地方政府の長の生存分析

地方政府の長の生存分析

二

一

分析結果

データと方法理論仮説

はじめに――首長・議会関係と政権安定性――

三
結

論

四

はじめに

五

一

築

山

宏

樹

本稿は、日本の地方政府の長の存続期間の規定要因を、首長・議会間の協調関係との関連から実証的に明らかにすることを目的としたものである。日本の地方政府は、首長と議会を住民が直接選挙する二元代表制を採用しているが、諸外国の大統領制や市長公選制に見られるような執政長官の任期制限 （ term limit）の仕組みは設けておらず、首長の多選が一般的である。任期制限自体、政治家の再選の可能性を断ち、彼らのアカウンタビリ

97法学研究 96 巻 2 号（2023：2）（（

ティを低下させかねない論争的な制度的取り決めであるが、同一の人物が執政長官のポストを独占し続けることもまた、政治家個人の情実主義 （ favoritism）による非効率的な政策決定を生み出しかねず問題がないわけでは（（ない （ e.g. Coviello and Gagliarducci 2017）
。日本の事例では、首長の多選が行財政運営を悪化させるか否かは知見
；

；

；

（

（

（

（

分に行われてきたとは言い難い。首長選挙は、独任制の公職選挙として、現職優位が働き、現職が再選を重ねや

しかし、そのような社会的な関心の高さに反して、首長の多選の発生メカニズムについては実証的な検討が十害や是非は、しばしば国内において選挙上の争点や立法上の課題として衆目を集めてきた。

（

が一貫しないものの （藤澤二〇〇四 小林・近藤二〇〇八 鷲見二〇一八 辻二〇一三）、首長の多選問題―その弊（けが長期／短命政権化するのかは定かではない。この点、既存研究は、地方選挙における業績評価投票の実証という文脈で、自治体の財政健全化 （西川二〇一二）や公教育の拡充 （田中二〇一三、第五章）が現職首長の再選を促すことを明らかにしており、行政パフォーマンスが大きく劣後する首長は住民の信任を得られず退場する、ということが首長の短命政権化の一つの答えになるかもしれない。

）の発生メカニズムについて、生存分析に基づく実証的検討がpresidential failure

他 方 で、 比 較 大 統 領 制 研 究 で は、 大 統 領 が 任 期 を 全 う で き ず に 退 陣 す る、 大 統 領 の 中 断 （ presidential）や大統領の失敗 （interruption

行われており、首長の多選の要因を考える上で参考になりうる （ e.g. Edwards 2015; Kim and Bahry 2008; Martínez（ （）
。これらの研究内で繰り返し確認される知見の一つは、経済危機やスキャンダルを回避する
2017; Martínez 2021

拠せず固定任期を得るため、大統領と議会の対立が深刻化した場合には、その硬直性 （ rigidity）と二重の正統性

果たしているというものである。従来、大統領制では、大統領が国民から直接選挙される上に、議会の信任に依のみならず、議院内閣制の内閣の存続と同様、議会の支持を調達することも大統領の生存にとって重要な役割を

（

98

（

すい条件を有しているが、現実には一期や二期など短期間で首長が交代する事例も珍しくなく、なぜある首長だ（（）が問題となり、両者の対立が解消されず、政治体制自体が脅かされる憲法上の危機に発展しや
dual legitimacy

すいと考えられてきた （ Linz 1990）
。しかし、一九九〇年代以降、ラテンアメリカ諸国において、大統領に対する議会の弾劾手続き・罷免決議を通じて、体制崩壊を伴わずに大統領が退陣に追い込まれる事例が増加しており）、大統領の弾劾手続き・罷免決議が、議院内閣制における内Marsteintredet and Berntzen 2008; Pérez-Liñán 2005）。
e.g. Carey 2005

閣 の 不 信 任 決 議 の よ う に 機 能 す る 状 況 を「 大 統 領 制 の 議 院 内 閣 制 化 （ the parliamentarization of presidential）」と捉える議論も現れている （systems

そもそもラテンアメリカの大統領制のように、大統領に強い立法権力が与えられていて、大統領の政策提案に

（

（

（

）は 一 旦 成 立 す れ ば 覆 す こ と が 難 し く、 憲 法 上 も 健 全 な 手 続 き と み な さ れ や す い か ら、
statute

対して議会が受動的な立場に置かれる場合でも、議会が常に機能不全に陥るわけではない （ Cox and Morgenstern）。制定法 （2001（

大統領令 （ decree）に基づく現状変更よりも大統領にとって好ましいだろう。すると、通常の立法過程において（長の事例から実証する。前述の通り、日本の地方政府は首長と議会を直接選挙する二元代表制を採用しているが、本稿は、このような執政・議会間の協調関係が大統領の存続を促すという理論的枠組みを、日本の地方政府のに依存するのではないだろうか。

も合理的と言えない。大統領制においても、議院内閣制と同様、大統領の政権安定性は執政・議会間の協調関係

題の安定的な実現を困難にするばかりか、大統領の中断・失敗の遠因となり、大統領の生存戦略にとって必ずし題の実現が目指されるはずである。そのような観点では、不要な執政・議会対立を招くことは、大統領の政策課

