自治体の財政力が地方単独事業費，子どもの医療費助成，就学援助に与える影響：Double-LASSO回帰による分析

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特集：市区町村は少子高齢社会に対応できるか

自治体の財政力が地方単独事業費，子どもの医療費助成，就学援助に与える影響：Double-LASSO回帰による分析
安藤

抄

道人＊

録

本論文は，地方財政についての制度的考察を踏まえた財政力変数である「一人当たりの余剰財源額」を用いて，市町村の財政力が地方単独事業の水準に与える影響を分析する。その結果，自治体の財政力
は，社会保障・衛生・教育・土木などの地方単独事業費（一般行政経費分）の水準や子どもの医療費助成の水準に対して正の効果があることが観察された。一方で，準要保護児童の就学援助基準に対しては頑健な影響は見られなかった。これらの結果は，（1）財政力の格差が地方単独事業の自治体間格差に繋がっている一方で，（2）地方交付税の財政調整・財源保障機能によってその格差に一定程度の歯止めがかけられていることや，（3）財政力の影響は単独事業の制度的位置付けによって異なることを示唆している。また通常の多重回帰分析と高次元データによる回帰分析の結果の比較や財政力指数を用いた分析結果との比較を行い，通常の回帰分析におけるバイアスの存在や，財政力変数として財政力指数を用いることの問題点についても議論する。
キーワード：財政力，地方単独事業，子どもの医療費助成，就学援助，ダブル・ラッソ
社会保障研究2017, vol. 1, no. 4, pp. 813-833.

サービス供給のあり方に大きな影響を与えてい

Ⅰ

はじめに

る。
その中で，特に現在進行中の「社会保障と税の地方行財政と社会保障をめぐる政策動向は，一体改革」の議論の中において焦点となったの

1990年代から大きく変化しつつある。1990年代かが，社会保障関連の地方単独事業である。地方単らの機関委任事務の廃止を中心とした第一次地方

独事業とは，国庫からの直接的な補助を受けずに分権改革，2000年における「介護保険制度」の導地方自治体が実施する事業である。
「社会保障と入，2000年代半ばにおける「平成の大合併」によ

税の一体改革」の議論の中で，地方自治体が実施

る基礎自治体の拡大および「三位一体の改革」としている地方単独事業の中で，どの事業が社会保いう地方分権改革，そして2000年代後半から議論

障であるかの線引きが，厚生労働省と総務省・地され，現在実施段階にある「社会保障と税の一体

方自治体の間で議論となった。

改革」と，いずれも地方自治体における社会保障＊

国立社会保障・人口問題研究所

また社会保障関連の地方単独事業は，中央官庁

社会保障基礎理論研究部研究員

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社 会 保 障 研 究Vol. 1 No. 4における政策決定過程のみならず，その地域間格第二に，「自治体の財政力が社会保障の地方単差にも注目が集まっている。すなわち，地方分権独事業の水準に与える影響」の横断データレベルが進展するにつれて，自治体間の財政力格差が，での識別と推定に焦点を当てた計量分析を行って社会保障の地方単独事業の地域間格差につながっいる点である。これまでの地方単独事業による社ているのではないかという指摘である。

会保障給付およびその地域間格差を扱った研究に

本論文では，このような社会的背景を踏まえおいて，地方自治体の財政力との関係を分析対象て，自治体の財政力格差が社会保障の地方単独事としたものとしては，社会保障の単独事業全般に業の歳出水準や対象範囲にどの程度影響を与えてついては星野（2012）や林（2016），子どもの医療いるのかを分析する。とりわけ，近年，「子どもの費助成については別所（2011），子育て支援サービ

貧困」や「子育て支援」が大きく注目されつつあスについては別所（2012b），就学援助についてはることに関連して，地方単独事業である「子ども湯 田（2009），雁（2009，2013），小 林（2010），の医療費助成」と「準要保護児童に対する就学援

Hayashi and Kobayashi（2010），小林・林（2011），

助」の対象範囲に注目した分析を行う。

がん検診については高久（2011）がある1)。本研究

本論文の学術的貢献は以下の2点である。第一は，これらの先行研究を踏まえつつ，横断データに，「自治体の財政力」の定義について詳細な検討の分析で特に注意すべき欠落変数バイアスの除去を加え，分析に反映していることである。地方単に 可 能 な 限 り 注 意 を 払 う た め に，Belloni et al.

独事業の研究にかかわらず，これまでのほとんど（2014b）が 提 案 す る LASSO（Least Absoluteの地方財政の研究においては，「自治体の財政力」

Shrinkage and Selection Operator）によるダブルセ

として，総務省が毎年公表している「財政力指数」

レクションを活用した共変量選択および回帰分析

すなわち「基準財政収入額を基準財政需要額で除を採用する。

したもの」（厳密には，その過去三年間の平均値）

本研究の結果および含意を要約すると，以下のが使われてきた。しかし，この「財政力指数」のようになる。第一に，自治体の財政力は，社会保構成要素となっている基準財政収入額および基準

障・衛生・教育・土木などの地方単独事業費（う財政需要額は，第一義的には地方交付税交付金のち一般行政経費）の水準や子どもの医療費助成の配分のために用いられる行政指標であり，両者の水準に対して正の効果があることが観察された。

比率を「自治体の財政力」と解釈することには注

またその効果の大きさは，土木において突出して意を要する。本研究では，主たる分析で用いる

おり（弾性値約0.5），社会保障・衛生・教育での弾「自治体の財政力」として，その実態をより正確に性値は0.1-0.3程度であった。一方で，準要保護児

反映していると考えられる「一人当たり余剰財

童の就学援助基準に対しては頑健な影響は見られ源」を別途定義して用いる。ただし，慣行としてなかった。これらの結果は，財政力の格差が地方

これまで使われてきた「財政力指数」を用いた分単独事業の自治体間格差につながっている一方析も行い，分析結果を比較する。

で，地方交付税の財政調整・財源保障機能によっ社会保障の地方単独事業の分析で，それ以外に存在するのは，自治体間の相互作用についての研究や単独事業の政策効果の研究である。前者については，例えば，西川（2011），足立・斎藤（2016）は子どもの医療費助成，
別所・宮本（2012）および足立・斎藤（2015）は妊婦検診，Bessho and Ibuka（2016）は予防接種，Ando and Takaku（2016）は国民健康保険料（うち基準外繰入金分は地方単独事業）を検証している。後者については，主に子どもの医療費助成による自己負担減が受療行動や子どもの健康にどのような影響を与えているかの研究がある（岩本2010，別所 2012a，Takaku 2015，Higashi et al. 2015。また澤野 2013のレビューも参照）ほか，予防接種への助成の効果についての研究がある（Ibuka and Bessho 2015, 2016）。さらに，安藤・高久（2011）は地方選挙と交付税措置
対象外のがん検診の関係について分析しているほか，蒲田（2010，2011）は独自のデータを用いて，子どもの医療費助成を含む自治体の子育て支援政策の政策波及パターンを分析している。また星野（2014）は，長野3町村について社会保障の地方単独事業の事例研究を行っている。
1)

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自治体の財政力が地方単独事業費，子どもの医療費助成，就学援助に与える影響：Double-LASSO回帰による分析

815てその格差に一定程度の歯止めがかけられている

Ⅱ

ことや，財政力の影響は地方単独事業の制度的位

制度的背景

置付けによって異なることを示唆している。
本研究の構成は以下の通りである。Ⅱ節では，社会保障の地方単独事業をめぐる制度的背景を簡潔に論じたのちに，子どもの医療費助成および就1

社会保障の地方単独事業（1） 社会保障の地方単独事業をめぐる近年の動き

学援助制度を解説し，本論文における財政力の定

市町村の社会保障の地方単独事業とは，国や都義や財政力が地方単独事業に与え得る影響につい道府県からの特定補助金が入っておらず，一般補て議論する。Ⅲ節は本論文における識別戦略と推助金（地方交付税）を含む市町村財源により単独定手法について解説する。Ⅳ節では，本研究で用で実施している社会保障関連の事業である。ただいる統計データについて解説してその基本統計量

