なぜ合併の合意形成は行われなかったのか合併不成立地域における協議過程の検証

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なぜ合併の合意形成は行われ

なかったのか

*

合併不成立地域における協議過程の検証

宮下量久

** *_{本論文は公共選択学会第 13 回全国大会において報告した論} 文を大幅に修正したものである．討論者の中島正人教授（大東文化大学），座長の西川雅史教授（青山学院大学）やフロアの方から貴重な意見を頂戴した．また，草稿段階から黒川和美教授（法政大学），中澤克佳准教授（東洋大学）より有益な助言を賜った．なお，本研究で使用した『市町村税課税状況等の調』の入手において，西川雅史教授（青山学院大学）からご助力をいただいた．記して感謝の意を申し上げたい．なお，本稿に残された課題はすべて筆者の責任に帰するものである． **_{著者は（株）PHP 研究所，E-mail: [email protected]} ※ 本稿は 2011 年 12 月受理．経済の成熟化とともに，自動車利用の普及や公共交通ネットワークの充実が進んだことで，市民は行政区域を日常的に越えるようになっている．行政需要が広域化することで，公共部門は複数の行政区域にわたる諸問題に直面しつつある．公共部門における枠組みは，市民の行政需要の広域化に合わせて再編・見直しに迫られているといえる．実際，総務省では｢定住自立圏｣，国土交通省では「21 世紀生活圏」という圏域が設定され，各市町村間の政策連携を促す検討が進められてきた 1)_{．「平成の大合併」では，各地域がある一定} 規模の人口や財政力を確保するため，市町村の集約化が行われてきた．これまでの市町村合併に関する研究では，上村・鷲見_{(2003)，西川 (2002)，} 林 (2002)，宮崎 (2006a，b) など，歳出削減効果と最適都市規模についての検証が数多くなされている．これらの研究は，合併前市町村の多くが費用を最小化する人口規模以下であることを示している．市町村合併によって歳出削減効果が期待できることに，概ね合意が得られていると考えても良い2)_．ただし，これらの合併に関する研究では，どのような地域で合併がなされやすいのか，もしくは，合併がなされなかったのかといった，地域間の政策連携に向けた合意形成過程についての検証がなされていない．市町村がどのような形態の合併を選択したのか，どこの自治体と合併したのかという，合併に至るまでの地域の選択行動を検証した研究は，筆者が知る限り，広田 (2007) と宮下・中澤 (2009) のみである．広田_{(2007) では，合併成否の要因について分} 析しているが，合併の結果だけに着目しているため，合併協議会から成立までの住民の合意形成コスト(期間)の差異について検証されていない．また，合併の選択要因となる変数として社会的・財政的変数が用いられているものの，市町村の政策 1)_{広域自治体については，現行の都道府県制度から道州制移} 行の議論が進められてきた． 2)_{ただし，林 (2004) が指摘しているように，合併の歳出削} 減効果は地域特性に依存する．