導や閣僚配分などの執政手段を用いて議会の支持を調達することで （ Raile et al. 2011）
、議会内で大統領の政策課

は、議会の拒否権を見越して大統領が予測的対応を行う結果、政策的譲歩を行うか （ Arnold et al. 2017
）
、利益誘

（

議会に提出される議案の大部分を首長提案が占めており、また、それらの提案が否決されることはほとんどなく、99（

地方政府の長の生存分析

法学研究 96 巻 2 号（2023：2）（（

能動的 （ proactive）な首長と受動的 （ reactive）な議会が （ Cox and Morgenstern 2001）
、議院内閣制の内閣・国会

理論仮説

本稿では、日本の地方政府の長の存続期間が、議会との間の協調関係によって規定されるという理論的枠組み

二

考察・解釈を行い、第五節では、本稿で得られた知見から地方政治研究に対する示唆を考える。

た事象を分析するための方法を提示した上で、本稿で用いるデータと変数を紹介する。第四節では、分析結果の調関係が首長の政権存続に貢献する理由を理論的に考察する。第三節では、政権の終了という時間経過に依存し以下、まず第二節では、比較大統領制研究の知見を日本の地方政府の文脈に応用しながら、首長・議会間の協が深まるほど、知事の政権終了確率が高まるという関連が明らかになった。

知事の与党議席率が低下して、知事提出議案に対する修正可決数・否決数が増加するなど、首長・議会間の対立慮したマルチレベル離散時間ロジットモデルを用いて、知事の存続期間の規定要因を分析した。分析結果からは、七都道府県知事二二〇名の五六八任期のデータセットを構築した上で、都道府県ごとのハザード率の異質性を考上記の問題意識から、本稿は、一九六七年から二〇一四年までの期間に任期の開始と終了の両方が含まれる四彼らの再選誘因に資するからであるという解釈を提示する。

の問いに対して、首長・議会間の協調関係を維持することが、首長の政権存続期間を長期化させるという意味で、

協 調 す る の か は 地 方 政 治 研 究 に お け る リ サ ー チ パ ズ ル と な っ て い る （ 築 山 二 〇 一 五 ｂ、 第 一 章 ）。本稿は、これら

会の抵抗を強く受けてもおかしくないはずであるが （ Cheibub et al. 2004）
、なぜ首長と議会が立法過程において間以上に協調的な立法を実現している。首長が議会の信任に依拠しない二元代表制下では、首長の政策提案は議（100

を実証する。首長・議会間の協調関係はなぜ首長の政権存続に資するのだろうか。第一に、前述の通り、比較大（（

統領制研究では、大統領の中断・失敗のメカニズムとして議会内の党派的支持の重要性が指摘されている。具体
（

（1

（ （

）の役割を強調する議論である。
Pérez-Liñán 2007

不信任決議が可能であり、不信任決議が可決された場合、首長は失職を選択するか、議会を解散することで対抗

日本の地方自治法では、議会は議員数の三分の二以上の出席者から四分の三以上の賛成を得ることで、首長の）」（legislative shield

経 済 危 機・ ス キ ャ ン ダ ル・ 市 民 の 抗 議 活 動 を 背 景 と し た 市 民 社 会 の 圧 力 か ら 大 統 領 を 守 る た め の「 議 会 の 盾することが、弾劾訴追の可能性を減じて、大統領の生存に資すると考えられている （ e.g. Kim 2014）
。いわゆる、らの手続きは議会の議員の過半数や三分の二などの特別多数によって可決されるため、より多くの与党議席を有（的には、大統領の早期退陣は、議会による大統領の弾劾手続き・罷免決議を契機としたものが少なくなく、それ

（

（

（1

（

（1

（ （

キャンダルを背景として有権者から強い批判の声が上がっている状況でも、与党議員の一部が擁護に回れば不信が可決される事例もある。一方、二〇〇三年・青森県議会での木村守男知事に対する不信任決議案のように、ス

多数派を占める議会との対立が深刻化した場合には、「県政の停滞と混乱」を招いたなどの理由で、不信任決議（

うに、知事と議会の利害が衝突しやすい大規模事業の継続・見直しを巡って （砂原二〇一一）、知事と知事野党が議会での田中康夫知事に対する不信任決議や、二〇〇三年・徳島県議会での大田正知事に対する不信任決議のよ

会は提案・可決に消極的で、実際、不信任決議が成立することは極めて稀である。しかし、二〇〇二年・長野県（できる。不信任決議は、上記のように賛成要件が厳しく、成立した場合に議会を解散される恐れがあるため、議

（1

（

（

任決議案を否決に追い込める可能性が高まる。議会内の党派的支持を有することは、議会による不信任決議を抑（1

止するという意味で、首長の政権存続に資するものと考えられる。

（1

また、第二に、大統領の政権運営において、政策課題を安定的に実現するためには、議会との協調関係を構築

101（

地方政府の長の生存分析

法学研究 96 巻 2 号（2023：2）

して、立法への支持を獲得する必要があるという立法上の誘因も無視できない要素であろう （ e.g. Arnold et al.

