認められないと結論付けている。一般に，租税外部効果の発生は，経済成長に対して一定の影響を及ぼす可能性がある。例えば，垂直的租税外部効果が大きくなると，税率の過大化を背景に，国全体としての経済成長が妨げられる公算が大きい。したがって，Thornton（2007）の分析内容は，直接的には「課税自主度」と経済成長率との関係に焦点を合わせながらも，課税自主権の拡大が租税外部効果の発生を促すか否かをも視野に入れていたと解釈できよう。
さらに，金坂・宮下・赤井（2010）は，OECD 加盟 30 か国のパネル・データ（1985～2006 年）に基づ
き，各国の垂直的租税外部効果がその国の経済成長率に対して及ぼす影響の有無について，各国の「課税自主権」3)の強弱を考慮に入れつつ検証している。彼らは，国と地方の間の課税ベースの重複が大きく，かつ地方の課税自主権が強く認められた国ほど，垂直的外部効果が大きく，経済成長率が押し下げられるとの仮説を立てた。その上で，1 人当たり実質 GDP の成長率を，「課税自主権の強弱を反映した垂直的租
税外部効果指標」と，各種コントロール変数（教育水準，経済の開放度，人口成長率等）で回帰することにより，仮説の妥当性を検証している。推定の結果は，地方の課税自主権が強い国ほど，垂直的外部効果に基づく経済成長率へのマイナス効果が大きくなるというものであった。
1）

林（2002）は，「課税自主度」の算出に当たり，OECD（1999）によって，(a)「地方政府が課税ベースと税率を選択」，または，(b)「地方政府が税率のみを選択」と評価された税目を用いている。
2）

Thornton（2007）は，「課税自主度」の算出に当たり，OECD（1999）によって，(a)「地方政府が課税ベースと税率を選択」，(b)「地方政

府が税率のみを選択」，(c)「地方政府が課税ベースのみを選択」のいずれかとして評価された税目を用いている。
3）「課税自主権」が認められた税目の定義は，Thornton（2007）の「課税自主度」と同様である。

－ 258 －

主要国における課税自主権と租税外部効果の関係（2）先行研究に残された課題
これらの先行研究から実証分析上の課題として浮かび上がってくるのは，2 点である。
① 課税ベースの相違を踏まえた分析の必要性
第一は，課税ベースの種類ごとにみた課税自主権と租税外部効果との関係の差異に目配りする必要があるということである。
上記の先行研究は，いずれも，地方税全体としてみた課税自主権の強弱に焦点を合わせている。しかしながら，地方税の税率設定を巡る自由度の高まりが租税外部効果の発生を促す度合いは，実際には，地方税の種類によって異なるはずである。とくに租税競争の場合，課税ベースが地域間で移動可能であることがその発生の前提となることから，課税ベースの可動性を異にした税の間で租税外部効果の発生状況にどのような相違が生じるのかが，1 つの焦点となろう。
この点を巡っては，必ずしも定説がないというのが現状である。例えば，租税競争は課税ベースが地域間で移動しやすい消費課税や法人所得課税を中心に発生するとの見解（Rork（2003））がみられる一方で，）がある。また，消費課税の租税競争は個人所得課税を巡っても容易に生じ得るとの見方（OECD（2010）
うち一般売上税等の均一消費税は，個別消費税とは異なり，消費を課税ベースにしていても租税競争を引き起こしやすいわけではないとの指摘（Rork（2003））があり，見逃せない。
いずれにせよ，地方税全体を集計したベースで課税自主度を捉えるだけでは，課税自主度と租税外部効
果との関係を十分に把握し切れない可能性がある。
② 地方税率の上限・下限の有無を踏まえた分析の必要性
先行研究の第二の課題は，地方税率を巡る実質的な上限・下限の有無を考慮に入れた分析の必要性である。
上記の先行研究で実証分析に用いられている「課税自主度」は，そのいずれもが OECD によって集計されたデータを踏まえて算出されている。ここで注意を要するのは，OECD による課税自主権の観点に基づ，OECD（2009））は，地方政府が地方税率を決定する権
く地方税の分類（OECD（1999），OECD（2006）
限をもっているか否かのみを基準にしているという点である。現実には，地方政府に地方税率の決定権限が与えられていても，より上位の政府（以下，「上位政府」とする）がその上限や下限を定めているというケースがあり得る（表 1）。しかし，OECD は，たとえ地方政府が上位政府の定めたレンジ内でしか税率を変更できなくても，そのレンジ内における地方政府の裁量的な税率設定が認められていれば，地方政府によって税率が選択される税目として分類している。
言い換えれば，OECD による分類を踏まえた先行研究の「課税自主度」には，地方税率を巡る上限や下限の有無が反映されていない。しかし，こうした指標では，地方政府の側からみた課税自主権の強弱を必ずしも的確に捉えることはできない。
地方政府に税率の決定権限が与えられているかどうかだけではなく，上位政府が地方税率を巡る上限や下限を設定しているのか否かも，分析に当たって考慮に入れるべき点だと言えよう。
事実，一定の課税自主権を与えられた地方政府によって決定される地方税の税率が，上位政府によって設けられた上限や下限から少なからぬ影響を受けていることは，各国の実例からも確認できる。
例えば，米国では，ほとんどの州が，地方政府による財産税の課税を，税率にキャップを設けたり，税収の増加率の上限を定めるなどの手法を通じて制限している。そうした状況の下で，個々の地方政府によ－ 259 －