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に住民の意向を反映する指標としてしばしば用いられる，所得やその分布状況について考慮されていない．一方で，宮下・中澤_{(2009) は，この点に留意} して，『市町村税課税状況等の調』(総務省自治税務局_{)を用いて市町村別に所得分布のジニ係数な} どを算出し，合併に向けた合意形成コストの要因について検証している．そこでは，合併協議期間を地域間の合意形成コストとみなして，合併成立地域を対象とした検証を行っている．しかし，合併の成立過程に分析の主眼が置かれているために，地域間の合意形成に至らなかった合併不成立地域の検証は行われていない．合併不成立の要因を検証することは，各自治体が地域間の政策課題を解決する際に，考慮すべき要素を明確にすると思われる．「市町村合併の特例に関する法律改正」_(以下，旧合併特例法)では，1999 年 7 月から 2004 年度末までの間に，地方交付税の合併算定替の延長，議員退職年金特例，合併特例債の創設，市要件の緩和などにより，市町村合併の推進が図られた．これらの合併促進策があるにもかかわらず，旧合併特例法期間内に設置された合併協議会のうち合併合意に至らなかった協議会は 3 割以上に及ぶ 3)．これらの協議会は合併するために設置されながらも，合併しないという合意に至ったのはなぜだろうか．合併不成立という合意形成には，政府の合併による優遇措置よりも優先すべき地域の事情が要因としてあったことを意味する．このため，「なぜ地域間の合意形成が行われたのか」という合意形成要因を明確にするよりも，「なぜ地域間の合意形成が行われなかったのか」という合意不成立の要因を特定することのほうが，地域間で合意形成をする上で，その障害や問題を特定するのに有益と考える．政府が検討する複数の行政区域間の政策連携における制度設計を考える上でも，新たな視座を提供すると思われる．さらに，異なる地域間の合意形成の問題は，都道府県などの広域的 3)_{旧合併特例法期間内に設置された合併協議会は 900 あり，} そのうち合併に至らなかった合併協議会は299 あった．行政区域間や，国家間の合意形成の問題にも共通する論点を検証することにもつながるだろう．これらのこと踏まえて，本稿の目的は合併不成立に至るまでの協議期間に着目することで，地域間の合意形成に必要な要因や条件を検討することにある．基礎的自治体は地方分権の受け皿になることが求められている．今後，市町村の役割が強化されることは，住民の意思や選好が市町村の公共サービスへ直接的に反映される機会をつくることになる．市町村間における合意形成コストの違いが生じるメカニズムについて定量的に検証することは，今後の地域政策の決定過程のあり方を検討する上で有益であると考える．本稿の構成は以下の通りである．まず，第 ₂ 節において旧合併特例法期限内で設置された各地域の合併協議期間データを構築し，市町村合併の合意形成過程の傾向を把握する．第 3 節では，国内外の市町村合併に関する先行研究を紹介し，本稿における位置づけを明確にする．また，合併不成立を決定付ける本稿の仮説と諸要因の整理を行う．第 4 節では，合併不成立の要因を特定するために推定を行う．第 _{5 節で，本稿における} 結論と今後の課題を述べる． 2. 合併協議会設置から合併合意形成までの期間の検証 2.1 市町村合併までの合意形成過程と検証範囲 1999 年 7 月から施行された旧合併特例法では，複数の市町村が合併するために，合併協議会の設置が定められていた．合併に至るまでには，任意の協議会や研究会が各地域で存在するが，旧合併特例法に準じたものは法定協議会として設置される．なお，市町村合併の任意協議会や研究会について，全国すべての地域を把握することは困難である．このため，本稿では総務省自治行政局合併推進課のホームページ等でデータ収集可能である，法定協議会の設置から合併に至るまでの過程に着目して検証を行う．

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2.2 法定協議会の協議期間法定協議会は，住民発議によって設置される場合や行政や議会が推進役を務める場合など様々である．総務省「市町村の合併に関する研究会」における『市町村合併法定協議会運営マニュアル』では，合併に係る法定協議会の開催期間の平均は約20.2 ヵ月と記されている．2001 年に「市町村合併法定協議会運営マニュアル研究会」がまとめた協議会運営マニュアルでは，合併協議会の開催期間について，合併準備期間を含めて 20 ヵ月，合併協議会設置準備も含めれば 22 ヵ月を提案していた．つまり，法定協議会の設置から市町村合併が成立するまでに，概ね _{2 年弱を要して} いたといえる．上村・鷲見 (2003) や宮崎 (2006a) でも，これらの事実から法定協議会の設置から合併に至るまでの期間を 2 年であることを前提として検証がなされている．総務省自治行政局合併推進課のホームページ「合併相談コーナー」や，合併市町村が作成したホームページを閲覧できる「合併デジタルアーカイブ」で得られたデータを基に，協議期間別に法定協議会の度数分布を表したのが図 1 である 4)_．なお，分析対象としている協議会は，同じ制度の下で検証する必要性を考慮して，旧合併特例法が施行された_{1999 年 7 月以降から，旧合併特例法} の期限となる2005 年 3 月 31 日までに設置された協議会である5)_．図 1 の縦軸は各協議期間に該当する法定協議会の割合を示している．また，法定協議会を設置したものの，合併には至らなかった協議会も併記している 6)_{．合併成立まで至った法定協議会に注} 4)_{総務省「合併相談コーナー」 2008.11.23 参照＜ http:} //www.soumu.go.jp/gapei/index.html＞，総務省自治行政局合併推進課「合併デジタルアーカイブ」2008.11.23 参照＜http: //www.gappei-archive.org/＞ 5)_{協議会運営マニュアルが想定する 2 年弱よりも短い期間で} 合併し，旧合併特例法の期限内に該当するケースや，法定協議会は旧合併特例法の期間内に設置されたものの，協議が長期化して期間外で合併しているケースがある。したがって，合併成否の時期で分析対象となる法定協議会を抽出することは困難であるため，法定協議会の設置時期に着目して該当する法定協議会をデータとしてまとめている． 6)_{協議を休止しているが，事実上解散している協議会も多く} 存在するため，本稿では，休止のケースも合併不成立として扱っている．目すると，700 日以上 800 日未満に該当する法定協議会が _{17.3%ほど該当し，合併が成立した} 協議会の中では最多である．したがって，合併している協議会については，先行研究や総務省の『市町村合併法定協議会運営マニュアル』とおり，約_{2 年を要しているといえる．また，400 日以上} 500 日未満で合併している協議会も 16.6%ほど存在しており，1 年程度で合併している地域も多いことがわかる．一方で，合併が不成立に終わった法定協議会では，300 日以上 400 日未満に該当する協議会が，約 20％と最も多い．合併が成立した協議会が最も多かった _{700 日以上 800 日未満では，合併が} 不成立であった協議会はわずか 3％程度しか存在しない．したがって，合併が不成立であった法定協議会の多くは約 1 年で協議を終了しており，合併が成立した協議会と比べると短い．この協議期間の違いについては，さらに検証する必要があるが，合併が成立した法定協議会と不成立であった法定協議会では，協議期間に大きな差異があることは明確である．また，合併不成立の協議会は，100 日未満で協議を終了する地域が _{5％ほどあれば，1,000 日以} 上も協議したにもかかわらず，合併の合意には至らなかった協議会が _{4％ほど存在する．合併不成} 立の合意形成過程は，合併成立地域よりも協議会によって大きな違いがあると予想される．以上をまとめると，合併が成立した地域は，総務省が提示するとおり協議期間は概ね _{2 年以内} で合意形成が行われている．一方で，合併不成立となった地域は，合併協議を 1 年程度で終了させて，合併見通しの立たない段階で協議を早期に打ち切っていると推測される．ただし，3 年近く協議した末に合併不成立の合意に至る地域も存在しており，協議期間の差異は合併成立地域よりもむしろ大きいといえる．合併不成立までにいたる合意形成期間の差異に影響を及ぼした要因を特定することは，地域間の合意を形成する上で，考慮すべき条件や課題を明確にすると思われる．次節では，市町村合併に関する先行研究を検証し，本稿の位置づけと検証すべき諸仮説を整理す