）。ラテンアメリカの大統領制のように、強い立法権力を有する
2017; Cox and Morgenstern 2001; Raile et al. 2011

能動的な大統領と独自法案を作成する資源を欠く受動的な議会からなる執政・議会関係においても、制定法による政策実現を目指す限り、議会での多数派形成は避けて通れない問題である （ Cox and Morgenstern 2001）
。実際、これらの地域の大統領は、自身の立法提案を成功させるために、政策的譲歩や （ Arnold et al. 2017）
、便益供与を通じて （ Raile et al. 2011）
、議会の多数派の支持を調達するよう努めている。

日本の地方政府も、ラテンアメリカの大統領制と同様に、強い立法権力を有する能動的な首長と立法資源を欠く受動的な議会との組み合わせからなるが （ cf.
築山二〇一五ｂ、第二章）、やはり首長は、議案提出の抑制 （築山二〇一五ｃ）、議会の予算要求の反映 （河村一九九八）、 普 通 建 設 事 業 費 な ど の ポ ー ク・ バ レ ル の 配 分 （ 竹 中 二 〇 二〇）を通じて議会運営の円滑化を図っている。このような状況下で、議会との間で政策的・感情的な対立を招く

ことは、長期的な政権運営の見通しを悪化させて、首長の政権存続への意欲を低下させかねない。特に、議会内の政党は、長期的な時間軸 （ time horizon）を有する存在であるため、首長と議会の協調・対立の繰り返しゲー

ムにおいて「将来の影 （ the shadow of the future）」を生み出し、首長に対して議会と協調関係を構築する誘因を与えると考えられる （ cf. Martínez 2021）
。自民党一党優位状況下にある多くの都道府県議会で、革新系知事など、自民党の推薦・支持を受けずに当選した知事が、次第に議会多数派である自民党と関係を深めていく様子はその；典型例であろう （ cf.
河村二〇〇八 中條二〇一七、四六―四九頁）。

最後に、第三に、大統領は議会内の政党と協調関係を形成することで、大統領選挙に勝利しやすくなる可能性）の選挙では、複数の政党が同一の有力候補を支持する選挙前
plurality system

がある （ e.g. Borges and Turgeon 2019）
。大統領選挙は定数一の勝者総取りの選挙であるため、特に決選投票 （ run）のない相対多数制 （off election

102

連合が形成されて、政党間の候補者調整が行われやすい （ Jones 2004）
。特に多党制下では、有力な大統領候補を擁する政党は、単独で大統領を当選させる得票を維持することが難しいために、小政党に対して選挙上・政策上の譲歩を行い、大統領候補の連合を維持することで、可能な限り多くの有権者を動員する選挙戦略を取るようになる （ Borges and Turgeon 2019, pp.193-194）。実際に、相対多数制の選挙で、大政党ほど （ Spoon and West 2015）、

政策追求型の政党の協力を得て （ Kellam 2017）
、 大 統 領 の 選 挙 前 連 合 を 形 成 す る 傾 向 に あ る。 こ れ ら の 説 明 を 大統領の側から見ると、議会内の政党との協調関係を維持することは、幅広い有権者の動員を可能にするとともに、競合する対立候補の擁立を防ぐことで、大統領の選挙上の利益に適うものであったと考えられる。

日本でも、強力な首長権限を前提に、多党化による与野党の勢力伯仲状況や石油危機以降の経済成長の鈍化が、政党に強い与党志向を与えた結果、国政与野党が同一の首長に推薦・支持を与える「相乗り枠組み」が広く形成；されてきた （ e.g.河村二〇〇八 名取二〇〇九）。首長選挙において、政党から推薦・支持を得て議員の選挙協力を仰ぐことができれば、彼らの選挙資金・組織・ノウハウを利用することが可能になるとともに、それらの政党から有力な対立候補が出馬することを防ぐことができるために、首長の再選に有利に作用する面が小さくない
曽我二〇一二cf.

；

中條二〇一七、一九二頁）。

以上の考察から、日本の二元代表制において、首長は議会との協調関係を構築することによって、不信任決議を抑止して、長期的な政権運営の見通しを立て、選挙協力を得るとともに有力な対立候補の擁立を防ぐことで、政権存続期間を長期化させることが可能であったと予想される。このとき、首長と議会との協調関係には、選挙を通じて形成されるものと、議会内で形成されるものの二通りがある点に注意が必要である。まず、首長は、首長選挙における推薦・支持関係を通じて与党連立を組むことで、議会内の党派的支持を調達できる。これらの首長の「選挙前連合」の維持にはポーク・バレルなどの費用が掛かるが （竹中二〇二〇）、議員を与党化することで103（
地方政府の長の生存分析

104

上記のような様々な恩恵を受ける可能性がある。

一方で、首長は政党からの推薦・支持を得ていなくとも、議会と協調的に政権運営を行うことが可能である。

実際に、議会の多数派を占める政党から推薦・支持を得ていない知事であっても、すべての知事が議会と強く対立して、急激な政策変化を志向するわけではない。たとえば、辻 （二〇一五、第八章）による知事・議会関係の

詳細な定性的分析では、北海道の横路孝弘知事や埼玉県の畑和知事のように、政権期間中、一貫して自民党の推薦・支持を得ることがなかった革新系知事が、議会の多数派を占める自民党の意向に沿う議案提出を行うことで、安定した議会運営に努める事例が確認できる。このような議会内で形成される協調・対立関係は、執政長官の立法提案の成立、すなわち首長提出議案を原案可決するか、修正可決・否決するかという形で現れるものであろう；