会計検査研究

No.47（2013.3）って設定された税率の分布がその上限近くに集中している州（オレゴン州等）も見受けられる（State ofOregon Legislative Revenue Office（2010））。
一方，下限による影響の典型例としては，日本のケースが指摘できよう。住民税，事業税，固定資産税等を巡り標準税率が定められており，自治体が税率を引き下げようとする際の事実上の下限として機能している。標準税率未満への税率の引き下げは法的に禁じられているわけではないものの，そのような対応を行う自治体は起債に当たり国等から許可を得なければならないため，超過課税が政治的に回避されやす
い個人課税の場合を中心に，自治体が実際に設定する税率は標準税率へと集中する傾向がある。
表 1 各国の地方税率を巡る上限・下限の有無
国 名

オーストラリアオ ー ス ト リ ア
ベ ル ギ ーカナダチェコ
デ ン マ ー ク
フ ィ ン ラ ン ド
フ ラ ン スドイ
ツ
ハ ン ガ リ ー
ア イ ス ラ ン ド
イ タ リ ア

上限

下限

○
○
○
○
○
○
○
○
○

○
○
○

○
○

国 名

上限

下限

日
本
メ キ シ コオ ラ ン ダニュージーランドノ ル ウ ェ ー
ポ ー ラ ン ド
ポ ル ト ガ ル
ス ペ イ ンス ウ ェ ー デ ン
ス
イ
ス
英
国
米
国

○

○

○
○
○
○
○

○
○
○

○
○
○

（注） ○は，より上位の政府によって税率の上限または下限が設定された地方税の税目が存在することを示す。
（出所）各種資料より作成。

3．各国のデータを対象とした実証分析
以上を踏まえ，地方政府の課税自主権の強弱と租税外部性（租税競争，重複課税に伴う垂直的外部効果）の発生状況との関係について，課税ベースの種類や，税率を巡る上限・下限の有無といった要因を考慮に入れつつ，分析を行った。

（1）モデルの設定
地方政府の税率に上限や下限が設定されたことに伴う影響は，端的には，実際の税率が上限や下限に張り付いたり，引き寄せられたりする形で現れるであろう。したがって，最も望ましい分析方法は，各国の地方政府が選択している税率の分布状況を明らかにした上で，それと税率の上限・下限との関係を確認する作業を各国について行い，その結果から国際的な傾向を抽出する方法であると考えられる。しかしながら，地方税率の実際の分布状況を踏まえることを前提とした方法を各国に適用することは，データ面からの制約もあり，実際には困難をきわめる。このようななか，各国の地方税率に係る上限や下限の有無に関する情報であれば，各種の資料に基づき，比較的容易に入手することが可能である。そこで，本稿では，地方税率の上限・下限の有無を示すダミー変数を組み入れたモデルに基づき，パネル分析を行うことにし－ 260 －

主要国における課税自主権と租税外部効果の関係た 4）。
分析に当たり設定したのは，以下のモデルである。

τ itc = γ 1TAitc + γ 2 DUMUitc + γ 3 DUMUitc * TAitc + γ 4 DUMLcit + γ 5 DUMLcit * TAitc+ γ 6VTitc + X it β + uit

uit = μ t + ε it

（ i は国， t は年， c は OECD，Revenue Statistics の 4 桁コード）cc（＝国と地方の税収 / 名目 GDP）
，TAit は「課税自主度」（＝地方が税率を
ここで，τ it は「租税負担率」
c「地方税率の上限の有無を示すダミ
決められる地方税の収入額 / 国と地方の税収の合計）， DUMUit は，cc（下限ダミー）， VTit はー変数」（上限ダミー）， DUMLit は「地方税率の下限の有無を示すダミー変数」「国と地方の課税ベース重複度」， X it はその他のコントロール変数， ε it は攪乱項である。
c