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図 1 合併協議会の期間別の度数分布 0.0% 5.0% 10.0% 15.0% 20.0% 25.0% 100日未満 100日以上 200日未満 200日以上 300日未満 300日以上 400日未満 400日以上 500日未満 500日以上 600日未満 600日以上 700日未満 700日以上 800日未満 800日以上 900日未満 900日以上 1,000日未満 1,000日以上協議会割合合併不成立合併成功る． 3. 市町村合併における合意形成 3.1 先行研究海外における合併要因に関する研究は，主にアメリカを中心にいくつか存在する．例えば， Brasington (1999・2003a，b) では，オハイオ州の学校区の合併要因について検証されている． Brasington (1999) の大都市部での検証では，所得水準や人種の違いは合併に影響はないという指摘がなされている．一方で，サンプルにおいて学校区の大きさや所得水準の違いを考慮した Brasington (2003 a，b) の検証では，所得の相違や地区内の人種の構成比が学校区合併に影響することを明らかにしている 7)．さらに， Brasington (2000b) では，合併不成立の要因として地域における社会資本整備の差異が寄与することを確認している． Lichter et al. (2007) では，アメリカ南部の小さな町の間でも，低所得で黒人割合の大きい地域

7)_{また，Dur and Staal (2008) では，都市と村の 2 地域から} なる地方公共財供給モデルを構築し，合併に関する理論研究を行っており，隣接地域への地方公共財のスピルオーバー効果の程度によって，合併は決定することを明らかにしている．は合併に際して，排除されていることが実証的分析から明らかにされている．また，Austin (1999) では，1950 年から 1960 年の間で実施された大都市郊外の合併の経済的・政治的要因について中位投票者モデルを構築し，実証的見地から検証している．そして，カウンティの公債発行における借入金などの財政的要因が有意な結果であり，中位所得や平均所得も有意であった．合併によって人口動態などが変化することに住民は反応しており，政治的要因も存在することを示唆している．さらに，非白人比率が高い地域ほど合併する傾向にあり，経済的側面だけでなく政治的・人種的側面が合併に影響することを明らかにしている．わが国の市町村合併については，塩津・原田・伊多波_{(2001) ，西川 (2002) ，林 (2002・} 2004) ，上村・鷲見 (2003) ，竹本・高橋・鈴木 (2005) ，宮崎 (2006a，b) など，主に歳出削減効果と最適自治体規模（費用最小人口規模）を検証するという観点からの研究蓄積が多い 8)．これらの先行研究では合併までの成立過程に注目するのではなく，既存の自治体財政データから最適規 8)_{未合併地域における財政行動に関する研究としては，山下} (2011) がある．