馬渡二〇一〇）。

首長の任期中の与党議席率が高いほど、政権終了確率が低い。

仮説
1

首長の任期中の首長提出議案の修正可決数・否決数が多いほど、政権終了確率が高い。

仮説
2

政権存続期間を長期化させるとする理論的枠組みの正否を、以下のような理論仮説から検証する。

おける首長提出議案の修正可決数・否決数という二つの要素から捉えた上で、首長・議会間の協調関係が首長のそこで、本稿では、首長・議会間の協調・対立関係を、首長選挙を通じて形成される与党議席率と、議会内に（辻二〇一五法学研究 96 巻 2 号（2023：2）

三

データと方法

本稿では、上記の仮説を検証するために、一九六七年から二〇一四年までの期間における四七都道府県知事の政権存続の問題を扱う。本稿が理論的に関心を持つ事象は、知事の政権の存続／終了であるが、ある時点におい（（て知事の政権が存続／終了する確率は、知事選挙における多選批判を一例として、知事の在任期間に依存するであろう。このような時間経過に依存した事象の発生確率を推定する際に有用な手法が生存分析であり、議院内閣

制の内閣の存続や （ e.g. King et al. 1990）
、大統領の中断・失敗など （ e.g. Edwards 2015）
、執政・議会関係における政権安定性の問題に既に広く応用されている。

生存分析には、個体を単位として、事象が発生するまでの時間とその発生確率を推定する連続時間モデルと、個体・時点を単位として、ある時点における事象の発生確率を推定する離散時間モデルがあり、時変的な共変量との関連に興味があり、時間を離散的に捉えることの情報量の損失が小さい場合には、後者のモデルが有効である （増山二〇〇一、一四―一五頁）。知事の政権存続の問題に当てはめるならば、第一に、日本の首長・議会関係

は、政党の推薦・支持を得ずに初当選した首長が、二期目以降、議会内のほぼすべての政党の推薦・支持を得て多く、時変的である。第二に、確かに大統領の中断・失敗と同様、首長も議会の不信任決議を契機として、任期途中で失職することがあるため、政権が終了するまでの時間を「在任月数」などの形で細かく捉えることも可能であるが、二元代表制では、議会内で首長提出議案の修正可決数・否決数が増加した段階で、直ちに首長の信任問題に直結する訳ではなく、任期満了時に任期中の首長・議会関係の清算が行われるという状況が一般的と思われる。つまり、選挙のサイクルである「任期」という離散的な時間単位で、首長・議会関係の変化と首長の政権

105

（1

「オール与党化」する事例が見られるなど、同一の首長であっても議会との関係性が任期によって異なることが地方政府の長の生存分析

法学研究 96 巻 2 号（2023：2）の終了と定義すると、首長・議会関係と戦略的引退の関連を見過ごし、首長・議会関係が政権存続に与える影響を過小評価してしまう。また、制度上、議会の不信任決議によって首長が失職する制度が存在する以上、任期途中の辞職をすべて観察の打ち切り （ censoring）とみなすことにも異論がありうる。

、

上記を踏まえ、本稿では、知事の政権の終了を二種類のダミー変数で捉えて、それぞれを従属変数としたモデルを推定する。具体的には、①任期満了か否かにかかわらず、任期終了後に知事が再選されなかった場合を

1

106の存続／終了とが関連していると想定される。
（ （そこで、本稿では、一九六七年から二〇一四年までの期間に任期の開始と終了の両方が含まれる四七都道府県（（1

は、次回選挙に出馬せず戦略的引退 （ strategic retirement）を選択するであろう。次回選挙での落選のみを政権（に限定することは適当でない。通常、政党の推薦・支持を得られないなど、当選の見込みがないと判断した知事満了によるものと、任期途中の辞職によるものが含まれる。まず、知事の政権の終了を、次回選挙での落選のみ

次回知事選挙に現職者が出馬しないか、出馬したが落選した場合に発生する。知事の「任期」の終了には、任期て、政権が終了するか否かのダミー変数である。知事の「政権」の終了は、知事の「任期」が終了したときに、分析に用いる変数は、以下の通りである。まず、本稿が理論的に関心を持つ従属変数は、知事の各任期においの切片のランダム効果によって統制したマルチレベル離散時間ロジットモデルを用いて推定を行う。

在していることが示唆される。それゆえ、より具体的には、都道府県ごとのハザード率の異質性を、都道府県別には、都道府県ごとの政治文化的・社会経済的要因などの観察されない異質性 （ unobserved heterogeneity）が存

府では知事の交代が七回起きている一方で、石川県では知事の交代は一回に過ぎないなど、知事の政権終了確率との協調関係が知事・任期単位における政権終了確率に与える影響を推定する。この際、分析対象期間中、大阪知事二二〇名の五六八任期のデータセットを構築した上で、離散時間モデルに基づく生存分析を採用して、議会（1

地方政府の長の生存分析

その他をとするものと、②他は①と同様としつつ、任期途中の辞職による任期終了後に知事が再選されなかった場合を、辞職の理由にかかわらず、観察の打ち切りと捉えて として扱うものの二種類の政権終了ダミーを用