地方政府の課税自主権の強弱と租税外部効果の発生状況との関係は，TAit の係数（ γ 1 ）の符号によって判定できよう。一般に，地方政府が地方税率を自由に設定できる場合，地方政府間において租税競争が発生する可能性がある一方，地方政府と中央政府の間では課税ベースの重複に伴う垂直的租税外部効果が生じる可能性がある。そして，地方税率に及ぼす効果は，租税競争が「税率の過小化」，重複課税に伴う垂直的外部効果が「税率の過大化」という形で，反対になる（Dahlby（1996））。したがって，推定の結果， γ 1の符号がマイナスであれば，租税競争の効果が垂直的租税外部効果を上回っており，反対に，γ 1 の符号がプラスであれば，垂直的租税外部効果が租税競争の効果を上回っていると考えられる。
c

c

c

c

c

c

2 つのダミー変数（ DUMUit および DUMLit ）とその交差項（ DUMUit * TAit および DUMLit * TAit ）は，先行研究で必ずしも十分な注意が払われていなかった地方税率の上限や下限が税率に及ぼす影響を考慮に入れるためのものである。
cc

上限ダミー（ DUMUit ）または下限ダミー（ DUMLit ）の係数は，地方税率に上限または下限が設定されている国と設定されていない国との間で，租税負担率にどれほどの相違が生じているのかを示してい「本来の税る。上限ダミーの係数（ γ 2 ）は，租税外部効果を背景として本来実現するはずであった税率（率」）が上限を超過した状況の下ではマイナスになるが，それ以外の場合にはゼロになると考えられる。一「本来の税率」が下限未満となった状況の下でプラスになり，それ以外
方，下限ダミーの係数（ γ 4 ）は，の場合にはゼロになると考えられる。
c

c

c

c

これに対して，上限ダミーまたは下限ダミーと課税自主度の交差項（ DUMUit * TAit と DUMLit * TAit ）は，地方税率に上限または下限が設定されている国とそうでない国との間で，課税自主度が 1％ポイント
高まった場合の租税負担率の変化の仕方（租税負担率の課税自主度に対する感応度）にどれほどの相違が生じるのかを示している。ただし，その係数の符号について，事前に想定することは困難であろう。租税負担率の課税自主度に対する反応の仕方は，税率に上限や下限が設定された国の方が緩慢になり得る半面，
そのような国の方が激しくなる可能性も否定できないからである。

VTitc は，地方政府と中央政府の間における垂直的租税外部効果の発生のしやすさに影響を及ぼす変数として位置づけられる。
「課税自主度」が一定であれば，地方政府と中央政府の課税ベースの重複が大きいほ4）

このようなダミー変数を用いた推定方法は，米イリノイ州の財産税を対象として，税収増加率を巡る上限設定の影響を分析した Dye andMcGuire（1997）のなかでも採用されている。

－ 261 －

会計検査研究

No.47（2013.3）c

ど垂直的租税外部効果も大きくなるであろう。したがって，VTit の係数（ γ 6 ）はプラスになると想定される。
なお，上記のモデルは，各国の税全体に加え，課税ベースを異にした税のグループ 5）（個人所得課税，財産課税，消費等課税 6））をそれぞれ対象としている。そのことによって，地方政府の課税自主権の強弱と租税外部効果との関係が課税ベースの差異に応じてどのように異なってくるのかを明らかにすることができると考えられる。
ちなみに，OECD による課税自主度の判定は，税全体と上記 3 つの税グループ以外に，法人所得課税についても行われている。しかし，地方政府が法人所得課税を行う国は必ずしも多くなく，その結果，サン
プル数が過少にならざるを得ない。このため，本稿では，法人所得課税を巡る推定結果を報告の対象から除外している 7）。

