誰が自由貿易を支持するのか？：アメリカの世論調査の分析
小椋郁馬 ∗1

はじめに
本稿は、アメリカの世論において、どのような要因が自由貿易への支持を促すのかを検討するものである*1 。特に、本稿では共和党・民主党の 2 大政党の間で様々な差異が指摘されているアメ
リカにおいて、貿易の支持についても党派的な違いが見られるかを検討することを目指す。
なぜ自由貿易に関する研究を、またなぜ世論の研究をするのだろうか。前者について言えば、後に述べるように貿易は経済的利益の再配分につながることが経済学において示されているが、こうした経済的利益の分配がもたらす政治的対立構造を研究することは政治学の重要なテーマの

1 つといえる (これまでもそうであったし、これからもそうであり続けるだろう) からである。後者については、2 点あげておきたい。1 点目に、今挙げた点に関連して、貿易による経済的利益の再配分がもたらす政治的対立がどう表れるのかを実際に研究することができる点である。政治エリートの間における政治対立構造の方が実際の政策に影響を持っているだろうことは否定できな
いが、経済学や政治経済学の理論やモデルの予測が妥当するかを政治エリートだけを対象に検証するのは学問的には物足りないものであると考えられる。また、政治経済学においては貿易をはじめとする様々な経済的争点に関し世論の選好の分布が実現される政策に影響を持つことも指摘されている (もちろんこの是非は争うことができるだろうが)*2 ため、こうした分野に関する世論を研究することは政治経済学の理論に関する研究にも資すると思われる。2 点目に、貿易世論の研究
は、しばしばアメリカを対象としているにもかかわらず、党派にあまり着目してこなかった。自∗ 東京大学大学院法学政治学研究科修士課程・鹿島平和財団特別研究生*1 本論文は筆者の研究の成果を示すものに過ぎず、一般財団法人鹿島平和財団及び筆者の政治的立場を表明するものではない。また、本論文の瑕疵は一般財団法人鹿島平和財団ではなく、すべて筆者に帰する。
*2 こうした研究について古典的なものとして Meltzer and Richard (1981) があげられる。貿易については、例えば Milner

and Kubota (2005) を参照。

1

由貿易に関しても党派的な要因が重要であるかを検討することは、それなりに意味があることであると考えられる。
本論文は以下のように構成される。次節では関連する先行研究と本稿の問い・仮説を提示する。
第 3 節では分析の方法と用いるデータについて説明する。第 4 節では分析の結果を報告し、第 5節で簡潔なまとめを述べる。

2

先行研究と仮説
貿易世論の先行研究は主に (1) 経済的な利益が個人の貿易選好にどのような影響を及ぼすのか、

また (2) 主に文化的な争点への態度や個人の性向が貿易に対する選好にいかなる影響を及ぼすのか、という 2 点についてのものが多い。以下両者について簡潔にまとめる。

(1) について述べる前に、これらの研究が前提としている国際経済モデルについて簡潔に説明しておく。ストルパー＝サミュエルソンのモデルによると、ある生産物の価格の上昇は、その財を生産するために集約的に用いられている財の相対価格を上昇させるとともに、集約的に用いられていない財の価格を減少させる。伝統的な貿易理論であるヘクシャー＝オーリンの定理によれば国は豊富に存在する生産要素を集約的に用いている財を輸出すると考えられるが、ある生産物の輸出はその財の相対価格を上昇させるので、結果その国に豊富に存在する生産要素の相対価格は上昇し、その国に希少な生産要素の相対価格は下落すると想定される。これらから、政治経済学においては、先進国には高技能労働者が多い一方発展途上国には低技能労働者が多いことから、自由貿易の促進は先進国の高技能労働者・発展途上国の低技能労働者を利するとともに、先進国の低技能労働者・発展途上国の高技能労働者にマイナスに働くと考えられてきた。
さて、Scheve and Slaughter (2001)・O’Rourke and Sinnott (2002)・Mayda and Rodrik (2005) はストルパー＝サミュエルソンのモデルのインプリケーションをアメリカの世論調査や国際世論調査を用いて実証している。つまり、自由貿易により利益を得るとされる高技能労働者が (自らの利益に合致する) 自由貿易を支持し、自由貿易により損をすると考えられる低技能労働者が自由貿易に反対する、ということを示してきた。
これらの研究に対しては、いくつかの批判がされてきた。例えば、Scheve and Slaughter (2001)・