0

（

（1

（

（

（

（2

1

（ （

（

（

数として、知事の健康問題による引退・辞職の可能性を考慮するために知事選挙が行われた年の年末時点の知事

知事の在任期間の経過に伴うハザード率の変化は、任期数とその二乗項を用いてモデル化する。また、統制変自然対数化したものを投入する。

除く、任期中各年の知事提出議案の修正可決数・否決数の合計を計算した。分析の際には、それぞれ を足して（第二に、知事提出議案の修正可決数・否決数については、『都道府県議会提要』に基づき、住民直接請求議案をそれぞれの政党の党派別議席数から、議員総数に占める与党議席率の任期中の各年の平均値を計算した。また、（始時点の知事選挙で当該知事に推薦・支持を与えた国政政党を与党と定義した上で、『日本統計年鑑』に基づく

議案の修正可決数・否決数である。第一に、知事の与党議席率については、『全国首長名簿』に基づき、任期開次に、本稿で理論的に関心のある独立変数は、首長・議会間の協調関係を表す知事の与党議席率と、知事提出意した上で、それぞれを従属変数としたモデルを比較して推定結果のロバストネスを確かめることとした。

0

（2

（

（2

年代以降のいずれに含まれるかの時間効果のダミー変数を統制する。

中の各年の有効求人倍率の平均値を投入した。加えて、任期の開始年が一九八〇年代、一九九〇年代、二〇〇〇（の満年齢、知事の住民からの支持を表すものとして知事選挙の相対得票率、知事の経済的な業績評価として任期（2

分析に用いる変数の記述統計は、表 の通りである。

107

（2

1

法学研究 96 巻 2 号（2023：2）

表１

記述統計

観測数

平均値

標準偏差

最小値

政権終了

568

0.30460.4606     0

最大値    1

政権終了（辞職打ち切り）

568

0.22710.4193     0

    1

与党議席率

568

0.54270.2678     00.9938

修正可決数

568

0.83103.2323     0

   49

否決数

568

0.85044.7343     0    79任期数568

2.4366

1.3939    1     8

任期数（2 乗項）568

7.87689.0608

    1

   64

年齢

568

61.5933

8.0944   37    82

得票率568

0.68550.15240.2910    15.3975

有効求人倍率568

0.88750.54440.10501980 年代

568

0.1972

0.3982     0    11990 年代

568

0.22180.4158     0    12000 年代以降

568

0.26760.4431     0

    1

四
分析結果

上記の方法に基づき、仮説の検証を行った。表 は、議会との協調関係が知事の政権存続期間に与える影響について、

都道府県ごとの切片のランダム効果を統制したマルチレベル

離散時間ロジットモデルを推定した結果である。すべてのモデルにおいて都道府県ごとにクラスター化した標準誤差を報告している。

0

4

は、任期満了か否かにかかわらず、知事が再

1

モデル ～

選されなかった場合を 、その他を とする政権終了ダミー

1

を従属変数としたものである。まず、首長・議会関係に関わ％水準で有意に負であり、与党議席率が高る変数のうち、与党議席率のみ投入したモデル では、与党

議席率の係数は

3

い知事ほど政権が存続しやすい。一方で、知事提出議案の修正可決数や否決数をそれぞれ投入したモデル ・ では、与党議席率の係数は有意でなくなり、修正可決数・否決数の係数が有意に正になっている。知事提出議案に対する議会の修

正可決や否決が増加して、知事と議会の対立関係が強まると、知事の政権終了確率が高まるとする結果である。与党議席率

2

10

1

2

108

地方政府の長の生存分析

表２

首長の政権存続期間のマルチレベル離散時間ロジットモデル
政権終了
Model 1Model 2

Coef.

Std. Err.

Coef.

-0.7909

0.4624†Model 3Model 4

Std. Err.

Coef.

Std. Err.

Coef.

Std. Err.

-0.5407

0.4827-0.5897

0.4715-0.4927

0.48230.39650.1557*0.21700.18970.49010.1224***0.39720.1666*

0.2813***1.80930.2795***1.82240.2732***

1.8246

0.2742***

固定効果
与党議席率
log（修正可決数+1）log（否決数+1）
任期数

1.8000

任期数（2 乗項）

-0.17900.0323***-0.1798

0.0329***-0.1788

0.0328***-0.1794

0.0330***

年齢

0.06940.0181***0.07100.0183***0.07000.0190***0.07070.0190***

得票率-2.24221.0050*-1.9840

1.0513†-1.92480.9967†-1.8478

1.0236†

有効求人倍率0.17800.24020.19430.22920.18470.24210.19160.23591980 年代-0.7132

0.3229*-0.6556

0.3261*-0.6938

0.3271*-0.6678

0.32641990 年代

0.11250.26380.1616

0.27140.0766

0.2726

0.10840.2844*2000 年代以降

0.43330.2578†0.50670.2567*0.44320.2620†0.48190.2592†（定数項）-6.57141.2982***-7.1749

1.3748***-7.1234

1.3394***-7.3399

1.3876***0.15790.19030.12020.17350.13420.16010.12110.1600

ランダム効果2σu
対数尤度-276.2899-274.1352-272.8318-272.3295

AIC

574.5798

572.2703

569.6636

570.6591

観測数

568

568

568

568

グループ数

47

47

47

47

Model 5Model 6

政権終了（辞職打ち切り）
Coef.

Std. Err.

Coef.

-1.1373

0.5556*

Model 7

Model 8Std. Err.

Coef.

Std. Err.

Coef.

Std. Err.