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模（費用最小人口規模）を算出し，合併前の自治体財政の非効率性や合併後の効果を検証している．一方，前節で示したように，合併の成否によって協議期間は大きく異なっている．自治体の合併に対するインセンティブの差異や合併に至るまでの合意形成過程を取り扱った研究はほとんど存在していない．合併のインセンティブを考慮している例として，西川 (2002) は，面積が合併インセティブを醸成する上で，有意な要因であることを示している．また，宮崎 (2006a) は，効率的自治体ほど 2004 年度末の旧合併特例法期限を考慮して，合併がなされていることを定量的分析から明らかにしている 9)_{．ただし，これらの研究では，前述の} とおり，市町村歳出の検証に主眼が置かれており，市町村の合併選択過程や要因を特定しているわけではない．合併要因についての検証がなされている研究には，広田 (2007) と宮下・中澤 (2009) がある．広田 (2007) では，「平成の大合併」における各地域の合併選択行動を，_{Logit モデルを用いて} 分析を行っている．そして，合併成立に至った市町村は_{15 歳未満・65 歳以上人口割合が高く，面} 積が小さい市町村であることを示している．また，交付税割合が高い自治体ほど合併している傾向が明らかにされており，「平成の大合併」における財政措置を期待して各地域は合併したと主張している．しかし，前節で明らかなように，合併にいたる市町村間の合意形成期間は，合併の成否によって大きく異なっていた．つまり，市町村の合併の意思決定を対象とする場合，「合併成立・不成立」だけではなく，「合併成立・不成立に至るまでの合意形成過程，合意形成コスト」を検証する必要があると考える．そこで，宮下・中澤 (2009) では，前節で見た合併にいたる合意形成過程に着目し，それに影響を与えうる要因を定量的に分析している．その結果，合併協議地域内の所得格差が大きいほど合併 9)_{宮崎 (2006a) では、各自治体の費用関数を推定し，他の市} 町村よりも一人当たり歳出が小さい場合に，効率的な財政運営がなされていると定義している．協議の長期化をもたらすことや，協議地域の合併インセンティブは財政状況ではなく，政令指定都市などに昇格し，権限や業務が都道府県などから移譲されることで存在することなどが明らかにされている．ただし，宮下・中澤 (2009) では，合併成立地域に分析の焦点が当てられており，前節の図 1 で見られたような合併不成立に向けた協議期間の差異に関する要因までは十分に検証がなされていない．特に，図 1 からも明らかなように，合併が成立した合意形成よりも不成立にいたる合意形成過程のほうが多様であった．合併不成立の合意形成要因について特定化することは，空間的に拡大した市民の行政需要に対応するために，各自治体が政策連携を模索していく上で，配慮すべき課題や地域特性を把握するのに有益であると思われる． 3.2 合意形成を困難にする仮説宮下・中澤_{(2009) の検証結果を踏まえると，} 合併不成立の合併協議会内における所得格差が協議期間や合併の成否に影響していると推測される．所得は地域選好の代表値としてしばしば用いられる．所得格差が合併協議地域内で存在すれば，合併への地域選好にも違いが生じると思われる．結果として，合併協議地域内の所得格差が大きいほど，合併協議は長期におよび，合併合意に至らない可能性がある．総務省の「市町村の合併に関する研究会」は，合併の成否は各自治体の財政規模に対する基金割合が影響したことを指摘している 10)_{．基金は将} 来的な財政需要を考慮して各自治体によって積み立てられたストックといえる．合併前の各自治体にあった基金は，合併後に他自治体と共有する資源になる．合併協議地域で基金の規模が大きければ，合併協議に参加する各自治体は合併後の基金の使途についても合意しなければならない．つまり，合併協議会の構成自治体で基金が大きいほど，合併協議は長期化すると思われる．最終的には，合併協議が決裂することも考えられるだろう．そ 10)_{総務省「市町村の合併に関する研究会」による報告書『平} 成の大合併の評価・検証・分析』．

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の一方で，合併協議会の構成自治体で基金が少なければ，合併協議は早期に決着すると思われる．合併協議地域で基金が少ないことは財政的余裕がないことを意味するため，旧合併特例法の財政措置を期待して，合併の合意形成はなされやすいかもしれない．合併協議地域のストックには，地方債務現在高もある．合併協議地域で地方債現在高が多いことは，合併協議の障害になる可能性がある．各自治体は合併後に多くの地方債現在高を抱えることを見越して，合併を断念すると考えられる．合併協議において，各自治体が合併で財政環境を改善しようと考えるならば，地方債現在高の多い合併協議会を早期に解散させるだろう．その一方で，合併協議に参加する各自治体は財政状況を改善するために，旧合併特例法の財政措置を得ようと早期に合併合意することも予想される．