し単独事業といっても，その実施が国の法令等にを示す。Ⅴ節では，地図や散布図を用いて，地方より義務付けられており，その財源手当てが地方単独事業の給付水準や対象範囲の水準の地理的分

交付税の基準財政需要額の算定において考慮され布や，財政力変数の特性について記述する。Ⅵ節ているものや，法令等による義務付けも地方交付は分析結果を提示する。Ⅶ節は結論である。

税制度における財源手当てもなされていないものなど，いくつかのタイプが存在する（表1）。
社会保障の地方単独事業をめぐる近年の動向については，すでに星野（2012），林（2012），小西（2014a,b）などの先行研究が存在する。とりわけ注目するべきは，「社会保障と税の一体改革」（以表1 社会保障の地方単独事業の種類（2011年度ベース。地方六団体による整理）
法令等により義務付けられた事業

全国的に展開されている事業

保育・子育て支援等

医療費の軽減○公立保育所・幼稚園の運営○乳幼児医療費助成○私立保育園・幼稚園運営助成○障害児（者）医療費助成○児童相談所・一時保護所の運営○母子（父子）家庭医療費助成○放課後児童対策，児童館運営○難病患者医療費助成等○民生児童委員の活動等
介護・福祉等
予防，健診，検診等○介護予防・地域支えあい事業○予防接種（インフルエンザ等）○介護用品の支給事業○保健所，市町村保健センターの運営○高齢者在宅支援，社会活動支援等○健康診査（妊産婦，乳幼児，生活習慣病等）○がん検診（胃，肺，大腸がん等）等

子育て支援等○地域子育て支援センター等

救急医療○小児救急，周産期救急，夜間休日救急等
生活保護，高齢者，障害者等の福祉○ケースワーカー○障害者施設，小規模作業所○障害者自立支援○養護老人ホーム，軽費老人ホーム等
出所：内閣官房社会保障・税一体改革分科会（2011年12月8日）参考資料「地方単独事業の役割等について（地方六団体提出資料）」（地方六団体2011）に基づき，著者作成。

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社 会 保 障 研 究Vol. 1 No. 4

下，一体改革）の政策形成過程において生じた，

子どもの医療費助成の歴史的経緯については，

社会保障の地方単独事業をめぐる厚労省と総務西川（2010a,b）において議論されている。また，

省・自治体の間の2011年度の議論である。この議2016年（平成28年）には厚生労働省の検討会とし論は，一体改革における消費税増税による歳入増て「子どもの医療制度の在り方等に関する検討の社会保障給付への配分を，どのように国と地方会」が立ち上がり，5回の議論ののちに2016年3月

自治体で振り分けるかについてのものであった。

28日に「議論のとりまとめ」が提出されている。

その経緯は先行研究に譲るが，最終的には，2011

この検討会では，子育て支援や子どもの貧困の観

年12月29日に，内閣官房・総務省・財務省・厚生点から子どもの医療費助成の重要性を主張する委

労働省の連名資料「地方単独事業の総合的な整員と助成による自己負担減が過剰受診を招くこと理」が提出され，一体改革と社会保障の地方単独を危惧する委員との間での意見対立などがあっ事業の関係についての整理がなされた。

た。最終的なとりまとめにおいては「近年，自治

この議論は一体改革における消費税増税の文脈体間で対象範囲の拡大に向けた競争が激しくなるの中で行われたものだが，その過程で社会保障の傾向にあり，統一的な基準を示す必要があるとの地方単独事業についての議論や認識が進み，その声も高まっている」（p.6）あるいは「この子ども

後の統計的整理にも寄与したといえる。とりわの医療に関する国保の減額調整措置については，け，上記の「地方単独事業の総合的な整理」にお本検討会でも賛否両面からさまざまな意見があっいて，「地方財政計画や地方交付税における需要

たが，（中略）地方自治体の取組を支援する観点か

額をメルクマールとして『制度として確立されら，早急に見直すべきとの意見が大勢を占めた」

た』地方単独事業を定量的に整理する」と明記さ（p.6）と述べられている。

れたことは，社会保障の地方単独事業を検証する
際に地方交付税制度をはじめとする日本の地方財（3） 就学援助

政制度全体のあり方を踏まえる必要性を再認識さ

就学援助制度は，憲法第26条の「教育を受けるせるものであった。

権利」の保障を目的とし，生活保護世帯の小・中学生（要保護児童）および生活保護に準ずる程度（2） 子どもの医療費助成に困窮している小・中学性（準要保護児童）に対

子どもの医療費助成2)は地方単独事業の一つでして，義務教育に掛かる費用の一部を給付する制あり，主に乳幼児や小・中学生の医療費自己負担度である。援助対象となる費用項目としては，学を減免するものである。その運用実態（例えば対用品費，学校給食費，修学旅行費，クラブ活動費

象年齢や所得制限の有無）は自治体により大きくなどが挙げられる。

異なるものの，すべての自治体がなんらかの医療

準要保護児童に対する就学援助は，2005年度以費助成を実施するに至っており，住民の認知度も前は国庫補助の対象となっていたが，2006年以降高い。子どもの医療費助成は，法令等の義務付けは国庫補助が廃止されて地方単独事業となった。

もなければ，地方交付税制度における財源措置もそして，廃止された国庫補助分は地方交付税制度

なく，むしろ国民健康保険における「減額調整」の基準財政需要額に算入されることとなった。こという形の国からの「財政的ペナルティ」も存在

れはいわゆる一般財源化であり，単純化して説明する。その意味で，地方単独事業の中でも自治体

するならば，これまでは就学援助のみに使用できの裁量性・独立性が高い制度といえ，その実施水る「特定補助金」だったものが，使徒を制約され準において自治体財政力の強い影響力が示唆されずに自治体が自由に使用できる「一般補助金」にる。

転換された。この一般財源化が地方自治体財政おこの制度は乳幼児医療費助成と呼ばれることが多いが，多くの自治体において就学児童も対象となっているた
め，子どもの医療費助成という言葉を用いる。
2)

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自治体の財政力が地方単独事業費，子どもの医療費助成，就学援助に与える影響：Double-LASSO回帰による分析

よび準要保護児童に対する就学援助の実施に与え得 る 効 果 に つ い て は，湯 田（2009），雁（2009，2013），小 林（2010），Hayashi and Kobayashi（2010），小林・林（2011）などが検証を行っており，一般財源化が就学援助給付を引き下げた可能性が高いと指摘されている。
一方で，子どもの医療費助成と比較した際の準要保護児童に対する就学援助の特徴は，第一に，本制度はもともとは国庫補助の対象となっており，国庫補助が廃止された後にも交付税措置によって財源保障されている点である。すなわち，子どもの医療費助成と比べると，準要保護児童に対する就学援助は，自治体の財政力にかかわらず実施する制度的根拠があり，かつ子どもの医療費助成における国民健康保険の減額調整のような財政的ペナルティもない。先行研究が指摘するように，一般財源化により財政的余裕のない自治体が積極的な就学援助を控えた可能性があるとはいえ，子どもの医療費助成と比べた際に，同じ地方単独事業であってもこのような制度的違いがある
点は留意が必要である。
2 自治体の財政力とは何か
本論文の主題は，自治体の財政力が社会保障の地方単独事業に与え得る影響の検証である。その検証のためには，まず日本の地方財政制度を踏まえた上で，自治体の財政力とは何かを議論する必要がある。冒頭で述べたように，ほぼすべての先行研究では，自治体の財政力として総務省が算出している「財政力指数」を用いている。しかし，財政力指数がいかなる意味で「自治体の財政力」
を示しており，どのような形で自治体歳出や社会保障給付に影響を及ぼし得るのかについて詳細に検討した研究はほとんどない。
まず財政力指数とは，地方税等による自治体の財源調達能力を測る指標である「基準財政収入