-0.7055

0.5986-0.9578

0.5815-0.71110.59770.70230.1899***0.5207

0.1978**0.65880.1619***0.42220.1577**0.3460***2.7132

0.3468***2.69410.3524***2.74710.3538***

固定効果
与党議席率
log（修正可決数+1）log（否決数+1）
任期数2.6029

任期数（2 乗項）

-0.30130.0476***-0.31420.0477***-0.3059

0.0484***-0.31440.0484***

年齢

0.05750.0216**

0.0621

0.0225**0.06200.0224**0.06380.0229**得票率-3.4682

0.9661***-3.10961.0122**-3.1192

0.9798**-2.9901

1.0017**

有効求人倍率

0.14210.20960.18690.20830.13510.22230.17020.21691980 年代-0.44420.3541-0.3488

0.3711-0.4187

0.3688-0.3633

0.37391990 年代

0.07550.30090.15640.31730.00110.31300.07990.32652000 年代以降

0.21590.34500.34930.34350.20830.35170.30930.3474（定数項）-6.3473

1.4631***-7.63421.5483***-7.34121.4664***-7.9227

1.5486***

0.3866

0.24840.35270.23200.48060.28070.42650.2684

ランダム効果2σu
対数尤度-243.6350-237.9721-238.7919-236.4419

AIC

509.2701

499.9443

501.5837

498.8837

観測数

568

568

568

568

グループ数

47

47

47

47

（1）***: p<0.001 **: p<0.01 *: p<0.05 †: p<0.1、（2）Std. Err. は、都道府県でクラスター化したロバスト標準誤
差。

109

；

；

8

かった場合を～とする政権終了ダミー （辞職打ち切り）を従属変数としたものと同様の結果が得られているが、いくつかの相違点として、首長・議会関係に、任期途中の辞職及びその他をである。全体としてモデル0を打ち切りとして扱ったために、モデル ～ では年齢の統計的な不確実性が高まったものと考えられる。

もちろん高齢の知事ほど、健康上の理由による辞職が起きやすいであろうから、年齢と関連する任期途中の辞職

関わる変数の統計的な確実性が高まっている一方で、年齢がやや統計的に不確実になっている点が指摘できる。

48

そのような観点で、首長・議会関係に関わる変数の統計的な確実性の高まりを評価すると、知事の任期途中の5110の上昇は修正可決や否決を抑制する傾向にあるから （辻二〇一五 馬渡二〇一〇 築山二〇一五ｃ）、議会内の党派

では、否決数のみが有意に正であり、特に議会に対して否決という意思決定費用

的支持は議会内での対立を回避するという経路を通じて、知事の政権存続に役立つかもしれない。これら三つの変数をすべて投入したモデル～ では、任期途中の辞職による政権終了を、本来そのような事象が発生していなければ、任5

1

期満了を迎えて再選を果たしていたかもしれない観察の打ち切りと捉えて、任期満了後に、知事が再選されな

次に、モデル（曽我・待鳥二〇〇七）。

ためか、政権交代の頻度が高まっている、といったように、地方政治研究の時代理解に合致した結果も見られる

九八〇年代は政権安定性が高く、地方分権改革後の二〇〇〇年代以降では、知事・議会の部門間対立が強まった

い。時代効果では、革新系知事が隆盛した一九六七年から一九七〇年代に比べて、保革相乗り知事が増加した一

じる、という曲線的な関係を持つ。また、年齢が高く、得票率が低い不人気な知事・任期ほど政権終了確率が高えるほど高まるが、そのようなハザード率の上昇幅は多選が進むほど小さくなり、五期目を頂点として減少に転

他の統制変数を確認すると、任期数の係数は正、その二乗項の係数は負であり、政権終了確率は在任期数が増の高い行動を選択させてしまうことは、知事の生存にとって危険な兆候である。

41

法学研究 96 巻 2 号（2023：2）

地方政府の長の生存分析

辞職は、健康上の理由、国政選挙への鞍替え、汚職事件、スキャンダルによる引責辞任など、首長・議会間の協調関係とは構造的な関連性が弱い事象も多く、不信任決議によって知事の政権運営上の信任が問われるような事

例は依然として稀であることの反映とも思われる。任期満了時の政権存続の問題にのみ焦点を当てると、やはり与党議席率が高いことは知事の政権存続に資する傾向があり （モデル ）、修正可決数や否決数が増加して、立5・1

法過程を通じて首長・議会間の対立関係が深まると、知事の政権終了確率が高まりやすい （モデル ～ ）。ただし、与党議席率の直接効果は弱い （モデル ～ ）。これらは概ね仮説868に整合的な結果であり、首長・議会
2

モデル

～

では、任期数とその二乗項によって表される経過時間との曲線的な関係に若干の変化があり、ハ

協調的に立法を行うことが重要である。

間の協調関係を構築することは、首長の政権存続期間の長期化に貢献している。特に、議会内で議会の多数派と

5

結

論

単位の政権終了確率を推定するマルチレベル離散時間ロジットモデルの結果からは、知事の与党議席率の低下や、論的枠組みを、一九六七年から二〇一四年までの都道府県知事の政権存続の事例から検証してきた。知事・任期

本稿では、日本の地方政府の長の存続期間が、首長・議会間の協調関係によって構造的に規定されるという理五評価した結果だった可能性もある。

は、たとえば二〇〇〇年代前半に起きた官製談合事件による知事辞職など、「事件」による偶発的要因を過剰にザード率は四期までに大きく上昇した後、減少に転じている。また、任期途中の辞職を除くと、時代効果の存在