Mayda and Rodrik (2005) は回答者の教育程度を彼らの技能の水準を表す変数としているが、これに対し Hainmueller and Hiscox (2006) は教育は技能のみならず経済学についての知識 (そして経済学に対する知識があることは自由貿易の持つメリットを理解していることにつながるため、それへの支持を高める) などをも表す変数であることを指摘している。また Mansfield and Mutz

(2009) は、有権者は貿易に対して十分な知識を有していないので自らの利益に沿うよう意見を持つことはできないため、むしろ社会全体の (sociotropical) 利益を考慮して貿易への態度を決めてい2ると主張している*3 。さらに Naoi and Kume (2011) は、これらの研究は労働者は同時に消費者であること、そして純粋に経済的な利益のみを追求しているのであれば消費者は自由貿易を望むだ
ろう (なぜならば自由貿易は価格の低下をもたらすから) ことを見落としている、と指摘している。

(2) について、 O’Rourke and Sinnott (2002) はさらにナショナリズムや排外主義といった考えを持つ有権者は自由貿易を支持しにくいことを指摘している。同様に Mansfield and Mutz (2009) は孤立主義的な外交を好む、また他の人種に対してよくない感情を抱いている有権者は自由貿易を支持しない傾向にあると主張している*4*5 。
上にあげた先行研究は、いくつかの点で欠点を有している。ここでは 2 点あげることにする。

1 点めは、有権者の知識に関してである。Scheve and Slaughter (2001)・O’Rourke and Sinnott(2002)・Mayda and Rodrik (2005) は回答者が自らの経済利益を理解し、それに基づき貿易についての選好を形成しているという前提のもと議論を進めているが、この想定は正しいだろうか。また、貿易は (確かに重要な争点ではあるが)、有権者が興味を持つほどに注目されている争点だろうか。他方 Mansfield and Mutz (2009) は有権者は知識を欠いているため自らの利益を考えられな
いので社会全体の利益を考慮して意見を決めているとするが、有権者は社会全体の利益を考える
ことができる程度には貿易に関して知識を有しているといえるだろうか。
しかし、例えば 2012 年の大統領などの選挙に際して行われた American National Election

Studies では、選挙後輸入制限に関する賛否について質問がされたにもかかわらず、有効回答者
5464 人中 2547 人 (約 47%) は「考えたことがない」と回答しており、これはその他の争点に比べてかなり高い数値であるといえる。また研究においても、Guisinger (2009) によれば、多くの有権者は貿易争点をそれほど重要な争点であるとは考えていないし、自分の選挙区の上院議員の投票行動を知らないなど、知識も持っていない*6 。つまり、有権者は先行研究が想定しているほど貿易政策に知識も有していないし関心も持っていないと考えられるのである。
なおこの点に注意を払った研究として Liou and Sima-Eichler (2013) がある。この研究によれば、一般に政治的知識がある有権者はエリートの意見に追随する (follow) することができるが、*3 これに対し Fordham and Kleinberg (2012) は一概に自己利益が貿易世論に影響をもたないとはいえないと反論している。なお、社会全体の利益を考える、といってもそれは社会に貿易がもたらす利益をきちんと理解できている必要はなく、有権者は貿易が社会によさそうか悪そうか、といったことがわかっていればよい。sociotropic voting に関しては、Kinder and Kiewiet (1981) を参照。
*4 他方 Fordham and Kleinberg (2012) はこれらの研究に対して、ナショナリズムといった個人の主義主張・感情は貿易に対する意見により形成されている可能性もあり、因果の方向を簡単に決めることはできないと批判している。
*5 これら以外にもいくつか研究があり、例えば Johnston (2013) は有権者の権威主義的な志向やリスク態度が自由貿易に対する選好に影響を及ぼすことを指摘している*6 なお、Fordham and Kleinberg (2012) は政治的ネットワークなどの影響により有権者は政治的知識を欠いていても自らの利益に沿うような選好をもちうる可能性を示唆しているが、本文に述べたことからすると、ネットワークもうまく機能していないようである