（2）推定の方法
上記モデルの推定は，OECD 加盟 24 か国の 2 か年（2002 年，2005 年）のパネル・データに基づき行った（ただし，操作変数として説明変数の 1 期前ラグを用いた関係上，実際には，1995 年，2002 年，2005
年の 3 か年データを使用している）。対象国は，OECD（1999）で 1995 年時点の課税自主度に関する情報が公表されている 19 か国 8）に，OECD（1999）では対象外とされた主要 5 か国 9）を加えた国々である。
先述の通り，各国の税全体を対象とした推定に加え，税全体を課税ベースの種類ごとにブレークダウンしたグループ（個人所得課税，財産課税，消費等課税）のそれぞれについても，推定を行った。
cc，「課税ベース重複度」（ VTit ），「補助金比率」の 3 つについて
説明変数のうち，「課税自主度」（ TAit ）cは，被説明変数である租税負担率（τ it ）との間で「内生性の問題」が生じている可能性がある。そこで，一致性を持った推定量を得るため，推定手法として GMM（一般化積率法）を採用することとした。その際の操作変数としては，「課税自主度」，「上限ダミーと課税自主度の交差項」，「下限ダミーと課税自主度の交差項」，「課税ベース重複度」，「補助金比率」，「総人口」のそれぞれの 1 期前ラグを使用した。

（3）推定に使用したデータ等「課税自主度」については，OECD による各国地方税の課税の自由度に関する判定結果（OECD（1999）
等）を踏まえ，「地方が税率を決められる地方税の収入額」（OECD によって (a) または (b) の判定を受けた税目の収入額）が「国と地方の税収の合計額」に占める割合を各国別に算出した。その際の分子としては，税全体のベースでみた金額に加え，それぞれの税グループ（個人所得課税，財産課税，消費等課税）
5）

税の各グループと OECD の 4 桁コードとの対応関係は，個人所得課税が 1110 （Taxes on income, profits and capital gains（of individuals）），

財産課税が 4000（Taxes on property），消費等課税が 5000（Taxes on goods and services）である。なお，OECD は税全体のコードを定めていな
いが，本稿では便宜的に 0000 とみなした。
6）

OECD によるコード 5000 の分類には，一般消費税（均一消費税）や個別消費税（物品税）のみならず，特定の財の使用に関わる税，または，特定の財の使用や特定の活動への許可に関わる税（例えば，自動車等の運転免許に関わる税，狩猟等に関わる税など）も含まれている。そのような税（コード 5200：Taxes on use of goods or on permission to use goods or perform activities）は，財やサービスの価値に対して課される一般消費税や個別消費税（いずれもコード 5100（Taxes on production, sale, transfer, etc.）に含まれる）とは，一線を画していると考えられる。そこで，本稿では，コード 5000 に対応する税のグループを「消費課税」ではなく，「消費等課税」と称している。
7）

今回の推定の対象とした 24 か国のうち地方政府が法人所得課税（コード 1200）を行っている国の数は 13 にとどまっている。実際にサンプル数 26（=13 か国×2 か年）で法人所得課税を巡る推定を行ってみた結果は，全ての説明変数の係数が有意ではないというものであった。
8）

具体的には，オーストリア，ベルギー，チェコ，デンマーク，フィンランド，ドイツ，ハンガリー，アイスランド，日本，メキシコ，オランダ，ニュージーランド，ノルウェー，ポーランド，ポルトガル，スペイン，スウェーデン，スイス，英国の 19 か国である。
9）