さらに，Buchanan and Tullock (1962) では，ある集団における合意形成において，個人が協議に参加する場合に負担しなければならない意思決定費用と，協議に参加しない場合に，他人が協議した結果を我慢しなければならないと予想される外部費用の _{2 つの費用概念を検討している} 11)．このうち，本稿で検証を行っている市町村合併の協議期間は意思決定費用に該当すると思われる．そして，Buchanan and Tullock (1962) における合意形成の費用の考え方に従うと，合併協議に参加する自治体数が増加するにつれて，合併協議期間も増加することが推測される．

また，Alt and Lowry (1994) では，アメリカ各州の首長と議会の関係において，党派が異なる際に歳出が拡大し，財政赤字に陥ることを実証分析から示している12)_．また，_{Roubini and Sachs}

(1989) では，OECD 各国を対象に，国政レベルの連立政権が誕生することで，政党間の利害対立を調整できずに，拡張的な財政政策に陥ることを 11)_{そして，これら 2 つの費用を合算して，合意形成に伴う費} 用として，相互依存費用としている．この相互依存費用は意思決定に関わる人数に対して下にU 字型の形状をしており，最適な意思決定規模が存在することが示されている． 12)_{わが国の地方自治体に関する研究には，近藤・宮本 (2010)} や宮下 (2009) などがある．検証している．つまり，これらの研究が共通に示唆するのは，政治的党派の違いによって，合意形成が困難であるという点である．合併協議地域間で首長の党派的違いがあることで，合併協議が長期化し，合併不成立になることも予想される 13)_．次節では，これらの諸仮説について実証分析より明らかにする． 4. 実証分析 4.1 データと分析手法本稿では，市町村合併の協議期間の差異に影響を与える要因を分析するために，_{Austin (1999)} や広田 (2007) ，宮下・中澤 (2009)などで用いられているモデルを基に推定を行う． i i i i i i i i i i i i i age shinsetsu d d d d city tokurei chukaku seirei space poli pop r num chiho kikin kofu city inc ndoku ta futsu inc ave gini c e β β β β β β β β β β β β β β β β β β β β β β β + + + + + + + + + + + + + + + + + + + + + + + = 22 21 20 19 18 17 16 15 14 13 12 i 11 i 10 i 9 i 8 i 7 i 6 5 4 3 2 i 1 0 04 _ 03 _ 02 _ 01 _ _ _ _ log (1) ) 04 _ 03 _ 02 _ 01 _ _ _ _ ( ) 1 _ ( 17 16 15 14 13 12 i 11 i 10 i 9 i 8 i 7 i 6 5 4 3 2 i 1 0 i i i i i i i i age d d d d space poli pop r num chiho kikin kofu city inc ndoku ta futsu inc ave gini gappei n P e β β β β β β β β β β β β β β β β β β + + + + + + + + + + + + + + + + + + Φ = = (2) ただし， i gappei n _ ＝ 13)_{実際，神奈川県相模原市は，2007 年 3 月 11 日藤野町と城} 山町を編入合併したが，当初，城山町は2006 年 3 月に相模原市へ編入合併をした津久井町，相模湖町と同時に合併する予定であった．しかし，相模原市の保守系市長と城山町の革新系町長の合併協議が不調に終わり，城山町の住民による町長のリコールを経て合併が成立している．このような事例は， 1 協議会が合併しなかったとき 0 協議会が合併したとき