3

多くの政治エリートは自由貿易を支持しているので、結局政治的知識のある有権者は自由貿易を支持することになる*7*8 。
問題点の 2 点目は党派に関してである。上記の研究はアメリカを対象としているものが多いが、回答者の党派性については単にコントロールするだけで、それが貿易に対する意見に及ぼす影響を考察するものはない。しかし現在アメリカ政治においては共和党・民主党間のイデオロギーの分極化が指摘されており、自由貿易に関する世論についても政党の分極化が影響している可能性もある。また先に挙げた Liou and Sima-Eichler (2013) によれば、有権者は支持するエリートの意
見に追随しているわけなので、エリートが政党ごとに異なった意見を持っているならば、その亀裂は有権者レベルでも観察できることが考えられる。まずここでは、アメリカの政治エリートの貿易争点についての態度を見てみよう。
表 1 は FTA の批准について、アメリカの上院の点呼投票結果を政党別に整理したものである*9 。
これによると、民主党は自由貿易推進と反対とで割れているようだが、共和党はほとんど一致して自由貿易を支持していると考えられる。確かに、政治エリートの多くは自由貿易を支持している (この点ではその他の多くの争点とは異なり政治エリートも貿易争点については分極化してはない) と考えられるが、民主党・共和党とではその程度に差がありそうであるとわかる。
もちろん有権者が議会の点呼投票を観察しているわけではないため、表 1 から有権者レベルでも共和党支持者と民主党支持者とで意見が異なるといえるわけではない*10 。ただし、先行研究においては有権者レベルであっても、保守的な有権者は「自由」という価値観を重要視している一方リベラルな有権者は「自由」という価値観だけでなく「平等」という価値観も重要視しているた*7 なお、Hiscox (2006) によれば世論調査のワーディングによって有権者の回答傾向は大きく異なりうる (framing 効果)

が、外部の専門家の意見を聞く条件下では (endorsement)、フレーミングの影響が小さくなり、全体として自由貿易への支持が増加する。
*8 有権者が政治エリートの意見に追随する、というのはおかしなことと思われるかもしれない。しかし、多くの有権者
は政治にそれほど興味はなくまた政治現象のような複雑なことを理解する誘引もそれほど持っていないが、世論調査
や投票の際には政治的なことについて意思決定を下さなければいけないときもある。そのとき彼らは多くの場合自分や社会の利益を考量して意思決定をするのではなく、簡便な情報処理・意思決定の方法 (ヒューリスティックと呼ばれる) をとると思われる。その一つの方法として、自らが支持する・若しくは好感度を持つ政治家や政治エリートの見解をそのまま受け入れることがあるだろう。有権者のヒューリスティックの利用については Lupia (1994) を、有権者が政治家に追随する現象については Berinsky (2009)・Lenz (2013) を参照。
*9 FTA のリストは http://www.ustr.gov/trade-agreements/free-trade-agreements より、点呼投票結果は
http://www.senate.gov/pagelayout/legislative/a_three_sections_with_teasers/votes.htm よりそれぞれ入手した。
*10 なおアメリカの有権者は政党に社会的なアイデンティティーを感じているとの指摘もあり (c.f. Green, Palmquist andSchickler, 2002)、政党を「支持」するという表現を用いるのはやや語弊があるかもしれない (例えば party identification
を「政党帰属」と訳すべきかもしれない) が、(i) 日本語の政党「支持」という表現にも様々なレベルがあること (c.f.
谷口, 2012)、(ii) 日本語では政党を支持する、という表現が一般的であることから、本稿では「共和党支持」「民主党支持」という表現を用いる。

4

FTA
NAFTA
Singapore
Chile
Australia
MorrocoCAFTA-DR
Oman
Peru
Korea
PanamaColombia

Date
Nov 20, 1993
Jul 31, 2003
Jul 31, 2003
Jul 15, 2004
Jul 21, 2004
Jun 30, 2005
Jun 29, 2006
Dec 4, 2007
Oct 12, 2011
Oct 12, 2011
Oct 12, 2011

Democrats
Support Oppose
27
29
22
24
22
24
30
14
38
8
10
33
12
29
29
16
37
14
30
21
21
30

Republicans
Support Oppose
34
9
44
7
43
7
49
2
46
5
43
12
48
5
47
1
45
1
46
0
44
2

*FTAs with Bahrain, Israel and Jordan were approved by voice vote.