具体的には，米国，カナダ，フランス，イタリア，オーストラリアの 5 か国である。

－ 262 －

主要国における課税自主権と租税外部効果の関係

ごとの金額を用いることとした。1995 年分の「課税自主度」（税グループ別）を算出する際には，基本的には OECD（1999）における各国別の個別税目に関わる情報を用いた。一方で，2002 年分と 2005 年分の「課税自主度」の場合，OECD（2006）と OECD（2009）には各国における個々の税グループにまで降りた情報が示されていないことから，基本的には OECD のデータベース（OECD Stat）のデータを入手し，利用した。OECD（1999）や OECD Stat でそうした情報を入手できない国々については，各種資料の内容を踏まえ，地方政府に税率の決定権限が与えられた税目を独自に選定し，その税収を積み上げた。
「上限ダミー」，「下限ダミー」については，分析対象とした 24 か国について，各種資料に基づき，地方政府の税率を巡る上限または下限が設定されているか否かを，税全体と税グループごとに明らかにした。
その上で，上限または下限が，設定されていれば 1，設定されていなければゼロの値をとるダミー変数を設定した。
国と地方の「課税ベース重複度」は，各税グループを対象とした場合と，税全体を対象とした場合とで，算出方法が異なる。税グループごとにみた「課税ベース重複度」は，国の税収と地方の税収のうち，小さい方を大きい方で除することによって求めた。一方，税全体でみた「課税ベース重複度」は，金坂・宮下・赤井（2010）の方法に倣い，重複税目（課税ベースが重複している税目）の国税総額と重複税目の地方税総額のうち，小さい方を大きい方で除することによって求めた。
「その他のコントロール変数」としては，政治的要因を含む複数の変数を採用した。具体的には，「総人，「1 人当たり実質 GDP」
，
「失業率」
，
「製造業比率（付加価値ベース）」，
口」，「国土面積」，「都市人口比率」「補助金比率（地方政府の歳入に占める中央政府からの補助金の割合）」，「政権内の左派政党所属者比率」，「大統領制ダミー」である。加えて，各年ダミーを説明変数として使用することとした。
各変数（被説明変数と，年ダミーを除く全ての説明変数）の定義と出所，そして記述統計量については，
表 2 を参照されたい。
なお，推定に当たっては，被説明変数である租税負担率にロジット変換を施している。これは，比率である租税負担率が 0 から 1 までの値しかとり得ない一方で，攪乱項がどのような値でも取り得ることによる不整合を解消するための対応である。
また，
説明変数のうち比率でもダミー変数でもない変数（「総人口」「国土面積」，「1 人当たり実質 GDP」，）
については，対数変換を施すこととした。

－ 263 －

会計検査研究

No.47（2013.3）

表 2 記述統計量等
データ数

平均

標準偏差

最大

最小

租税負担率 （税全体）

ロジット変換

48

-0.61

0.36

0.03

-1.58

租税負担率 （個人所得課税）

ロジット変換

36

-2.27

0.53

-1.06

-3.19

租税負担率 （財産課税）

ロジット変換

46

-4.11

0.70

-3.09

-5.77

租税負担率 （消費等課税）

ロジット変換

44

-2.12

0.34

-1.57

-3.01

課税自主度 （税全体）

（％）

48

17.39

19.54

91.36

1.11

課税自主度 （個人所得課税）

（％）

36

13.12

20.50

91.36

0.00

課税自主度 （財産課税）

（％）

46

3.95

3.16

10.95

0.45

課税自主度 （消費等課税）

（％）

44

2.35

4.25

15.35

0.00

上限ダミー （税全体）

ダミー変数

48

0.71

0.46

1

0

上限ダミー （個人所得課税）

ダミー変数

36

0.33

0.48

1

0

上限ダミー （財産課税）

ダミー変数

46

0.65

0.48

1

0

上限ダミー （消費等課税）

ダミー変数

44

0.36

0.49

1

0

下限ダミー （税全体）

ダミー変数

48

0.42

0.50

1

0

下限ダミー （個人所得課税）

ダミー変数

36

0.28

0.45

1

0

下限ダミー （財産課税）

ダミー変数

46

0.35

0.48

1

0

下限ダミー （消費等課税）

ダミー変数

44

0.09

0.29

1

0

課税ベース重複度 （税全体）

（％）

48

40.90

28.83

87.80

0.00

課税ベース重複度 （個人所得課税）

（％）

36

46.42

31.58

95.28

0.00

課税ベース重複度 （財産課税）

（％）

46

34.09

32.21

99.03

0.00

課税ベース重複度 （消費等課税）

（％）

44

18.84

24.26

97.19

0.03

総人口

対数化

48

16.69

1.46

19.51

12.57

国土面積

対数化

48

12.60

1.65

16.12

10.33

都市人口比率

（％）

48

76.41

10.36

97.30

55.70

1 人当たり実質 GDP

対数化

48

9.84

0.79

10.61

7.83

失業率

（％）

48

6.64

3.39

19.90

2.60

製造業比率

（％）

48

17.25

3.97

26.36

9.79

補助金比率

（％）

48

35.65

17.03

70.12

0.00

左派政党所属者比率

（％）

48

35.10

39.56

100.00

0.00

ダミー変数

48

0.29

0.46

1

0

大統領制ダミー4．推定結果とその解釈推定結果は，表 3 に示した通りである。
自由度修正済み決定係数は，推定の対象によって異なるものの，0.62～0.84 となった。また，Hansen のJ 統計量に基づく過剰識別制約検定の結果，「使用された操作変数が適切である」との帰無仮説は，いずれの推定でも棄却されなかった。