8

知事提出議案の修正可決数・否決数の増加は、知事の政権終了確率を高めることが明らかになった。つまり、首111

5

法学研究 96 巻 2 号（2023：2）

長・議会間の協調関係を構築することは、首長の長期政権化に貢献している。

日本の地方政府では、首長と議会を住民から直接選挙する二元代表制を採用しているが、首長・議会が議院内閣制の内閣・国会以上に協調的に立法を行っているという既存の理論では説明の難しい実態が生じており、重要なリサーチパズルを提起している。築山 （二〇一五ａ）は、議会内の政党の視点から、知事選挙での推薦・支持関係を通じて、知事と協調関係を構築することが、議会選挙での政党得票率を押し上げるという意味で、政党の再選誘因に適う行動であったことを明らかにしているが、本稿の知見は、これを知事の視点から眺めたものであると言える。

日本の二元代表制は、強い立法権力を有する能動的な首長と、独自の立法資源を欠く受動的な議会の組み合わせからなるものの、専決処分制度などの例外を除き、議会内での政策課題の実現を目指す限り、首長の提案を議会が承諾する、という両者の協調を求める制度になっている。首長の視点からも、議会の多数派との間で協調関係を維持することは、不信任決議を抑止して、長期的な政権運営の見通しを立てることを可能にするとともに、選挙協力を仰ぎ、対立候補の擁立を防ぐなど、首長の再選誘因を満たす合理的行動であると言える。

もちろん、首長・議会間の協調関係が首長・議会双方の合理的誘因に適っていることとは別に、こうした実態

がいかなる民主主義のコストを生んでいるのかは、改めて有権者の視点から検討することが必要であろう。相乗り枠組みに代表されるように、首長が議会の党派的支持の上に存立することは、政策変化を過度に抑制する結果を生み （築山二〇一五ｃ）、ポーク・バレルによる余分な財政支出を必要としていたかもしれない （竹中二〇二〇）。

首長・議会がなぜ協調するのか、それが何をもたらすのか、という問題は、依然として重要な研究課題を構成していると思われる。

112

地方政府の長の生存分析（ ） たとえば、任期制限のある州議会では、最終任期を迎えた議員は選挙上の誘因が失われるために、法案提出数・委員会活動量・点呼投票率が減少するなど立法的生産性が低下する（ Fouirnaies and Hall 2022）。
（ ） この分野の嚆矢は藤澤（二〇〇四）であり、都道府県の事例から、知事の在職期間が増加するほど、経験・実績を重ねて行財政運営が効率化していくが、在職期間が三期十二年を超えて長期政権化すると、情実人事や前例踏襲主義が蔓延り、行財政運営が非効率化していくという関係を主張する。他方、小林・近藤（二〇〇八）によれば、時系

列方向の固定効果を統制すると、知事の在職年数と基礎的財政赤字の間の関係は、このようなＵ字型ではなく、単調な右下がりに近い逆Ｕ字型になっており、政権の長期化は非効率性を生まないという。ただし、確率フロンティア分

析を用いて財政運営の効率性に対する市長の影響を推定した鷲見（二〇一八）では、市長の当選回数の増加が非効率性を上昇させる結果が得られている一方、市職員のアンケートやインタビューの結果を検討した辻（二〇一三）では、多選市長の市政運営は市職員に情実的・独善的と捉えられているわけではないともされ、やはり首長の多選の影響は様々である。

（ ） 首長選挙では多選問題が選挙上の争点になることが少なくない。現職の橋本昌知事が七期目を目指した二〇一七（」ＮＨＫ政治マガジン二〇一七年八月三十日、 https://www.nhk.or.jp/politics/articles/

年茨城県知事選挙の出口調査では、知事の多選に「弊害がある」と答えるか否かが現職知事への投票選択と関連していた（「「多選」は悪くない（ ） 定数一の選挙では、ただ一人の現職が知名度や業績誇示で極めて有利な立場にあり、有力な対立候補の参入を抑問題に関する調査研究会」などでも繰り返し議論が行われている。

（二〇二二年九月三十日））。他方、首長の多選制限が立法政策上可能か否かは、一九九九年に自治feature/3824.html
省に設置された「首長の多選の見直し問題に関する調査研究会」や、二〇〇六年に総務省に設置された「首長の多選⁉

止する威嚇効果も働きやすいと考えられる（ cf. Tsukiyama 2018）。
） 議院内閣制における政権存続の要因については、日本語では増山（二〇〇二）が欧州諸国を対象とした研究の論争を整理している。議院内閣制下の政権安定性の要因も、経済危機・国際危機・スキャンダルなどの「事件」に注目するアプローチと、多数政権か否か・与党のイデオロギーの多様性などの内閣の「属性」に注目するものがあり、後者の観点では、信任投票を要求する議会制度下にあり、少数内閣であることなど、議会の多数派の信任の維持が難し

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1

2

3

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5

法学研究 96 巻 2 号（2023：2）（（ 2001） , p.176.
Cox and Morgenstern）。
cf. King et al. 1990; Warwick and Easton 1992

九割弱を占める上に、その成立率は九七％を超えて、ほぼすべての知事提出議案が成立している（築山二〇一五ｂ、第三章）。 こ れ は、 同 じ 期 間 に 国 会 に 提 出 さ れ た 内 閣 提 出 法 案 の（ 増 山 二 〇 〇 三 ）、 法 案 全 体 に 占 め る 割 合（ 約 五三％）や、その成立率（約七八％）を大きく上回るものである。