表 1: Votes on Free Trade Agreements in the U.S. Senate

め板挟みになりやすい (c.f. Feldman and Zaller, 1992)、という指摘も存在する*11 。こうした先行研究の知見から、貿易を巡る争点についても、共和党支持者では自由貿易への支持が強くみられる一方、民主党支持者では自由な国際経済取引と労働者の保護という 2 つの理念が対立するため
自由貿易への支持が弱い、と予想をたてることは全くの誤りではないだろう。

2.1

仮説

本稿では以上の議論を踏まえて、以下の 2 つの仮説を提示する。
仮説 1 政治的知識が高い有権者の方が、自由貿易を支持しやすい。
この仮説は (i)Liou and Sima-Eichler (2013) の研究から、(ii) 表 1 から民主党の政治エリートであっても自由貿易に全く反対しているわけではないと思われることから、(iii)Hainmueller andHiscox (2006) は経済的知識の高い有権者ほど自由貿易を支持しやすいと述べているが、政治的知
識は経済的知識との相関が高いと考えられる*12 ことから、妥当であると思われる。
仮説 2 この傾向は、民主党支持者よりも共和党支持者の間でより強くみられる。
*11 なお現在のアメリカ政治においてはリベラル―保守のイデオロギー対立と民主―共和の政党対立とはほぼ同一のものになりつつあるとの指摘があることから、本稿ではイデオロギー対立と政党対立とを特に区別していない。Noel(2013) を参照のこと。
*12 本来であれば経済的知識と政治的知識を別々に測れるとよいが、残念ながら筆者は今まで経済的知識について聞いた
世論調査を見たことがない。

5

(i) 表 1 の共和党議員と民主党議員との差から、(ii) 上述の Feldman and Zaller (1992) の議論から、この仮説も妥当なものであると考えられる。
以下の節では以上の 2 つの仮説をデータを使い実証することとする。

3

データと方法
前節で示した仮説を検証するため、本研究ではアメリカで行われた世論調査結果を統計的に分析する。結果変数が後述するとおり 0 と 1 の 2 値のみをとるダミー変数であるため、分析にはロジ
スティック回帰分析を用いる。データは、2012 年に行われた American National Election Studies(ANES) の調査結果を利用する*13 。
被説明変数としては、以下の設問*14 について、「輸入制限を支持しない (OPPOSE)」という回答
を 1、「輸入制限を好む (FAVOR)」という回答を 0 とするダミー変数を用いる。「考えたことはな
い (haven’t thought much about this)」という回答は今回の分析では除いた。

Some people have suggested placing new limits on foreign imports in order to protect American jobs. Others say that such limits would raise consumer prices and hurt American exports.
Do you FAVOR or OPPOSE placing new limits on imports, or haven’t you thought much about
this?
説明変数としては、仮説から、有権者の政党支持と政治的知識の程度に着目する。具体的には、政党支持を表す変数としては共和党ダミー変数 (回答者が共和党支持だと 1 をとる) と民主党ダミー変数 (そのため除外カテゴリーは無党派層) を、政治的知識については、先行研究にならって、

ANES が政治に関する知識を問う質問 (例えば選挙前の下院の多数党やイギリスの首相の名称などを問う質問) を複数しているため、これらの項目についての正答率を用いた*15 。また、本研究
では政治的知識が増えると有権者は輸入制限へに反対しやすくなるもののその傾向は支持政党によって異なる、という仮説を立てているので、支持政党の影響は輸入制限に対する賛否の確率だ
けではなく潜在的な「自由貿易についての選好」についても政治的知識に条件づけられていると*13 http://www.electionstudies.org/ よりデータを入手した。
*14 なお Hiscox (2006) は ANES の質問文を用いると自由貿易の支持を実際よりも低く見積もってしまう可能性がある、と指摘している。今後別のデータセットを用いて本稿の結果が再現できるかを確かめるなどして、この問題を解決したいと思う。
*15 なおこれらの知識を問う質問項目から求めたクロンバックの α は約 0.77 であり、政治的知識の指標は少なくとも信頼性をもつものであるといえる。また掲載はしないがスクリープロットを描いたところ、これらの政治的知識を問う項
目は 1 つの「政治的知識」という構成概念を測っているといえることもわかった。