－ 264 －

主要国における課税自主権と租税外部効果の関係

表 3 推定結果【被説明変数 ： 租税負担率】
定数項
課税自主度
上限ダミー
上限ダミー*課税自主度
下限ダミー
下限ダミー*課税自主度

税全体

個人所得課税

財産課税

消費等課税

-2.0301-7.3709 ***-9.8289 ***-1.2798(-1.2611)(-3.4043)(-5.1167)(-0.9130)-0.0118 ***0.00880.2878 ***-0.0403 **(-3.7484)(1.1571)(5.9724)(-2.4162)

0.29700.24110.05590.1613(0.8666)(0.9067)(0.1043)(1.6004)-0.0054-0.1246 *-0.0320(-0.4142)(-1.8114)(-1.6736)-0.1425-0.1319-0.0066-1.2178(-0.7560)(-0.4408)(-0.0338)(-0.3400)

0.07080.35390.0075(1.3547)(0.1492)

課税ベース重複度(0.9506)
0.00090.00070.0155 **0.0010(0.2424)(0.0982)(2.6447)(0.4751)

総人口-0.1029 **-0.13360.1378-0.1485 ***(-2.5508)(-1.6163)(1.6230)(-4.1968)

0.00420.0817-0.1377 **0.0933 *国土面積(0.0829)(1.1993)(-2.1546)(1.7676)

都市人口比率

0.00500.01310.00730.0011(0.8922)(1.0354)(0.9947)(0.2209)

1 人当たり実質 GDP

0.2327 ***0.3980 **0.2728 ***-0.0113(2.9626)(2.4563)(3.5975)(-0.1922)

0.0405 ***0.01620.0490 ***-0.0085(3.3090)(0.4641)(2.9137)(-0.5798)

失業率
製造業比率
補助金比率
左派政党所属者比率
大統領制ダミー決定係数（修正済み）
サンプル数

0.01210.0319-0.0273

0.0139(0.6403)(1.3183)(-1.2601)(0.9218)0.00070.01610.00620.0092 *(0.0812)(1.3164)(0.6961)(1.8993)-0.0012-0.00250.0053 ***0.0006(-1.1351)(-0.9915)(2.7909)(0.4103)-0.1049

0.09610.59630.1626(-0.6132)(0.4802)(1.6587)(1.2768)

0.66370.61560.8401

0.6621

48

36

46

44

Hansen の J 統計量

1.24751.00040.17660.9190（ｐ値）

0.26400.3172

0.67430.3377（注）1．推定結果は，OECD 加盟 24 か国の 2 か年（2002 年，2005 年）のパネル・データに基づく（ただし，地方政府レベルで課税が行われていない場合は，その国を対象から除外）。
2．時点効果を捉えるためのダミー変数を採用（推定結果は省略）。
3．括弧内は，t 値。
4．*** は 1％水準，** は 5％水準，* は 10％水準で有意であることを示す。

税全体を対象とした推定では，「課税自主度」の係数が，マイナスかつ 1％水準で有意となった。このことは，税全体としてみれば，租税競争の効果が重複課税に伴う垂直的外部効果よりも大きい可能性を示している。
「課税ベース重複度」の係数は符号条件（プラス）を満たしたものの，有意とはならなかった。税率の上限・下限に関連した変数（「上限ダミー」，「下限ダミー」，「上限ダミーと課税自主度との交差項」，－ 265 －