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推定手順として，まず，(1) 式では，合併協議会の協議日数 (c ) を被説明変数に用いて，市町村_i 間の合意形成に要する期間（コスト）の要因を検証する．前節で見たように合併成立と不成立の協議期間では，その差異は明らかであった．合併の成否によって，協議期間に影響を及ぼす要因も異なると思われる．そこで，合併成立と不成立地域を別のサンプルとして OLS による推定を行う．さらに，合併不成立の要因について検証するために，合併不成立を表すダミー変数 (n _gappei_i) を被説明変数に用いて，_{Logit 推定を (2) 式で推} 定する．なお，本稿で分析対象とする地域は _{1999 年に} 施行された旧合併特例法期間内に設置された合併協議会であり，_{i は合併協議会を示す．また，各} 変数とも合併協議会の構成市町村ごとに変数を再構築している．上記推定式の説明変数について述べていく．まず，_gini_i_{はジニ係数であり，海外の先行研究} や宮下・中澤 (2009) で示されている合併要因として，所得格差の影響について検証する．本稿で用いているジニ係数は，「仮に合併成立した後の新自治体における所得分布のばらつき」を指している．本稿では『市町村税課税状況等の調』(総務省自治税務局_{)の市町村別・所得階層別所得デ} ータより，各合併協議会（予想されるすべての合併自治体）におけるジニ係数を全合併協議会について算出した 14)_{．所得水準の差異が選好の差異} と繋がるならば，合併後に予想される所得分布の拡大は，合意形成への障害となると考える．次に，_{ave _}_inc_iは合併協議会地域全体の平均所得をあらわしている．平均所得（課税対象所得の平均値）は市町村レベルで所得水準の指標として一般的に用いられている変数である．ジニ係数と合わせて各地域の所得水準の高低が合併の合意形成に与える影響を検証するために変数として考慮している．全国他の地域にも存在することが予想される． 14)_{ジニ係数は，合併協議会を構成する市町村ごとの基データ} を合算し，サンプル数と同数の 900 にのぼる合併協議会それぞれについて算出している．合併協議地域のジニ係数の相違は単なる所得格差だけでなく，協議地域内の行財政基盤の差異も表す．所得水準の低い自治体は，協議会に参加している他自治体の所得水準の方が高ければ，合併後に自治体の行財政基盤の強化や，公共サービスの向上を期待すると思われる．一方で，所得水準の高い自治体は，協議地域の中で他自治体の所得水準の方が低ければ，合併が成立した場合，自地域の行財政基盤を協議相手地域ともシェアすることになり，合併をあまり好ましく思わないかもしれない．これらの所得に関する仮説をまとめると，合併協議地域のジニ係数が高く所得格差が大きければ，合併協議が難航して合併が成立しないか，成立したとしても，合併協議が長期に及ぶことが予想される．さらに，Brasington (2000b) で示唆されていたように，社会資本整備の地域差が合併不成立に影響していることから，本稿では，普通建設事業費，および，その単独事業費の合併協議地域内の差異を考慮する 15)_{．具体的には，合併協議会の} 中で，普通建設事業費，または単独事業費について，最大自治体と最小自治体の歳出格差を算出している．特に，普通建設事業費の中で単独事業費まで考慮するのは，単独事業を多く行っていた自治体は，各種社会資本について他地域との共有化を嫌って，合併に踏み切られない場合もあると考えられるからである 16)_．また，合併協議会の構成市町村のうち，平均所得が上昇する自治体数の割合を示す変数として， i city inc _ を加えている．合併協議自治体の中で，合併前の自治体の所得水準よりも，合併地域全体の所得水準の方が高くなる地域が多ければ，合併による便益を受ける地域は多いことになる．所得格差が大きくても合併協議は円滑に進むことになる． 15)_{分析データには普通建設事業費と単独事業費を用いており，} これらはフローである．社会資本整備のストックにおける地域差を見るためには，別データを構築する必要があるが，これは今後の検討課題にさせていただきたい． 16)_{ジニ係数，普通建設事業費の合併協議内格差，単独事業費} の合併協議内格差は，相関関係が高いため、実際の推定では各変数を使い分けて検証している．

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kofui は，前節での議論から各自治体の財政状況が合併協議に反映されると推測されるため，広田 (2007) でも用いられている各地域の交付税割合を変数として用いる．また，前節で検討したように，合併協議会地域における財政ストックは，合併不成立の要因になる可能性が高い．このため，合併協議各地域の財政ストックを表す変数として，標準財政規模に対する基金割合 (kikin_i) と地方債現在高割合 (chihoi) を考慮する．

前述の_{Buchanan and Tullock (1962) の合意} 形成の費用概念が適合するのかを検証するために，自治体数を _num_i_{として説明変数に加えている．} 意思決定者が多くなれば，意思決定コストは上昇する．つまり，協議に参加する自治体数が多ければ，合併成立の可能性は低くなるか，合併協議は長期に及ぶと思われる．ただし，合併協議の自治体数が多かったとしても，規模の突出している自治体が存在すれば，合併協議の中心的役割を担い，他の小規模自治体は大規模自治体の決定に追従することも考えられる．このような合併協議地域の中での力関係を検証するために，合併協議地域の全人口に占める，人口規模最大である自治体の人口割合を，_{r _}_pop_iとして説明変数に用いる．