6

考えられるため、これらの交差項も説明変数としてモデルに投入する*16 。
先行研究によると性別や学歴といった要素は自由貿易への支持に影響を及ぼすが、こうした要
素は政党支持や政治的知識にも影響を及ぼしているかもしれない。そのため、支持政党と政治的知識とが自由貿易への支持に及ぼす因果関係を探るためには、こうした要素をコントロールする必要がある。そこで、共変量として性別 (男性を 1 とするダミー変数)、学歴 (大学卒業を 1 とする
ダミー変数*17 )・年齢 (30 代・40 代・50 代・60 代・70 代以上を表すダミー変数、ベースカテゴ
リーは 20 代以下)・人種 (白人ダミー・黒人ダミー・ヒスパニックダミー、ベースカテゴリーはアジア系他)・家計収入 (収入が多いほど数値が大きくなるようグループ化して投入)・労働組合に属している (所属を 1 とするダミー変数)*18 、どのくらいの頻度で教会に行くか (教会に毎週行く人を 5、全く行かない人を 1 とする変数)*19 、を回帰モデルに投入した。さらに、(i) 先に挙げたようにナショナリズムなどの影響を指摘する研究があることから、またナショナリスティックな人ほど外国製品の流入には否定的な見解を持つと思われるため、ナショナリズムに関する質問文への回答*20 を、そして (ii)Naoi and Kume (2011) が職を失う不安を持つ人々の方が貿易に反対しやすいと述べていることから、失業の怖れを聞く質問文への回答 (心配しているほど数値が大きくなる

5 点尺度の変数) を、また家庭の財政状態が悪い状態はより安い商品を買いたい、という気持ちを高めると考えられるので家庭の財政状況に関する質問への回答 (数値が大きいと家計がよいことを示す 5 点尺度の変数)*21 を、それぞれコントロールしたモデルも推定した。
なお、分析に用いた変数の名称を補足に掲載した。

4

分析結果
分析の結果を表 1 に掲載した。Model 1 は政治的知識 (% correct) と支持政党 (dem 及び rep) との交差項を投入しないモデルである。これを見ると、政治的知識が高いほど輸入制限を設けるこ*16 なお、ロジスティック回帰分析やプロビット回帰分析においていつ交差項を使うべきかについては Berry, DeMeritt

and Esarey (2010) を参照。
*17 学歴は大学卒業を境に貿易に対する選好に効果を持つとする Hainmueller and Hiscox (2006) による*18 アメリカの労働組合が政党の貿易に対する政治的位置の変化に重要な役割を果たした、という主張があることから、労働組合に所属している回答者は自由貿易に懐疑的な意見を持っていると思われる一方、労働組合に属している有権者の多くは民主党を支持していると思われるため。Karol (2009) を参照。
*19 宗教的な人は宗教から効用を得ているため高い水準の社会保険を好まないという研究 (Scheve and Stasavage, 2006) もあることから、宗教的であれば失業などをもたらす可能性もある自由貿易にも肯定的になりやすいと思われる一方、宗教的な人ほど現在は共和党を支持しやすいと考えられるため。
*20 回答者のナショナリズムを測る 5 点尺度の質問項目が 3 つあったため、愛国的であればあるほど数値が大きくなるよ
うに調整したうえ、これらの平均をとって変数を作った。
*21 ただし家計状態が悪いと失業への不安も高まるため、家庭の財政状態がよいと自由貿易を支持しやすい、という関係になるとも考えられる。