会計検査研究

No.47（2013.3）「下限ダミーと課税自主度との交差項」）は，いずれも有意とはならなかった。各種コントロール変数の中で有意となったのは，「総人口」，「1 人当たり実質 GDP」，
「失業率」である。
「総人口」の係数がマイナスになったことは，人口増に伴う公共サービスを巡る「規模の経済」の発生を意味していると考えられる。
「1 人当たり実質 GDP」の係数がプラスになった点からは，いわゆる「ワグナーの法則」（国民の所得水
準が高い国ほど「大きな政府」になりやすい）の成立が窺えよう。
「失業率」のプラスの係数は，雇用情勢の悪化に伴い社会保障関係の公共サービスが増加する傾向があるためであろう。
「課税自主
これに対して，それぞれの税グループに降りた推定のうち，個人所得課税に関する推定では，度」の係数が，プラスになったものの，有意とはならなかった。
「課税ベース重複度」の係数も，プラスだが有意ではなかった。税率の上限・下限に関連した変数としては，「上限ダミー」と「下限ダミー」のみを採用した 10）が，いずれの係数も有意とはならなかった。
財産課税については，「課税自主度」の係数がプラスかつ 1％水準で有意となった。このことは，財産課税の場合，重複課税に伴う垂直的外部効果が租税競争の効果よりも勝っている可能性を示している。
「課税
ベース重複度」の係数も，プラスかつ 5％水準で有意となった。加えて，税率の上限・下限に関連した変数のうち，「上限ダミーと課税自主度との交差項」の係数が 10％水準で有意となった 11）。しかも，その符号がマイナスになったことから，財産課税の場合，地方税率に上限が設定された国ほど，租税負担率の「課税自主度」に対する感応度が小さくなる傾向があると考えられる。具体的には，「課税自主度」が 1％ポイ
ント高まることに伴う租税負担率の上昇は，地方税率に上限が設定されていない国の約 0.29％に対して，「上限ダミー」と「下限地方税率に上限が設定された国では約 0.16％にとどまるとみられる 12）。ただし，ダミー」の係数は，それぞれ有意となっていない。したがって，税率を巡る上限（下限）の設定が税率の水準そのものを押し下げる（押し上げる）要因になっているという事実は，読み取れない。各種コントロ
ール変数の中では，「国土面積」，「1 人当たり実質 GDP」
，
「失業率」
，
「政権内の左派政党所属者比率」が有意となった。係数の符号は，「1 人当たり実質 GDP」
，
「失業率」
，
「左派政党所属者比率」がプラス，「国
土面積」がマイナスである。
「国土面積」の係数は，一般的な想定（広い国土面積は，公共サービスの消費「左派政党
における空間的費用の増加をもたらす）に従えばプラスになるはずだが，逆の結果が得られた。
所属者比率」の係数の符号は，一般的な想定（左派政権は「大きな政府」を指向しやすい）と合致している。
消費等課税を対象とした推定では，「課税自主度」の係数が，マイナスかつ 1％水準で有意となり，租税競争の効果が重複課税に伴う垂直的外部効果を上回っている可能性を示している。
「課税ベース重複度」の係数は，プラスだが，有意とはならなかった。また，税率の上限・下限に関連した変数のうち有意となったものは，1 つもなかった。各種コントロール変数のなかでは，「総人口」が 1％水準で有意となったほか，「国土面積」と「補助金比率」が 10％水準で有意となった。係数の符号は，「総人口」がマイナス，
「国土

10）

個人所得課税については，税率の上限・下限に関連した変数を全て除いた推定で「課税自主度」の係数が有意とならなかったことから，

上限・下限ダミーと「課税自主度」との交差項を説明変数としていない。
11）

10％という有意水準は，高くない。しかしながら，「上限ダミー」と「下限ダミー」を説明変数とせず，「上限ダミーと課税自主度との交差項」と「下限ダミーと課税自主度との交差項」のみを説明変数に追加した形で別途推定を行ったところ，「上限ダミーと課税自主度との交差項」の係数が，1％水準で有意となった（符号はマイナス）。したがって，「上限ダミーと課税自主度との交差項」の係数がゼロであるとの帰無仮説を棄却しても，問題はないと考えられる。
12）

地方税率に上限が設定された国における租税負担率の「課税自主度」に対する感応度は，「課税自主度」の係数と「上限ダミーと課税自主度との交差項」の係数との和として求められる。ちなみに，財産課税を巡る推定結果における「課税自主度」の係数（0.2878）と「上限
ダミーと課税自主度との交差項」の係数（▲0.1246）の和がゼロに等しいとの帰無仮説は，ワルド（Wald）検定の結果，1％水準で棄却された。

－ 266 －

主要国における課税自主権と租税外部効果の関係

面積」と「補助金比率」がプラスである。
「国土面積」の係数の符号は，一般的想定と合致している。また，「補助金比率」の係数の符号は，歳入に占める中央政府からの補助金の割合が大きい地方政府ほど，予算制約のソフト化等を背景として，「大きな政府」に陥りやすいという事実を反映していると考えられよう。