さらに，_{Alt and Lowry (1994) や Roubini} and Sachs (1989) の研究から示唆されるように，市町村合併において各地域の政治的党派の違いが合併協議に与えるケースも考えられる．特に，協議地域の首長間で党派的差異が存在することで，合併は不成立であるか，成立したとしても長期に渡ることが推測される．これらのことを考慮するために，_poli_i_{では，合併協議に参加している首} 長間で党派的違いが一自治体でもあれば 1，同一であれば _{0 のダミー変数を説明変数に加えてい} る．なお，曽我・待鳥 (2007) では，既存政党への不信感を避けるために，_{1990 年代以降の選挙} 時に政党から応援・支持をあえて受けない無党派首長が増加してきたことを示唆している．無党派首長は無党派であることで既存党派とは異なることを明示した上で当選を果たしていることから，本稿では無党派であることを他党派と区別して一党派と見なしている．例えば，保守系市長と無党派市長は党派が異なるものとして本稿では扱い，データ構築をしている．西川_{(2002) では面積が合併インセンティブを} 醸成する上で重要あると示唆していることから，説明変数として面積_(space_i_{) を加えている．面} 積が広いほど，合併への機運は醸成されにくく，合併不成立となるか，協議期間は長期に及ぶことが予想される．また，合併へのインセンティブとして，各自治体は政令指定都市・中核市・特例市への昇格を目指して，基準人口を越えるために周辺地域と合併することが考えられる．政令指定都市などへの昇格に伴い，主に都道府県からの業務や権限が合併後の市へ移譲される．合併地域の政策担当者が業務や権限の拡大を目指す行動は，Niskanen などの官僚モデルを想定すれば，容易に検討可能である．したがって，これらの合併インセンティブを考慮して，合併後に政令指定都市，中核市，特例市に昇格を果たしている地域には，それぞれ 1，その他は _{0 のダミー変数を，seirei}_i，_chukaku_i， tokureii として加えている．町村にとって，市へ昇格することも合併する上で重要な選択であり，協議期間や合併の成否に影響を与えたと思われる．このため，上記の政令指定都市，中核市，特例市を除いたケースで，新設の市は1，その他は 0 のダミー変数として，_city_i_{も加えている．} なお，各種市への昇格ダミーは合併成立地域を対象としたデータである．合併不成立地域では，合併後に各種市に昇格することが，合併の合意形成を困難にしたことも考えられ，推定においてこのような点を考慮する必要がある．例えば，合併後に各種市へ昇格することで，合併地域は業務・権限の拡大と合わせて財政的負担を強いられることも想定できる 17)_{．協議地域が各種市へ昇格す} る規模に達していた場合，合併成立とは反対に，合併不成立地域は権限・業務の負担拡大を避けよ 17)_{脚注 11 の相模原市の事例で考えると，2010 年 4 月の政令} 指定都市への移行と同時に，神奈川県から県債償還金として約 250 億円の負担を相模原市が引き受けることで，神奈川県と相模原市の間で合意されていた．

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うとして，協議を長期化させたことも考えられる．そのため，合併不成立地域における新たな変数として，合併協議会に参加する自治体の人口規模を合計して，_{70 万人以上の場合は政令指定都市} (n_seireii) ， 30 万人以上の場合は中核市 (n_chukakui) ， 20 万人以上の場合は特例市 (n_tokureii)，3 万人以上の場合は市 (n_cityi) とみなして，ダミー変数を構築している 18)_．合併不成立地域を (1) 式で推定する際には，seirei_i，