7

とに反対を示しやすいことがわかり、確かに Liou and Sima-Eichler (2013) の主張が妥当である
ことがわかる。Model 2 は交差項も投入したもの、Model 3 はさらに仕事を失う恐怖 (fear to losejob)・家庭の財政状態 (finance)・ナショナリズム (nationalism) についてもコントロールしたものである。どちらのモデルを見ても交差項は正で有であり、政治的知識が高いほど輸入制限を好まなくなる、という関係が存在することを示しており、これは仮説 1 を支持する結果となっている。
さらに、民主党支持と政治的知識との交差項よりも共和党支持との知識との交差項の方が数値が大きく、かつより統計的に有意である。これは仮説 2 が妥当している可能性を示唆している。
ただしロジスティック回帰分析の係数は直接解釈することはできず、これだけでは仮説が妥当かどうかわかりにくいため、有権者が輸入制限を支持する確率 (結果変数が 1 をとる確率) をシ
ミュレーションし、この確率が政治的知識が上昇すると本当に高くなるのか、また共和党支持者の方が民主党支持者よりもこの上昇幅が大きいのか、を確かめることにする。予測確率のシミュ
レーションにおいてはその不確実性も考慮に入れるため、King, Tomz and Wittenberg (2000) の方法を用いる*22 。
シミュレーションの結果は図 1 に示されている。図 1 の左側は民主党支持者について、右側は共和党支持者についての図である。横軸は政治的知識、縦軸は輸入制限に反対する (自由貿易を支持する) 確率を示している。図中で実線は平均的な予測確率を、破線はその不確実性を表している*23 。図の背後に灰色で描かれているヒストグラムは、それぞれの政党の支持者について政治的知識の分布を描いたものである。これを見ると、(i) 左右両方で実線が右上がりであることから、どちらの政党の支持者についても、政治的知識の増加は輸入制限反対の確率を上昇させること、(ii) 右側のグラフの実線の傾きの方が左側の実線のそれよりも大きいことから、政治的知識が自由貿易への支持をもたらす程度は民主党支持者と比べ共和党支持者の方が大きいこと、がわかる。
これは本稿の仮説 1・2 を支持するものである。
さらに目で見た結果が統計的にも妥当であるかを検証するため、政治的知識を上昇させた時の自由貿易を支持する予測確率の上昇幅を民主党支持者・共和党支持者双方についてシミュレー
ションし、さらにその差を計算した。ここでは政治的知識が 10 パーセンタイルから 90 パーセン
タイルに上昇した時の確率をシミュレーションした。結果を図示したのが図 2 であり、上から民*22 ただし、King, Tomz and Wittenberg (2000) らは研究者が値を固定・変化させる変数 (本稿では政党や政治的知識) 以外の変数にはその平均値などを入れて予測確率をシミュレーションすることを推奨しているが、この方法には (i) ほとん
どのすべての変数において平均的な値をとる有権者が実際に「平均的」であるとは限らない、(ii) ダミー変数の平均をとることには意味がない (例えば男性ダミーが 0.6、というのには意味がない)、という欠点がある。このため本稿ではHanmer and Ozan Kalkan (2013) の方法に従い、自ら値を固定・変化させない変数については実際に観察された値を入れ、最後に平均値を求めて予測確率をシミュレーションした。
*23 具体的には実線はシミュレーション値の 50 パーセンタイル点を、破線は 2.5 パーセンタイル点と 97.5 パーセンタイ
ル点を表している。そのため点線の内部が予測確率のシミュレーションされた 95% 信頼区間である。

8

(Intercept)
dem
rep% correcthighsome college
collegeincome
male
30s
40s
50s
60s
70s+
white
black
hispaniclaborunion
religious

Model 1−2.13⋆⋆⋆(0.29)−0.13(0.15)
0.04(0.15)
1.83⋆⋆⋆(0.23)−0.57⋆⋆⋆(0.18)−0.23(0.17)
0.54⋆⋆⋆(0.18)
0.02⋆⋆(0.01)
0.70⋆⋆⋆(0.09)−0.12(0.16)−0.46⋆⋆⋆(0.15)−0.41⋆⋆⋆(0.14)−0.67⋆⋆⋆(0.15)−0.72⋆⋆⋆(0.17)
0.30⋆(0.18)
0.07(0.23)
0.48⋆⋆(0.22)−0.19(0.12)−0.08⋆⋆⋆(0.03)

Model 2
−1.03⋆⋆⋆(0.40)−0.82⋆⋆(0.39)−2.11⋆⋆⋆(0.42)−0.08(0.54)−0.52⋆⋆⋆(0.18)−0.17(0.18)
0.63⋆⋆⋆(0.18)
0.02⋆⋆⋆(0.01)
0.72⋆⋆⋆(0.09)−0.14(0.16)−0.50⋆⋆⋆(0.15)−0.45⋆⋆⋆(0.14)−0.71⋆⋆⋆(0.15)−0.76⋆⋆⋆(0.17)
0.32⋆(0.18)
0.06(0.23)
0.43⋆(0.22)−0.19(0.12)−0.09⋆⋆⋆(0.03)
1.18⋆(0.61)
3.37⋆⋆⋆(0.64)

2985.21-1473.61
2833

2954.49-1456.242833

dem × % correct
rep × % correct
fear to lose job
financenationalism
AIC
Log Likelihood
Num. obs.
⋆⋆⋆

p < 0.01, ⋆⋆ p < 0.05, ⋆ p < 0.1

Standard errors are in the parentheses.