財政力指数（単年度）=

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基準財政収入額
基準財政需要額（1）と表現される。財政指標としては過去3年のこの数値の平均値が財政力指数として公表されている。この指標が自治体の財政力を示す根拠は，（1）式の分母が示す歳出ニーズに対して分子が示す財源調達能力が高ければ高いほど，自治体は自らの歳入によって自らの歳出ニーズを賄えると言えることである。
しかし，実際の財政運営上，この財政力指数が上昇するとどのように自治体の財政運営に余裕ができるのかは必ずしも自明ではない。第一に，財政力指数を構成する基準財政収入額と基準財政需要額は，本来は地方交付税の普通交付税を算定するための数値であり（当該年度の基準財政需要額と基準財政収入額の差額が普通交付税となり，この差額がマイナスの場合には不交付団体となる），
各自治体の財源調達能力や標準的な公共サービスの歳出規模を単純に計測したものではなく，いくつもの重要な調整が施されている。従って（1）式の直截的な解釈は困難である。
・・・第二に，財政力指数は，地方交付税による財政
・・

調整前の財政力を計測したものであり，財政力指
・

・

・

・

・

数の増加と財 政 調 整 後 の財政力の増加は，線形的・比例的な関係とはならない（この点はV節で再論する）。すなわち，財政力指数は実際の自治体財政運用上の財政的余剰を正確に反映していない。
これらの問題点を踏まえて，本論文では，財政力の主要指標として，財政力指数ではなく，新たに定義した「住民一人当たり余剰財源」の指標を用いる。この変数は，総務省が公表している統計
指標の1つである「標準財政規模」から「基準財政需要額」を差し引いた数値を，住民人口で除したものである3)。

額」を，自治体の標準的な歳出規模・歳出ニーズを反映した指標である「基準財政需要額」で除した値であり，
3)

一人当たり余剰財源額=

標準財政規模−基準財政需要額
住民人口

（2）

本指標を財政力変数として用いた先行研究としては安藤・高久（2010）がある。

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社 会 保 障 研 究Vol. 1 No. 4（2）式の分子は，地方交付税も含む自治体の財正の効果が予想される。これまでの先行研究にお源調達力（標準財政規模）から，標準的な自治体

いても，そのような観点から，自治体の財政力と歳出額を踏まえて算出された歳出ニーズ額（基準

地方単独事業の関係が分析されてきた。このよう

財政需要額）を差し引いたものであり，自治体がな因果経路の検証が，本論文の主要目的である。

比較的裁量的に活用し得る（その意味で「余剰」

第二に，一方で，地方単独事業の中でも地方交な）財源規模を示している。この額を住民人口で付税制度における財源措置がなされてるもの（す除することにより，住民一人に対して比較的裁量

なわち基準財政需要額の算定において考慮される的に使用することのできる財源額を求められる。

もの）については，財政力（一人当たり余剰財源

この一人当たり余剰財源額の解釈および財政力額）の大きさに関係なく制度上の財源的手当てが指数との関係についてはV節および補論Aでさら一定程度なされている。そのため，一部の地方単に論じる。ここでは簡単に，財政力指数と比べた独事業については，財政力の大きさとは関係なく

この指標の特徴について述べる。まず，財政力指実施されている可能性がある。この観点からすれ

数はその増加の意味の直感的な理解は困難である

ば，交付税措置がなされている準要保護児童に対のに対して，住民一人当たり余剰財源額の増加とする就学援助については自治体の財政力の影響は

は，自治体が住民一人一人に対して比較的裁量的見られない一方，そのような交付税措置がなされに活用できる財源額の増加と解釈できる。実際，ていない子どもの医療費助成については財政力の余剰財源額の増加は，（臨時財政対策債発行可能影響が見られる可能性も考えられる。さらに子ど額の影響を除けば）交付団体にとっては留保財源

もの医療費助成については，地方交付税措置がな相当分の財源の増加を意味し，不交付団体にとっされていないことに加え，国民健康保険の国庫補ては留保財源と基準財政需要額を上回る基準財政助金の減額調整が実施されているため，財政力が収入額分の合計値の増加と一致する（補論A）。さ低い自治体は減額調整を避けるために実施を控えらに，財政力指数に用いる基準財政収入額が地方る可能性も考えられる。その観点からも財政力は交付税配分前（すなわち財政調整前）の財源調達

子どもの医療費助成の実施水準に正の影響がある力を示しているのに対し，一人当たり余剰財源でことが考えられる。

用いる標準財政規模は地方交付税も含めた財政調

最後に，財政力が社会保障の地方単独事業に与整後の財源調達力を示している。自治体の単独事える影響を識別・推定する際の留意点について議

業の意思決定に関わるのは主に後者であると考え論する。一般的に財政力が低い自治体においてられる。なお，平成の大合併における普通交付税

は，地方単独事業に限らず，余裕のある財政運営の算定の特例（合併算定替）は，（2）式に基づくや社会保障政策の実施が困難であると考えられて余剰財源額と実際の余剰財源額を乖離させ得るいる。その意味では，財政力と地方単独事業の歳が，本論文では合併経験の有無のダミー変数を共出水準や実施水準に正の関係があること自体は自変量候補に加えることによりその影響をコント

明に思われるかもしれない。しかし，このようなロールする。

直感的理解には留意も必要である。なぜならば，財政力が低い自治体は，一般的に高齢化による社3

財政力は地方単独事業にどう影響を与え得

会保障ニーズの増大や過疎化による行政需要の拡るか

大や地域経済の疲弊などに直面していることが多

それでは前節で議論した自治体の財政力は，社い。従ってそのような自治体においては，地方行

会保障の地方単独事業に対して，どのような影響政が対応すべき歳出ニーズの高まりも顕著であを与え得るだろうか。第一に，余剰財源額の増加

り，低い財政力と体感的な行政サービスの不十分は，追加的な財源を地方単独事業への追加的な歳さの間の関連性も認識しやすいものと考えられ出に費やすことを容易にする可能性があるため，る。

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一方で，高齢化による社会保障ニーズの増大や

ここでY はアウトカム変数，G は財政力変数，

過疎化による地域経済の疲弊は，財政力の低さの

Xi は共変数のベクトル，ε は誤差項である。本論

原因ではあっても結果ではない。従って，財政力

文は，財政力の平均因果効果を示す β の推定を回の低さと行政サービスの不十分さの関連には，高帰分析によって行う。なお異なるアウトカム変数

齢化や過疎化による行政サービスの不十分さを財間に対する財政力変数の影響値の比較を容易にす

政力の低さによるものと錯覚するという認知バイ

るため，アウトカム変数および財政力変数はともアスも存在しているものと考えられる。

に対数値とし，β は弾性値（G が1％増加した際にむろん，このような認知バイアスも，高齢化やY が β％増加）を表す。なおアウトカム変数がゼ

過疎化による行政サービスの不足を地方交付税をロを含む場合には，log（Y+1）を独立変数とする。

はじめとする財政調整制度が十分に解消していな

本研究のような横断データによる分析においていという意味では，財政力の低さによる行政サー

重要なのは，共変数 X の適切な選択による欠落

ビスの低下と解釈できる余地はある。しかし，地

変数バイアスの除去である。そのためにはアウト

方交付税制度を踏まえた上での「余剰財源額」のカム変数 Y および処置変数 G 双方に影響を与え有無が地方単独事業の水準にどのような影響を与ている共変量を可能な限り抽出し，それを計量モ

えているか（または与えていないか）をより厳密デルに組み入れることが望ましい。本研究では，に検証することは，日本の財政調整のあり方やそアプリオリに式（1）に組み込む共変量を選ぶのでの役割を評価する上でも重要である。

はなく，大量の（高次元の）共変量候補を活用し，Belloni et al.（2014b）に従い，LASSOを用いたダⅢ

推定戦略と推定モデル

ブルセレクションによる共変量選択と回帰分析（double-LASSO回帰）を行う4)。

本論文は2010年代の統計をベースとした横断

Belloni et al.（2014b）のdouble-LASSO回帰の特（クロスセクション）データを用いた分析を行う。

徴は，第一に，機械学習などで通常用いられる

この時，本研究の分析対象である社会保障地方単LASSOと異なり，アウトカム変数 Y のみならず独事業のアウトカム変数と，主たる説明変数（以処置変数 G の予測に重要な共変量もセレクショ