）を参照。
6.2.
） 正確には、議会は、議員数の三分の二以上の出席者から四分の三以上の同意を得た場合に、首長に対して不信任（ 2007, Table
Pérez-Liñán）」を決議した後、大統領を罷免することが可能となる条項が定められているものがdeclaration of incapacity（ ） ラテンアメリカ諸国の憲法には、大統領が身体的・精神的な理由で職務遂行不能な状態にあるという「職務不能宣言（ある（ Pérez-Liñán 2007, pp.137-139）。
（ ） ラテンアメリカ諸国における大統領の弾劾手続き・罷免決議の憲法規定については、（（（決議を行うことが可能であり、首長は通知を受けてから十日以内に議会を解散することができる（地方自治法第百七。このとき首長は、議会を解散しない、または、解散後初の議会で、議員数の三分の二以上の出席者
十八条第一項）から過半数の同意を得て、再度不信任決議が行われた場合には失職する（同第二項・第三項）。

） ただし、議会の任期終了直前は、議会を解散されることのデメリットがなくなるために、相対的に不信任決議に賛成しやすいタイミングとされる。後述する大田正徳島県知事に対する不信任決議の事例では、翌月に統一地方選挙による県議選を控え「失うものはない」中で、徳島県議会が不信任決議を可決したことへの批判もあった。『朝日新） 田中康夫知事の不信任決議案に対する下﨑保議員の提案理由説明と、大田正知事の不信任動議に対する竹内資浩

聞』朝刊・二面、二〇〇三年三月二十二日。

『長野県議会平成十四年六月定例会本会議第六議員の提案理由説明では、この同一の文言・表現が用いられている。

号』二〇〇二年七月五日。
『徳島県議会平成十五年二月定例会本会議第五号』二〇〇三年三月二十日。

114

い「属性」を有する内閣ほど安定性を欠くとされる（）（ ）Ibid., p.171.
（ ） たとえば、一九六七年から二〇〇一年までの間に都道府県議会に提出された議案のうち、知事提出議案が全体の

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12
13

地方政府の長の生存分析（ ）『朝日新聞』朝刊・青森、二〇〇三年三月十九日。

） 生存分析の概論については、増山（二〇〇一

職勧告決議や問責決議が用いられる場合もあるが、そうした決議の抑止にも繫がるだろう。

（ ） また、法的拘束力のある不信任決議に代えて、原則として法的拘束力がなく議会の過半数の同意で可決できる辞（；二〇〇二）を参照。

） 次回選挙の不出馬という事象の発生確率が、次回選挙での落選という事象の発生確率に依存しているという意味

満了または辞職が観察されなかった期は分析対象に含まれない。

（ ） 任期の範囲は分析対象期間にまたがるが、一九六七年より前に知事選挙が行われた期や、二〇一四年までに任期（）
。本稿では、この点は今後の課題として、政権の存続／終了という二項選択の問題を扱う。
Fukumoto 2009
） 具体的には、自民党、社会・社民党、民社党、公明党、共産党、新進党、民主党を主要な国政政党として扱い、では、競合リスクモデル（ competing risks model）などの異なる生存分析の手法がより妥当であるとも考えられる

（
（

（

（

それらの与党議席率を計算している。ただし、沖縄県の社会大衆党と大阪府の大阪維新の会については議席率への影響が大きいため、『全国首長名簿』の議会内党派別内訳の備考欄に基づき、与党議席率の計算に含めることとした。

なお、『全国首長名簿』が公刊される以前に行われた都道府県知事選挙の推薦・支持関係は、新聞記事の報道内容を基にデータを補った。議会構成は任期中に変化しうるので、任期中各年の与党議席率の平均値を求めている。『全国http://www.geocities.jp/yosuke_sunahara/data/data.html

首長名簿』
・『日本統計年鑑』のデータセットについては、砂原庸介氏がホームページで公開しているデータを拡充する 形 で 作 成 し て い る。 こ こ に 記 し て 感 謝 申 し 上 げ る。
（二〇一二年九月二十一日）。

）『都道府県議会提要』で直接請求に基づく議案の内訳が示されたのは第六回以降であるため、第五回以前（一九八二年以前）については、『地方自治月報』の「直接請求に関する調」を用いて、住民の直接請求による知事提出議） なお、『都道府県議会提要』では、年ごとに議案数が集計されているために、知事選挙が行われた年の値は、前案の否決数を確認して、これを除いた。

期で生じた修正可決数・否決数を当期の実績値に含めてしまう（またはその逆）という測定誤差が生じうる点に留意
されたい。

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法学研究 96 巻 2 号（2023：2）

む）・原数値の年平均の値を用いて、任期中の各年の平均値を計算した。
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116（ ） 都道府県知事の生年月日は、日外アソシエーツ編（二〇二二）『全国歴代知事・市長総覧』に依拠した。
とした。

1（ ） 有 効 求 人 倍 率 は、 厚 生 労 働 省『 職 業 安 定 業 務 統 計（ 一 般 職 業 紹 介 状 況 ）』 に 基 づ き、 有 効 求 人 倍 率（ パ ー ト 含（ ） 無投票当選は

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