5. おわりに
本稿における分析を通じて，以下の点が明らかになった。
まず，
課税自主権の拡大とそれを受けて発生する租税外部効果との関係については，
税全体のベースで，地方政府間の租税競争による税率の押し下げ効果が，中央政府・地方政府間の重複課税に伴う垂直的外部効果に起因した税率の押し上げ効果を凌駕していると考えられる。この点は，代表的な先行研究である林（2002）の結論とも整合的である。本稿では，税全体に加えて課税ベースの種類ごとの推定も試みたが，その結果，課税自主権が拡大された場合，消費等課税では，垂直的租税外部効果よりも租税競争の効果が勝り，税率が過小になる傾向があるものの，財産課税では，反対に，租税競争の効果よりも垂直的租税外
部効果の方が大きく，税率が過大になる傾向がある点を明らかにすることができた。
また，上位政府によって設定された地方税率の上限や下限が税率にどのような影響を及ぼしているかについても分析を行ったところ，税全体のレベルでは，上限や下限の設定に伴う影響が不明瞭だが，課税ベースの種類によっては，一定の影響が生じていることを確認できた。具体的には，地方の財産課税において，税率の上限が設定された状況下では，課税自主権の拡大に伴う税率の上昇テンポが抑制される傾向があることが判明した。
このような分析結果から導き出される政策的含意は，2 つある。
第一に，地方の消費等課税を巡る課税自主権の拡大は，租税競争の激化に伴う税率の過小化へとつながる可能性が大きいだけに，課税自主権拡大そのものの是非を慎重に見極めるべきであろう。
第二に，地方の財産課税を巡る課税自主権の拡大は，中央政府・地方政府間の課税ベース重複に伴う垂直的外部効果の鮮明化，すなわち税率の過大化に結び付く可能性がある。それを避けるために考えられる
1 つの方策は，中央政府による財産課税の縮小を通じて，中央政府・地方政府間の課税ベースの重複度合いを低下に向かわせるオーソドックスな対応方法であろう（「課税ベース重複度」は，財産課税を巡る推定で，係数がプラスかつ有意になっている）。加えて，もう 1 つ考えられるのが，上位政府が地方税率に上限を設定することを通じて，課税自主権の拡大に伴う税率の上昇テンポを抑制する方法にほかならない。今回の分析で対象とした 24 か国のうち，地方政府が財産課税を行っている国の数は 23 であり，そのうち地方税率に上限が設定されている国は 16 と 7 割を占める。
このように財産課税を巡る税率の上限設定が広く行われているのは，地方政府の課税自主権をある程度は容認しながらも，地方税率の過大化傾向には歯止めをかけようとする上位政府の政策意図があるためとも考えられよう。
なお，本稿の分析では，地方政府レベルで法人所得課税が行われている国が 13 か国に限られるというサンプル数の制約に直面した。このため，同課税を巡る課税自主権の拡大や，税率の上限・下限の設定が，租税外部効果の発生状況に及ぼす影響について，手掛かりが得られなかった。この点を巡る解明は，今後の課題と位置付けることとしたい。

－ 267 －

会計検査研究

No.47（2013.3）＜参考文献＞
金坂成通・宮下量久・赤井伸郎（2010）「垂直的租税外部効果と経済成長」日本財政学会編『財政研究』有斐閣，pp.118-130.
林正義（2002）「租税外部性と租税負担」日本地方財政学会編『財政危機と地方債制度』勁草書房，pp.206-225.
Dahlby, B. (1996), “Fiscal Externalities and the Design of Intergovernmental Grants, ” International Tax and Public
Finance, 3(3), pp. 397-412.
Dye R. F., and McGuire, T. J. (1997), “The Effect of Property Tax Limitation Measures on Local Government Fiscal
Behavior,” Journal of Public Economics, 66(3), pp. 469-487.
Keen, M. and Kotsogiannis, C. (2003), “Leviathan and Capital Tax Competition in Federations,” Journal of Public
Economic Theory, 5(2), pp. 177-199.
OECD (1999), Taxing Powers of States and Local Government.
OECD (2006), “Fiscal Autonomy of Sub-Central Governments, ’’ Working Paper, WP (2006) 2.
OECD (2009), “The Fiscal Autonomy of Sub-Central Governments: An Update, ’’ WP (2009) 9.
OECD (2010), Summary Report: Seminar on Sub-Central Tax Competition, Organized by the OECD Fiscal Relations Network and the Swiss Ministry of Finance, 2010.6.16. < http://www.oecd.org/dataoecd/45/53/45470102.
pdf >Preston, A. E. and Ichniowski, C. (1991), “A National Perspective on the Nature and Effects of the Local Property
Tax Revolt, 1976-1986 ,” National Tax Journal, 44(2), pp. 123-145.
Rork, J. C. (2003), “Coveting Thy Neighbors’ Taxation,’’ National Tax Journal, Vol.56, No.4, 2003.12, pp. 775-787.
State of Oregon Legislative Revenue Office (2010), Research Brief, #3-10, August, 2010.
Thornton, J. (2007), “Fiscal Decentralization and Economic Growth Reconsidered,” Journal of Urban Economics,
61(1), pp.64-70.

－ 268 －