下では処置変数と表現する）である地方自治体のンすることにより，処置変数 G の因果効果の推

財政力は，共に多くの観察可能あるいは観察不可定を目的とすることである。すなわち，アウトカ

能な共変量の影響を受けていると考えられ，それ

ム変数 Y を目的変数としたLASSO回帰と処置変らを考慮しない分析はいわゆる欠落変数バイアス

数 G を目的変数としたLASSO回帰を行い，そのを生じさせる。

片方あるいは両方で選択された共変量を（3）式に

本論文では，まず観察不可能な共変量による欠おける共変量 Xi として（3）式の推定を行う。第

落変数バイアスは存在せず，観察可能な共変量を二に，L1正則化における正則化項のペナルティレ

制御した上で，財政力がアウトカム変数に与える

ベル（penalization parametor）の設定を，交差検証

影響を不偏推定できると仮定する（条件付き独立（cross validation）ではなく統計理論に基づいて行の仮定）。その上で，下記のようなモデルによっう。なお具体的な推定プロセスとしては，まずて財政力の平均因果効果を推定可能であると仮定

LASSOによるダブルセレクションで共変量選択する。

を行ったのちに，選択された共変量を用いて回帰分 析 を 行 う と い う post-LASSO 推 定 を 用 い て いY=α+βG+X' iγ+ε

（3）

る5)。

Double-LASSO回帰という表現はUrminsky et al.（2016）のものであり，Belloni et al.（2014a, 2014b）はLASSOによる“double selection” と呼んでいる。
5)
本論文のLASSO推定はすべてChernozhukov et al.（2016）のhdmパッケージを用いてRで行っている。
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社 会 保 障 研 究Vol. 1 No. 4

このような高次元共変量を分析に用いる利点はの歳出については，社会保障に関する民生費4項

以下のとおりである。自治体の財政力と地方単独目（児童福祉費，老人福祉費，そのほかの民生費，事業に関するこれまでの先行研究では，共変量

災害援助費）のほかに，衛生費，土木費，教育費（コントロール変数）の選択は基本的には恣意的の住民一人当たり費用を分析する6)。第二に，子に行われ，かつその数も限定的であった。しかどもの医療費助成の対象範囲の変数として，通院

し，横断データ分析であれ（固定効果を除去可能

および入院時の自己負担免除の対象児童の上限年な）パネルデータ分析であれ，少量の共変量の導齢を分析対象とする。第三に，就学援助の対象範入で，財政力とアウトカム変数の両方に影響を与

囲については，主要な対象範囲の基準の1つであえる要因のコントロールが可能であるとは考え難る，生活保護基準と比した準要保護児童への就学い。特に，財政力を構成する標準財政規模（ある援助の所得基準の「倍率」（高いほど対象範囲が広いは基準財政収入額）および基準財政需要額はさい）と，それに基づく「目安額」を検証する。さまざまな要因に影響を受ける複合的な指標である

らに，それぞれの自治体が多様な対象範囲基準をため，少量のコントロール変数を用いた回帰分析設けていることを踏まえて，「就学援助の実施状における財政力変数の係数推定値は，さまざまな況」で尋ねている全19項目のうち，何項目を対象

要因の影響が反映される可能性が高い。従って，範囲として採用しているかの「認定基準数」も分

恣意的な共変量選択を避けて，可能な限りの多数

析対象とする。

の共変量候補と明示的な共変量選択手法に基づく

これらのアウトカム変数はいずれも限界があ

推定は分析結果の内的妥当性を高めると考えられる。単独事業費は「参考値」扱いであり，その正る。

確性には留意が必要である。医療費助成の上限年齢についても，所得制限の有無や自己負担の有無

Ⅳ分析に用いるデータと変数が自治体ごとに異なる点は考慮していない。また
準要保護児童への就学援助の所得基準における本研究で用いるデータは，平成25（2013）年度「所得」の定義は自治体ごとに異なる。だがいずの「市区町村決算状況調」（総務省），平成27年度

れの統計も国レベルで一律に収集された市町村統（2015）年度の「乳幼児等に係る医療費の援助につ計であり，分析する意義はあると考えられる。

いての調査」（厚生労働省），平成26（2014）年度

次に，処置変数である財政力については，Ⅱ節の「就学援助の実施状況（市町村別実施状況）」で定義した「一人当たり余剰財源額」を用いる。

（文部科学省），そして総務省が編纂している社会

ただし，先行研究で慣例的に使われている「財政人口統計体系（統計でみる市区町村のすがた）の力指数（単年度）」についても同様の分析を行い，「基礎データ」（2016年版。e-Stat APIより2016年8

分析結果を比較する。

月取得）の4種類のデータベースを結合した市町
村クロスセクションデータである。

最後に，欠落変数バイアスの除去のための共変量については，住民基本台帳人口と人口密度の2分析対象であるアウトカム変数は，「市区町村

変数および2016年版の社会人口統計体系の「基礎決算状況調」における地方単独事業の歳出費（一データ」の100変数の中から財政変数および欠損

般行政経費分）の9変数，子どもの医療費助成の対値の多い変数を除いた88変数の計90変数の社会経象範囲に関する2変数，準要保護児童に対する就済変数とその2次項，そして都道府県ダミーの47

学援助の対象範囲に関する3変数の合計14変数を変数と合併経験ダミーの1変数の合計228変数を共用いる。第一に，地方単独事業（一般行政経費分）

変量候補とする。さらに90変数の社会経済変数の

なお土木費の地方単独事業費の投資的経費（本稿では分析対象外）については，社会保障や教育関連の経常的経費の地方単独事業とは異なる制度的・歴史的側面を有する。投資的経費の地方単独事業費を分析対象とした研究としては，例えば肥後・中川（2001），宮崎（2004，2005），林・石田（2008），林・金戸（2010）がある。
6)

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自治体の財政力が地方単独事業費，子どもの医療費助成，就学援助に与える影響：Double-LASSO回帰による分析

821

すべての組み合わせの交差項（計4005変数）を共除いている。また，生活保護基準と比した準要保

変量候補に加えた分析も行う。両方の分析におい

護児童の就学援助基準（倍率および目安額）につて，Belloni et al.（2014b）に従い，LASSOを用いた

いては，そのような就学援助基準を採用している

ダブルセレクションによる共変量選択と回帰分析

自治体のみのサンプルである。なお本論文においを行う。

ては，この基準の採用の有無に関するサンプル・

アウトカム変数と処置変数についての基本統計

セレクションは考慮していない点には留意が必要

量は表2に示している。なお，原子力発電所事故

である7)。また，共変量候補のリストおよびそのの影響で社会人口統計体系において欠損値の多い

基本統計量については，補論Bの表B-1に示してい福島県沿岸部の7自治体は全体のサンプルから除る。

いているほか，子どもの医療費助成の上限年齢については，原発事故後に18歳までの医療費無料化を実施している福島県の全自治体をサンプルから

表2 アウトカム変数と処置変数の基本統計量
変数名

標本規模

平均値

標準偏差

最小値

最大値

中央値

子どもの医療費助成の上限年齢1)
通院

1659

13.43

3.78

3

22

15

入院

1659

14.70

2.35

6

22

15

準要保護児童への就学援助2)
生活保護の基準額に掛ける倍率

1089

1.27

0.15

0.9

2.6

1.3

目安額

1060

309.35

60.74

100

590

302

準要保護の認定基準数

1705

8.30

5.18

1

16

9

単独事業費（目的別歳出内訳，一般行政経費）3)
民生費（児童福祉費）

1711

11.00

6.49

0.54

62.95

10.01

民生費（老人福祉費）

1711

18.04

15.83

0.50

187.47

13.24

民生費（児童福祉費，老人福祉費，災害救助費を除く）

1711

15.49

11.44

0.02

161.5612.50

民生費（災害救助費）

1711

2.21

43.85

0.00

1614.790.00

衛生費（清掃費）

1711

16.82

10.75

0.00

110.6914.33

衛生費（清掃費除く）

1711

12.61

14.63

1.77

248.68

8.43

労働費

1711

1.19

3.44

0.00

64.71

0.38

農林水産業費

1711

9.75

21.30

0.00

355.96

3.84

商工費

1711

11.21

18.44

0.03

366.32

5.77

土木費

1711

6.58

11.63

0.09

185.03

3.45

消防費

1711

16.79

17.19

0.00

301.73

13.85

教育費

1711

24.41

16.75

0.18

209.99

19.39

総務費

1711

30.86

46.67

5.78

1000.0217.84

そのほかの経費（議会費，諸支出金等）

1711

0.70

1.96

0.04

66.86

0.35

合計

1711

177.68142.44

47.65

1959.40134.32

一人当たり余剰財源額

1711

69.70

43.06

7.90

929.9158.37

財政力指数（単年度）

1711

0.49

0.28

0.05

2.11

0.44

財政力変数4)出所：1）は2015（平成27）年度の「乳幼児等に係る医療費の援助についての調査」（厚生労働省），2）は2014（平成26）年度の「就学援助の実施状況（市町村別実施状況）」（文部科学省），3）および4）は2013（平成25）年度の「市区町村決算状況調」（総務省）の市町村統計より著者作成。なお3）はすべて住民一人当たりの金額（単位は千円）であり，労働費・商工費・総務費などの内訳は参考として掲載している。