表 2: 回帰分析表 (1)9Model 30.51
(0.75)−1.33⋆⋆(0.55)−2.11⋆⋆⋆(0.57)−0.20(0.76)−0.38(0.29)−0.01(0.27)
0.76⋆⋆⋆(0.27)
0.01(0.01)
0.65⋆⋆⋆(0.12)
0.08(0.19)−0.14(0.19)−0.08(0.18)−0.14(0.23)
0.03(0.45)
0.10(0.23)−0.09(0.32)
0.03(0.29)−0.22(0.15)−0.07⋆(0.04)
1.41⋆(0.85)
3.26⋆⋆⋆(0.87)−0.13⋆⋆(0.06)
0.11⋆⋆(0.05)−0.45⋆⋆⋆(0.13)
1700.16-826.08
1513

1.0
0.6
0.0

0.2

0.4

predicted probability

0.8

1.0
0.8
0.6
0.4

predicted probability

0.2
0.0
0.0

0.5

1.0

0.0

percentage correct

0.5

1.0

percentage correct

図 1: 政治的知識と自由貿易を支持する予測確率 (1)

主党支持者の予測確率の変化、共和党支持者の予測確率の上昇幅、そして両者の差 (ここでは共和党支持者の変化から民主党支持者の変化を引き、共和党支持者の方がどれくらいより大きく変化
したかを計算している)、が描かれている。左右に伸びる直線は、それぞれ予測確率の変化の不確実性を表している*24 。図 2 から、確かにどちらの政党の支持者についても政治的知識の上昇は輸入制限への反対確率を上昇させていること、しかしその変化は一番下に描かれているように共和党支持者についての方が大きく、その差は統計的にも有意であることがわかる。これらの結果か
ら、仮説 1・2 が支持されているといえるだろう。
なお、表 2 の Model 2・Model 3 を見ると、政治的知識の主効果は正ではなく、また統計的に有意ではない。これは、無党派の人は政治的知識が上昇しても自由貿易を支持する確率は上昇しない、ということを意味している。表 3 は世論調査への回答者を支持政党により民主党支持者(Democrat)・共和党支持者 (Republican)・無党派 (Independent) の 3 つのサンプルに分け、それぞれ回帰分析を行った結果を示しているが、ここにおいても無党派層については、政治的知識は正ではあるが有意ではない。これらの結果は仮説 1 に矛盾しているように思えるが、表 3 の下部のサンプル数を示す欄 (Num. obs.) を見ると、データが欠測している回答者を除くと、無党派層は165 人しか残っていない。そのため推定誤差が大きくなり、仮説 1 が示す結果が得られなかった*24 具体的には、太線がシミュレーション 90% 信頼区間を、細い線が 95% 信頼区間を表している。

10Democrat

Republican

Rep − Dem

0.0

0.1

0.2

0.3

0.4

predicted differences

図 2: 政治的知識と自由貿易を支持する予測確率 (2)可能性が高い。この点については今後別の統計モデルも用いる、欠測データを補完しサンプル数を減らさないようにする、さらには別の世論調査を用いる、などの工夫をしていきたいと思う。
最後に、その他の共変量について触れたい。教育程度 (high・some college・college) については、表 2 のどのモデルを見ても、大学卒業以上の学歴を持つ有権者は、統計的に有意に輸入制限に反対するという結果が得られており、これは Hainmueller and Hiscox (2006) の主張と合致している。この結果は表 3 を見ると民主党・共和党どちらにも見られるようである。家計収入 (income)が多いと自由貿易を支持する傾向があるようにも見えるが、これはデータの質がよくない*25 こともあり、あまりはっきりした関係は見られない。興味深いのは、様々な先行研究が指摘するように(c.f. Burgoon and Hiscox, 2004)、男性 (male) のほうが有意に自由貿易に賛成している点である。
筆者のこれまでの研究では、銃規制についても男性の方が規制に反対する、という結果が得られており、ジェンダーの違いが争点態度にもたらす影響については今後の検討課題としたい。人種(white・black・hispanic)・年齢 (30s・40s・50s・60s・70s+) については、特にパターンが見られ*25 世論調査で世帯の収入を聞かれても、正直に答えない人が多いことは想像に難くない11

(Intercept)% correct
highsomecollege
collegeincome
male
30s
40s
50s
60s
70s+
white
black
hispaniclaborunion
religious
fear to lose job
financenationalism
AIC
Log Likelihood
Num. obs.
⋆⋆⋆

Democrat−0.92(0.89)
1.32⋆⋆(0.52)−0.15(0.46)
0.42(0.43)
1.06⋆⋆(0.44)
0.01(0.01)
0.76⋆⋆⋆(0.19)
0.11(0.29)−0.44(0.28)−0.11(0.27)−0.33(0.36)
0.64(0.87)−0.27(0.36)−0.31(0.42)−0.17(0.44)−0.54⋆⋆(0.25)−0.18⋆⋆(0.07)−0.11(0.09)
0.03(0.09)−0.27(0.18)
697.05-328.52750

Republican−0.08(1.06)
3.04⋆⋆⋆(0.49)−0.33(0.49)−0.10(0.47)
0.89⋆(0.47)
0.00(0.01)
0.70⋆⋆⋆(0.19)
0.32(0.30)
0.28(0.30)
0.19(0.29)
0.20(0.36)
0.01(0.61)−0.17(0.36)
0.11(1.09)−0.42(0.47)
0.05(0.23)
0.02(0.05)−0.14(0.09)
0.09(0.08)−0.93⋆⋆⋆(0.23)
802.18-381.09598

p < 0.01, ⋆⋆ p < 0.05, ⋆ p < 0.1

Standard errors are in the parentheses.

表 3: 回帰分析表 (2)12Independent−2.15(2.03)
0.71(1.01)−1.37⋆(0.80)−0.82(0.79)−0.47(0.77)
0.04(0.03)
0.42(0.45)−0.87(0.72)−0.73(0.66)−1.12⋆(0.65)−1.01(0.76)−1.91(2.68)
1.58⋆⋆(0.66)
1.12(0.91)
0.50(0.93)−0.06(0.51)−0.27⋆⋆(0.13)−0.12(0.17)
0.39⋆⋆(0.18)
0.10(0.45)
222.53-91.27165

ないように思われる。労働組合所属 (laborunion) については係数が負であり、確かに労働組合に所属している有権者は輸入制限を好んでいるようだが、係数は統計的には有意ではない。これは、労働組合へ所属している回答者が少なかったため誤差が大きくなっているためであろう (実際、所属している割合が高くなっていると思われる民主党支持者のサンプルにおいては、労働組合所属の係数は負で有意となっている)。教会に行く頻度 (religious) については、想定とは逆に宗教的であれば自由貿易に反対となっており、またこの結果はモデルの特定にあまり依存しておらず、かなり頑健なようである。なぜこのような関係があるのかは、今後の研究課題としたい。仕事を失う恐怖については事前の想定の通り不安を持つ人の方が輸入制限を支持している。家計の状態は予測とは逆に、注 21 で述べたようにむしろ家計の状態が悪いと考える人の方が輸入制限を支持しているようである。最後に、ナショナリスティックな人の方が自由貿易には懐疑的な態度を持っている、という結果が得られている。

5

結論
本稿では、政治的知識の高い有権者ほど輸入制限を支持しないこと、その傾向は民主党支持者よりも共和党支持者において強くみられること、を示してきた。本稿冒頭で指摘したように、自由貿易を巡る世論の研究は、政治経済学・アメリカ政治どちらにも示唆を与える可能性を持つ。本
研究は有権者の経済的利益 (コントロール変数として投入した職を失う恐怖など) だけでなく、支持している政党も自由貿易への争点態度に影響を及ぼすことを指摘した点で、第 1 節で触れたよ
うにこうした要因をしばしば軽視しがちな政治経済的な研究に一定程度示唆をもたらしうると考える。また、自由貿易については有権者・エリート双方において「分極化」とまでいえる現象は見られないこと、ただし輸入制限への反対が民主党支持者の間では共和党支持者ほど広がりにくいことを示したのは、アメリカの政党や世論の研究にも貢献する可能性を持つと思われる。
ただし、前節で指摘した以外にも、本稿には修正の余地が多くある。今後こうした点を改善しより研究の精度を上げていきたいと考えている。

補足
以下にデータ分析に用いた変数を掲げる。変数名はすべて ANES 2012 Time Series Study で用いられているものを記載している。
結果変数： imports limit
政党支持： pid x

13

政治的知識： knowl housemaj, knowl senmaj, libcpre ptyd, libcpre ptyr, ofcrec speaker correct,

ofcrec vp correct, ofcrec pmuk correct, ofcrec cj correct, preknow prestimes, preknow sizedef,
preknow senterm, preknow medicare, preknow leastsp
教育程度： dem edugroup x
家庭収入： incgroup prepost xジェンダー： gender respondent x
年齢： dem age r x
人種： dem raceeth x
労働組合： dem unionhh
宗教的： relig church, relig churchoft
職を失う恐怖： dem losejob
家庭の財政状況： finance finpast x
ナショナリズム：

patriot flag, patriot love, patriot amident

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