ただし，このサンプル・セレクションが，倍率あるいは目安額をアウトカム変数とするdouble-LASSOによって選ばれた共変量によって十分に説明できるものならば，系統的なセレクションバイアスは発生しない。
7)813-833_社会保障研究_特集（安藤）_SK.smd Page 9

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822

社 会 保 障 研 究Vol. 1 No. 4

準の地理的分布を示している。

Ⅴ

地図およびグラフによる分析

左上の図は，住民一人当たりの民生費の地方単独事業の歳出額を五分位で色分けした地図であ1

地方単独事業の水準の地理的分布

り，大きな地域間格差があることが分かる8)。一回帰分析による財政力の効果推定の結果を示す

方で，右上や左下に示している子どもの医療費助

前に，本節では地図および散布図を用いてアウト成（通院および入院）の上限年齢については，多カム変数の地理的分布や財政力変数の関係を見てくの自治体が13-15歳を上限としている一方で，いく。まず図1では，住民一人当たりの民生費（社

北海道や西日本において，3-6歳や7-9歳などの低会保障費）の単独事業の歳出額，子どもの医療費

い上限年齢を設定してる自治体が散見される。ま

助成の上限年齢（通院および入院）および生活保

た，生活保護基準と比した就学援助基準について

護基準と比した準要保護児童に対する就学援助基

は，そもそもこのような基準を活用していない自出所：平成25（2013）年度の「市区町村決算状況調」（総務省），平成27年度（2015）年度の「乳幼児等に係る医療費の援助についての調査」（厚生労働省），平成26（2014）年度の「就学援助の実施状況（市町村別実施状況）」（文部科学省）の市町村データより著者作成。民生費は単独事業（一般行政経費分）のみ。

図1 社会保障の地方単独事業の歳出水準・対象範囲の地理的分布
ただし，林（2016）が指摘するように，地方単独事業の歳出水準が高すぎるように思われる自治体なども存在
し，統計の信頼性には一定の留意が必要である。ただし本論文ではそのような自治体を排除せずに用いている。
8)

813-833_社会保障研究_特集（安藤）_SK.smd Page 10

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自治体の財政力が地方単独事業費，子どもの医療費助成，就学援助に与える影響：Double-LASSO回帰による分析

823

治体も全国に点在しており，また首都圏は比較的第一に，財政力指数の増加が基準財政需要額の高い所得基準を採用している自治体が多いことが減少によって生じている場合（補論Aで示すようわかる。

に交付団体にはこのケースが多い），交付団体の場合，財政力指数は増加するものの余剰財源額に2

財政力指数と一人当たり余剰財源額

変化はない。なぜなら基準財政需要額の減少分だ

次に図2では，慣例的に用いられる財政力指数

け地方交付税も減少するからである。これが交付と本論文の主たる財政力変数である一人当たり余

団体において財政力指数が変動しても一人当たり

剰財源額の関係を散布図によって示している。散

余剰財源額に大きな変化が見られない理由と考え

布図の点の大きさは人口規模を反映しており，曲られる。第二に，自治体の税収能力の1単位の増線はノンパラメトリック回帰曲線による2変数の加（およびそれに伴う財政力指数の増加）は，交関係の趨勢を示すものである。この図から明らか

付団体の余剰財源額については留保財源分の増加

なように，財政力指数と一人当たり余剰財源額のすなわち0.25単位の増加にしかならないのに対関係は，比例的な正の相関ではなく，交付団体

し，不交付団体の余剰財源額については1単位の（財政力指数が1未満）においては横ばいであり，増加となるためである（詳細は補論Aを参照）。す

不交付団体（財政力指数が1以上）については正のなわち，財政力指数の増加が基準財政収入額の増関係がある。この理由としては以下の3点が指摘

加によって生じている場合（補論Aで示すようにできる（詳細は補論Aを参照）。

不交付団体にはこのケースが多い），不交付団体

出所：平成25（2013）年度の「市区町村決算状況調」（総務省）の市町村データより著者作成。各プロットの大きさは各市町村の人口規模を反映している。曲線は一般化加法モデルに基づく平滑化による。

図2 財政力指数と一人当たり余剰財源額

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824

社 会 保 障 研 究Vol. 1 No. 4のほうが交付団体よりも財政力指数の増加が一人ルAと同様，左図が一人当たり単独事業費を，右当たり余剰財源額のより大きな増加につながる。

図は子どもの医療費助成と就学援助の変数をアウ

これが不交付団体において財政力指数と一人当た

トカム変数とした分析結果である。まず左図を見り余剰財源額に明確な正の相関がある理由と考え

ると，民生費，衛生費，教育費の単独事業の係数られる。

推定値（弾性値）は0.1-0.3程度であり，有意にゼ以上の考察より示唆されるのは，計量分析に用ロと異なる。この弾性値の大きさは，土木費（約いる財政力変数としての財政力指数の不適切性で0.5）と比較すると低いとはいえ，財政力が社会保ある。一人当たりの地方単独事業の歳出水準や社

障や教育の単独事業費の水準に一定の影響を与え

会保障給付の対象範囲を分析対象とする場合，自ていることを示している。また，弾性値の大きさ

治体の意思決定に影響を与え得る財政力として重は災害援助費を除いてパネルAより総じて小さ

要なことは，住民一人一人に対して追加的な公的く，パネルAのような限られた共変量をコント

サービスを提供する財源的余裕があるかである。

ロールした分析においては正方向の欠落変数バイ

その指標としては，財政力指数ではなく本論文でアスが十分に除去できない可能性を示唆してい定義した一人当たりの余剰財源額のほうが適切でる。一方，パネルBの右図を見ると，子どもの医あるといえる。

療費助成の通院・入院の上限年齢の弾性値はともに有意にゼロと異なり，通院のほうが弾性値が高Ⅵ

計量分析の結果

い（約0.11）。また，就学援助の認定基準数についても，信頼区間が大きい点に留意が必要なもの

本節では，Ⅲ節で議論した推定戦略と推定モデの，財政力の正の影響が示唆される。一方で，生ルに基づいた計量分析の結果を示す。すべての分

活保護基準に比した就学援助基準には有意な影響

析結果において，処置変数である財政力変数の係は見られない。これらはおおむねパネルAの結果

数推定値および95％信頼区間を図3に示している。

と同様である。

まずパネルAでは，アドホックに選んだ共変量

パネルCは，パネルBと同様，一人当たり余剰財をコントロールした回帰分析結果を示している。

源額を処置変数としたdouble-LASSO回帰である

ここでは人口規模，人口密度，一人当たり課税対が，社会経済変数のすべての組み合わせの交差項

象所得，年齢別人口比率（15歳未満および65歳以（計4005変数）を共変量候補に加えている。結果上），産業別人口比率（一次および二次産業），都

はおおむねパネルBと似通っており，パネルBの

道府県ダミー，合併ダミーを共変量として選択し分析の頑健性を示している。

ている。左図が一人当たり単独事業費を，右図は最後にパネルDでは，一人当たり財源余剰額の子どもの医療費助成と就学援助の変数をアウトカ

代わりに，財政力指数（単年度）を処置変数としム変数とした分析結果である。左図を見ると，民た分析結果を示している。ここでは，左図の一人

生費（災害援助費）を除き，一人当たり余剰財源

当たり単独事業費の係数推定値はマイナスとなる額の係数推定値は，5％有意水準でみて有意に正ケースが多く，右図の医療費助成および就学援助となっており，係数推定値（弾性値）は0.3-0.8程

についてもパネルBと大きく異なる結果となって度となっている。また右図によると，子どもの医いる。これらは解釈が難しい結果であり，計量分

療費助成の通院および入院においては弾性値は析において財政力指数を財政力変数として用いる

5％水準で有意に正であるのに対して，準要保護ことに注意が必要であることが改めて確認され児童への就学助成の対象範囲の変数は，いずれのた。

弾性値も有意にゼロとは異ならない。

本論文の主たる分析であるパネルBのdouble-

次にパネルBでは，共変量選択をdouble-LASSOLASSO回帰の結果を踏まえるならば，一人当たり回帰によって行った分析結果を示している。パネ

余剰財源額は，社会保障などの一般行政経費の地

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自治体の財政力が地方単独事業費，子どもの医療費助成，就学援助に与える影響：Double-LASSO回帰による分析

825

注：各アウトカム変数を目的変数とした（3）式の β の推定値とその95％信頼区間を示している。各分析の観測数，推定値，標準誤差，t値
は補論Bの表B-2を参照。左図のアウトカムはすべて地方単独事業（一般行政経費分）の一人当たり歳出額。民生費（その他）は，民生費（児童福祉費，老人福祉費，災害救助費を除く）。民生・衛生・教育費合計からは災害救助費は除かれている。

図3813-833_社会保障研究_特集（安藤）_SK.smd Page 13

分析結果

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826

社 会 保 障 研 究Vol. 1 No. 4

方単独事業費の水準に正の影響があると結論付け

財源保障機能は，財源調達能力が低いあるいは財られる。弾力性で測ったその影響の大きさは，弾政需要が高い自治体が，国により義務付けられた性値が突出して高い土木費を除けば，児童福祉事業やそれ以外の事業を（少なくとも平均的な自費，老人福祉費，衛生費，教育費などで大きな差

治体と比べて）円滑に実施できないという事態をはないが，老人福祉費の弾性値が相対的にやや低できるだけ避けるように設計されたものである。

い。また制度上，自治体の裁量性や独立性の高い

従って，準要保護児童の就学援助基準に対する自子どもの医療費助成のほうが，法令上の根拠があ

治体の財政力の影響がわずかしか観察されないとり交付税措置のある準要保護児童に対する就学援いう本論文の結果は，このような地方交付税によ助よりも財政力の影響をより強く受けていること

る財政調整・財源保障がある程度機能しているこが示唆される。

とを示唆している。
地方交付税制度を有する日本の地方財政においⅦ

結論て，財政力の格差はある程度の地方単独事業の自治体間格差につながる一方で，地方交付税の財政

本論文では，市町村の財政力が社会保障や教育調整・財源保障機能によって一定程度の歯止めもの地方単独事業の実施にどのような影響を与えるあるという本論文の結論は，制度的には常識的なのかをdobule-LASSO回帰分析により検証した。

ものである。本論文のより独自な貢献は，財政力

その結果，財政力変数である一人当たりの余剰財の定義を検討し直した上で，その財政力の影響の源額は，社会保障・衛生・教育・土木の単独事業

政策領域別の違いを，比較可能な形で明らかにし費の水準に対して一定程度の正の効果があることたことである。

が観察された。また，子どもの医療費助成の通

地方単独事業にかかわらず，社会保障や教育の院・入院の上限年齢についても正の効果があるこ

自治体間の給付・サービス格差についての議論はとが観察された。さらに準要保護児童の就学援助

近年活発になっている。財政調整前後の財政力格基準の認定基準数についても頑健な結果ではない

差が行政サービスの自治体間格差にどの程度つなものの正の影響が見られた。一方で，生活保護基がっているのか，またつながることはどの程度許準に比した準要保護児童の就学援助基準（所得基

容されるべきかは重要な政策的テーマである。一準の倍率および目安額）については影響は見られ方で，日本の地方財政制度は多くの財政変数の変なかった。

動や連動に関与しており，またさまざまな交絡要

これらの結果は，全体的に見て日本の地方財政因もある中で，財政力変数と地方行政サービスのおよび地方交付税制度のあり方と整合的である。

諸変数の関係から両者の因果関係の実態を明らか

現在の日本の地方交付税制度に基づく財政調整にすることは容易ではない。本論文の分析結果は

は，財政調整前の自治体間の財政力の格差が，財あくまで暫定的なものであり，今後の研究蓄積が政調整後にも一定程度残るように設計されてい重要である。

る。従って，財源調達能力が高いあるいは財政需
要（自治体サービスへのニーズ）が低い自治体は，

謝辞

裁量的に用いることのできる財源がほかの自治体

本論文を執筆するにあたって，データ収集およよりも多くなり，その財源を社会保障を始めとすび分析において伊藤健太氏の協力を得た。また砂る単独事業に多く費やすことができる。特に一人

原庸介，高久玲音，古市将人，宮崎雅人，山口慎

当たり地方単独事業費や子どもの医療費の対象年

太郎の各氏より貴重なコメントを頂いた。ここに齢上限をアウトカム変数とした分析結果は，その深く感謝する。ただし，ありうる誤りはすべて筆ような現実を反映したものである。

者に帰するものである。

一方で，地方交付税による財政調整機能および813-833_社会保障研究_特集（安藤）_SK.smd Page 14

17/03/10 14:30 v3.30

自治体の財政力が地方単独事業費，子どもの医療費助成，就学援助に与える影響：Double-LASSO回帰による分析

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イ」，『オイコノミカ』，Vol.50，No.1，pp.11-38。
高久玲音（2011）「自治体はがん検診の受診率を向上さ，せたいのか? 個別検診の実施に関する実証分析』『医療と社会』，Vol.21，No.3，pp.249-264。
地方六団体（2011）「地方単独事業の役割等について（地 方 六 団 体 提 出 資 料）」http:// www. cas. go. jp/ jp/
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アクセス）。
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No.4，pp.87-111。
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費税増税をめぐって」，『税経通信』，第67巻第8号，2012年7月号，pp.25-34。

17/03/10 14:30 v3.30

828

社 会 保 障 研 究────（2016）「社会保障分野における地方単独事
業：2013年度決算統計を用いた簡単な分析」，『地方財政』，Vol.55，No.4，pp.4-14。
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林正義・金戸伸幸（2010）「出向官僚と地方歳出：90年
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藤澤宏樹（2007）「就学援助制度の再検討（1）」，『大阪
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別所俊一郎（2011）「再分配政策と地方財政」，『地方財政の理論的進展と地方消費税（日本地方財政学会研究叢書）』勁草書房，pp.6-12。
────（2012a）「子どもの医療費助成・通院・健康」，『季刊社会保障研究』，Vol.47，No.4，pp.413-429。

813-833_社会保障研究_特集（安藤）_SK.smd Page 16

Vol. 1 No. 4

────（2012b）「子育て支援の地域差と地方分権」，『経済のプリズム』，No.99，pp.1-8。
別所俊一郎・宮本由紀（2012）「妊婦健診をめぐる自治体間財政競争」，日本財政学会編『社会保障と財政
今後の方向性 財政研究 第8巻』有斐閣，pp.251267。
星野菜穂子（2012）「社会保障の地方単独事業：一体改
革での含意」，『検証 社会保障・税一体改革』，地方
自治総合研究所，pp.209-221。
────（2014）「社会保障関係の地方単独事業：長野，通巻430号，2014年
3町村の事例から」，『自治総研』
8月号，pp.45-74。
宮崎雅人（2004）「地方単独事業と財政支援措置--都道
府 県 に お け る 道 路 事 業 を 中 心 に」，『都 市 問 題』，
Vol.95，No.7，pp.89-109。
────（2005）「地方単独事業と財政支援措置：市町村における単独事業を中心に」，『三田学会雑誌』，
Vol.98，No.1，pp.75-93。
湯田伸一（2009）『知られざる就学援助：驚愕の市区町村格差』，学事出版。
（あんどう・みちひと）

17/03/10 14:30 v3.30

自治体の財政力が地方単独事業費，子どもの医療費助成，就学援助に与える影響：Double-LASSO回帰による分析

829

地方譲与税等−基準財政需要額」と書き換えられ補論A. 余剰財源額と財政力指数についてるため，標準的な地方税収入の1単位の増加は余
剰財源額の1単位の増加となる。

A-1．余剰財源額の制度的解釈

つまり，標準的な地方税収入の増加が余剰財源

ここでは，（2）式で定義した一人当たり余剰財額の増加に与える影響は，交付団体と不交付団体

源額が何を表しているのかを議論する。まず，市では異なる。これは，交付団体においては税収能

町村の標準財政規模，基準財政収入額および普通力の拡大は（普通交付税の削減を伴うがゆえに）交付税は以下のように定義される9)。

留保財源分の歳入額の増加に留まるのに対し，不交付団体においては税収能力の拡大がそのまます

（

）

100
標準財政規模= 基準財政収入額−地方譲与税等 ×75（a）+地方譲与税等+普通交付税+臨財債発行可能額
基準財政収入額=標準的な地方税収入×
普通交付税=

75+地方譲与税等（b）
100

基準財政需要額−基準財政収入額（交付団体）（c）0（不交付団体）ここで，臨財債とは臨時財政対策債のことである。（a），（b），（c）式を（2）式の分子に代入して整理すると，る。
A-2．財政力指数と余剰財源額の関係
図2によると，交付団体（財政力指数が1未満）
において，財政力指数の増加は必ずしも一人当た
り余剰財源額（すなわち留保財源相当額）の増加につながっておらず，逆に不交付団体（財政力指数が1以上）では財政力指数と一人当たり余剰財源額の明確な正の相関が確認できる。その理由は

余剰財源額

（d）

標準的な地方税収入×=

べて歳入額の拡大につながることからも理解でき

25+臨財債発行可能額
100（交付団体）

25
標準的な地方税収入×+100

図A（次頁）より説明できる。
まず図Aにおいて，交付団体における財政力指数の増加は，特に財政力指数が低い自治体において，税収能力の増加（すなわち一人当たりの標準的な地方税収入や基準財政収入額の増加）によって引き起こされるのではなく，一人当たりの基準（基準財政収入額−基準財政需要額）+臨財債発行可能額

財政需要額の減少によって引き起こされているこ（不交付団体）とが分かる。このように基準財政需要額の減少にとなる（ただし多くの不交付団体では臨財債発行
可能額はゼロとなる）。
すなわち，臨財債発行可能額を無視すると，交付 団 体 の 余 剰 財 源 額 は「標準的な地方税収入×25/100」（すなわち留保財源相当額）であり，これは税収能力の増加による標準的な地方税収入の1単位の増加は，余剰財源額（あるいは留保財源相
当額）の0.25単位の増加となることを意味する。
一方，不交付団体の余剰財源額は，「標準的な地方
税収入×25/100+（基準財政収入額−基準財政需要額）」であり，これは「標準的な地方税収入+

よって財政力指数の増加が引き起こされる場合には一人当たり余剰財源額は変動しない。なぜなら，交付団体の場合，余剰財源額（（2）式の分子）において，基準財政需要額の変動は標準財政規模（に含まれる地方交付税）の同方向の変動によって相殺されるからである。
また図Aは，不交付団体における財政力指数の増加は，基準財政需要額の減少ではなく，基準財
政収入額の増加（すなわち税収能力の拡大）によって引き起こされていることを示している。補論A-1で述べたように，不交付団体における税収能力の拡大はそのまま余剰財源額の増加につながなお，ここでは合併自治体における合併算定替や市町村民税所得割のうち税源移譲相当額分の考慮などの制度的措置は捨象している。
9)813-833_社会保障研究_特集（安藤）_SK.smd Page 17

17/03/10 14:30 v3.30

830

社 会 保 障 研 究るため，図2における不交付団体における財政力

Vol. 1 No. 4

説明できる。

指数と一人当たり余剰財源額の明確な正の相関も出所：平成25（2013）年度の「市区町村決算状況調」（総務省）の市町村データより著者作成。各プロットの大きさは各市町村の人口規模を反映している。曲線は一般化加法モデルに基づく平滑化による。

図A

財政力指数と基準財政需要額・基準財政収入額の関係

813-833_社会保障研究_特集（安藤）_SK.smd Page 18

17/03/10 14:30 v3.30

813-833_社会保障研究_特集（安藤）_SK.smd Page 19
年度
2014
2014
2010
2010
2010
2010
2010
2010
2014
2014
2014
2014
2010
2010
2010
2010
2010
2010
2010
2010
2014
2014
2014
2014
2014
2014
2009
2009
2009
2009
2009
2009
2014
2013
2013
2011
2011
2011
2014
2014
2014
2014
2014
2014
2014
2014

単位
人
人／㎢
万人
人
人
人
人
人
人
人
人
人
人
万世帯
世帯
世帯
世帯
世帯
世帯
世帯
組
組
万㎢
万㎢
百万円
人
万事業所
事業所
事業所
万人
人
人
㎢
百万円
人
百万円
事業所
人
園
人
校
人
人
校
人
人

標準化の方法
人口千人当たり
人口千人当たり
人口千人当たり
人口千人当たり
人口千人当たり
人口千人当たり
人口千人当たり
人口千人当たり
人口千人当たり
人口千人当たり
人口千人当たり千世帯当たり千世帯当たり千世帯当たり千世帯当たり千世帯当たり千世帯当たり
人口千人当たり
人口千人当たり
人口千人当たり
人口千人当たり
人口千人当たり事業所当たり事業所当たり
人口千人当たり
従業者当たり従業者当たり
総面積当たり
人口当たり
従業者当たり人口当たり
事業所当たり従業者当たり
人口千人当たり
人口千人当たり
人口千人当たり
人口千人当たり
人口千人当たり
人口千人当たり
人口千人当たり
人口千人当たり

表B-1
平均値 標準偏差
69747
182503868.909 1781.634
6.957
18.184126.562
22.374591.72951.680279.370
69.8308.126
9.123
265.308
333.164
6.577
2.191
12.6703.846
30.91714.72334.31613.012954.665
107.879
0.037
0.005
996.852
7.429
561.42169.261
256.783
73.954230.41547.332124.94637.404105.41942.587
3.956
1.240
1.510
0.601
2.171
2.486
0.709
0.770
1093168294414392.52054.052
0.005
0.002
0.214
0.072
0.768
0.072
0.043
0.013
0.281
0.109
0.693
0.110
0.159
0.137
2.485
5.301
0.159
0.112
1.281
1.204
0.178
0.034
0.119
0.033
0.120
0.166
8.188
6.619
0.343
0.478
4.482
2.618
48.65410.656
0.203
0.447
3.015
3.138
26.270
5.810

変数名
高等学校数
高等学校生徒数
労働力人口
就業者数
完全失業者数
第1次産業就業者数
第2次産業就業者数
第3次産業就業者数
雇用者数
役員数
雇人のある業主数
雇人のない業主数
家族従業者数
自市区町村で従業している就業者数
従業地による就業者数
他市区町村からの通勤者数
公民館数
図書館数
非水洗化人口
ごみ計画収集人口
ごみ総排出量
ごみのリサイクル率
小売店数
飲食店数
大型小売店数
百貨店，総合スーパー数
道路実延長
道路実延長（主要道路）
道路実延長（市町村道）
舗装道路実延長（主要道路）
郵便局数
都市公園数
一般病院数
一般診療所数
歯科診療所数
医師数
歯科医師数
薬剤師数
介護老人福祉施設数
児童福祉施設数（助産施設，児童遊園を除く）
保育所数
保育所入所待機児童数
保育所在所児数
建物火災出火件数
合併ダミー（2000.4.1-2014.3.31まで)

共変量候補の基本統計量
年度
2014
2014
2010
2010
2010
2010
2010
2010
2010
2010
2010
2010
2010
2010
2010
2010
2011
2011
2013
2013
2013
2013
2011
2011
2011
2011
2013
2013
2013
2013
2014
2013
2013
2013
2013
2012
2012
2012
2013
2013
2013
2014
2013
2013
-

単位
校
人
人
人
人
人
人
人
人
人
人
人
人
人
人
人
館
館
人
人
t
％
事業所
事業所
事業所
事業所
km
km
km
km
局
カ所
施設
施設
施設
人
人
人
所
所
所
人
人
件
-

標準化の方法
人口千人当たり
人口千人当たり
人口千人当たり
労働力千人当たり
労働力千人当たり
就業者千人当たり
就業者千人当たり
就業者千人当たり
人口千人当たり
人口千人当たり
人口千人当たり
人口千人当たり
人口千人当たり
就業者千人当たり
就業者千人当たり
就業者千人当たり
人口千人当たり
人口千人当たり
人口千人当たり
人口千人当たり
人口千人当たり
人口千人当たり
人口千人当たり
人口千人当たり
人口千人当たり
総面積千k㎡当たり
総面積千k㎡当たり
総面積千k㎡当たり
総面積千k㎡当たり
人口千人当たり
人口千人当たり
人口千人当たり
人口千人当たり
人口千人当たり
人口千人当たり
人口千人当たり
人口千人当たり
人口千人当たり
人口千人当たり
人口千人当たり
人口当たり
人口千人当たり
人口千人当たり
-

平均値
標準偏差
0.054
0.075
19.36515.849507.369
37.378936.928
21.81163.07221.811115.576105.672
257.833
80.558601.653
91.312351.257
41.60421.6595.904
12.6945.298
49.15622.57434.50025.150612.831205.118928.502208.158294.295
210.116
0.419
1.098
0.055
0.153
155.180
156.930
992.648
34.239328.459
83.09421.96413.286
9.489
3.584
4.158
2.129
0.095
0.077
0.008
0.017
57.92350.8297.075
4.032
50.84947.685
6.975
4.061
0.448
0.509
0.553
0.667
0.064
0.068
0.733
0.484
0.422
0.174
1.500
1.455
0.560
0.329
1.351
0.858
0.097
0.104
0.319
0.204
0.257
0.180
0.00009
0.00033
19.146
8.605
0.237
0.191
0.336
0.472

出所：住民基本台帳人口および人口密度は2013（平成27）年度市区町村決算状況調，合併ダミーは総務省統計，そのほかは2016年版社会人口統計体系。なお，ごみのリサイクル率の栃木市の欠損値は栃木市統計データ（平成27年版）より補完している。

変数名
住民基本台帳人口
人口密度
国勢調査人口
15歳未満人口15〜64歳人口
65歳以上人口
外国人人口
人口集中地区人口
出生数
死亡数
転入者数
転出者数
昼間人口
世帯数
一般世帯数
核家族世帯数
単独世帯数
65歳以上の世帯員のいる核家族世帯数
高齢夫婦世帯数
高齢単身世帯数
婚姻件数
離婚件数
総面積（北方地域および竹島を除く）
可住地面積
課税対象所得
納税義務者数（所得割）
事業所数
第2次産業事業所数
第3次産業事業所数
従業者数
第2次産業従業者数
第3次産業従業者数
耕地面積
製造品出荷額等製造業従業者数
商業年間商品販売額
商業事業所数
商業従業者数幼稚園数幼稚園在園者数
小学校数
小学校教員数
小学校児童数中学校数中学校教員数
中学校生徒数補論B. 補足表

自治体の財政力が地方単独事業費，子どもの医療費助成，就学援助に与える影響：Double-LASSO回帰による分析
831

17/03/10 14:30 v3.30

813-833_社会保障研究_特集（安藤）_SK.smd Page 20
1711
1711
1711
1711
1711
1711
1711
1711
1711
1659
1659
1089
1060
1705

民生費（老人福祉）

民生費 （児童・老人と災害救助除く）

民生費（災害救助）

衛生費（清掃）衛生費（清掃除く）

教育費

民生・衛生・教育費合計 （災害救助除く）

土木費

合計

医療費助成年齢上限（通院）

医療費助成年齢上限（入院）就学援助基準（対生保の倍率）

就学援助基準（対生保の目安額）

就学援助基準（認定基準数)

0.083-0.026-0.010

0.052

0.103

0.602

0.778

0.468

0.596

0.611

0.317

0.011

0.396

0.364

0.302

0.076

0.019

0.011

0.013

0.022

0.036

0.068

0.030

0.037

0.058

0.050

0.040

0.077

0.058

0.043

1.092

-1.343-0.916

4.043

4.666

16.526

11.36715.60016.09910.494

6.394

0.270

5.169

6.291

6.963

0.192

-0.030-0.003

0.069

0.112

0.227

0.528

0.204

0.289

0.285

0.138

-0.032

0.220

0.107

0.294

0.092

0.024

0.014

0.017

0.030

0.029

0.081

0.024

0.030

0.057

0.055

0.062

0.057

0.065

0.053

パネルB
推定値 標準誤差

t値

推定値 標準誤差

図3の分析結果表

2.091-1.248-0.181

4.052

3.771

7.899

6.479

8.542

9.766

4.965

2.521

-0.509

3.839

1.650

5.528

t値

パネルC

0.167

-0.039-0.006

0.077

0.128

0.196

0.538

0.182

0.221

0.318

0.154

-0.028

0.230

0.120

0.267

0.090

0.024

0.014

0.018

0.030

0.032

0.089

0.026

0.031

0.061

0.055

0.064

0.049

0.070

0.056

推定値 標準誤差

4.644

1.711

4.738

t値

1.856

-1.621-0.452

4.335

4.251

6.195

6.054

6.875

7.197

5.252

2.798

-0.443

注：パネルAの標準誤差はロバスト標準誤差，パネルB〜Cの標準誤差は-Belloni et al.（2014b）に基づき，Rのhdmパッケージで計算している。

1711

民生費（児童福祉）

観測数

表B-2
パネルA

パネルD

0.086

0.050

0.036

0.020

-0.009-0.119-0.016-0.123-0.164-0.142-0.0240.121-0.098-0.131-0.002

0.102

0.031

0.017

0.019

0.032

0.048

0.114

0.037

0.048

0.081

0.059

0.071

0.062

0.075

0.058

推定値 標準誤差

t値

0.841

1.600

2.100

1.047

-0.282-2.504-0.136-3.313-3.447-1.764-0.4051.717-1.594-1.754-0.042832
社 会 保 障 研 究Vol. 1 No. 4

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The Effects of Municipal Fiscal Strengthon Unsubsidized Local Public Services:
A Double-LASSO Analysis
Michihito ANDO＊
Abstract
This paper examines the effects of municipal fiscal strength on unsubsidized local public services,utilizing a new measure of fiscal strength that reflects the institutional settings of Japanese local public finance.
I find that municipal fiscal strength has positive effects on local expenditures for unsubsidized local programs
and on the eligibility cutoff (i.e. maximum eligible age) of medical expense subsidies for children. On the other
hand, I do not find robust evidence of fiscal strength effects on the eligibility criteria for education expensesubsidies. These findings suggest that (1) fiscal strength disparities result in disparities between
municipalities regarding unsubsidized local programs in general, (2) fiscal equalization schemes alleviate orpartially cancel out such municipal disparities regarding some unsubsidized local services, and (3) the effectsof fiscal strength differ depending on the institutional settings of the unsubsidized programs in question. This
study also compares estimation results between standard regression analysis and high-dimensional data
analysis and finds that standard regression may lead to severe omitted variables bias. Comparison between theconventional fiscal strength index and the new fiscal strength measure proposed in this paper also suggeststhat my measure is preferable for the identification of fiscal strength effects.
Keywords：Fiscal strength, unsubsidized local programs, medical expense subsidies for children, education
expense subsidies, double LASSO＊

Researcher, National Institute of Population and Social Security Research813-833_社会保障研究_特集（安藤）_SK.smd Page 21

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