chukakui，tokureii，cityi の代わりに，n_seireii，

n_chukakui，n_tokureii，n_cityi を変数として加え

ている．これらの変数に該当する地域で，重複するものはない．さらに，合併特例債の発行などを許可している 1999 年から施行された旧合併特例法の期限が各協議会の合意形成に影響を与えている可能性もある．総務省の『市町村合併法定協議会運営マニュアル』では，合併には 2 年程度を要するとされている．_{2004 年度末まで 2 年以内に迫った場合，} 旧合併特例法の財政措置を期待して協議期間を短縮して各地域は合併を成立させることが考えられる．宮崎 (2006a) では 1999 年の旧合併特例法期限から _{2 年前から合併している自治体ほど効} 率的自治体であることを示している．これらの議論を踏まえ，協議開始時期と合併協議期間や合併成否の関係性を見るために，推定モデルに検証可能な年度ダミーとして，_{d_01， d_02， d_03，} d_04 を加えている．特に，合併不成立地域につ いては，旧合併特例法期限が迫るにつれて期限内合併の見込みがない場合，早期に合併協議を打ち切り，他の合併協議を模索する可能性も考えられる．また，合併成立地域の推定では，合併形式を考慮する必要がある．新設合併は _{2 つ以上の自治} 体が対等関係にあり，新自治体を形成するケースであるため，ある自治体が中心となって周辺自治体を吸収する編入合併よりも，協議は長期に及ぶことが考えられる．したがって，推定するにあた 18)_{これらの変数は，合併成立地域、もしくは，合併不成立地} 域のどちらかにしか該当しないので，合併不成立の要因を検証する (2) 式の推定では，変数として加えていない．って，合併成立地域のうち新設合併を選択している地域には_{1，その他の場合は 0 としたダミー変} 数 (shinsetsu_i) を加えている 19)_．最後に，各地域の社会環境要因として _age_iには 65 歳以上人口比率を加えている． Austin (1999) などの海外の研究では，人種などの各地域の明示的な特性の違いが，合併の成否に大きな影響を与えていた．「市町村の合併に関する研究会」でも，高齢者が多い地域ほど合併に消極的であることなどが指摘されていることから，本稿でも地域特性を表す変数として年齢構成を考慮する 20)_{．なお，これまでのデータの出所や各変数の} 作成方法と記述統計量はそれぞれ，表 _{1 と表 2} で示されている． 4.2 推定結果推定結果は表 _{3 に示すとおりである．結果の} 詳細を見ていくと，まず，合併協議会内の所得格差の程度を表すジニ係数が，協議期間を被説明変数とした OLS による推定で合併成立・不成立にかかわらず，正の有意な結果を得ている．また， Logit 推定でも正の有意な結果を得ている．つまり，合併協議地域内での所得格差が大きいほど，合併成立・不成立に向けた協議日数は長期化している．さらに，合併の成否で考えれば，所得格差が大きいほど合併不成立になることを示している．ただし，各合併協議会の平均所得や合併後の所得増加自治体割合は，いずれの推定でも有意な結果は得られなかった．合併協議会の所得水準は，合併の合意形成に影響を与えていないといえる．合併協議地域内での普通建設事業費，単独事業費の格差については，合併不成立地域の協議日数を被説明変数とした OLS 推定のうち，単独事業費を用いた場合に正の有意な結果を得ている．このことは，単独事業費の協議内における差異が 19)_{協議自治体の構成を一部変更して合併するケースや，ある} 合併協議会を解散したあとに協議参加した自治体がひとつも合併しないケースなどがあり，合併不成立地域についても場合分けをする余地があると思われる．ただし，この点を考慮した推定は，本稿の分析範囲を大きく超えるため，今後の検討課題とさせていただきたい． 20)_{総務省「市町村の合併に関する研究会」による報告書『平} 成の大合併の評価・検証・分析』．

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表 1 変数の作成方法変数名単位作成方法出所合併協議日数日合併協議会設置から合併成立日，もしくは協議会解散日までの日数総務省HP「合併デジタルアーカイブ」ジニ係数係数合併協議に参加している自治体のジニ係数『市町村税課税状況等の調』平均所得万円課税対象所得_{(1999 年)/人口(1999 年)} 『市町村税課税状況等の調』，『住民基本台帳人口要覧』普通建設事業費格差％ (協議会のうち最大普通建設事業費-最小普通建設事業) /(協議会のうち最大普通建設事業費＋最小普通建設事業費)×100 『市町村別決算状況調』単独事業費格差％ (協議会のうち最大単独事業費-最小単独事業費) /(協議会のうち最大単独事業費＋最小単独事業費)×100 『市町村別決算状況調』所得増加自治体割合％合併後に平均所得が増加すると思われる自治体数 /合併協議自治体数×100 『市町村税課税状況等の調』，『住民基本台帳人口要覧』歳入に占める交付税割合％｛普通交付税＋特別交付税(1999 年)｝/総歳入(1999 年)×100 『市町村別決算状況調』基金割合％合併協議自治体の基金(1999 年)/標準財政規模(1999 年)×100 『市町村別決算状況調』地方債現在高の割合％合併協議自治体の地方債現在高(1999 年)/標準財政規模(1999 年)×100 『市町村別決算状況調』合併協議自治体数自治体数合併協議に参加している全自治体数総務省HP「合併デジタルアーカイブ」協議会における最大自治体の人口割合％協議会における最大自治体の人口 /合併協議に参加している全自治体人口×100 『住民基本台帳人口要覧』首長の党派的違いダミー合併協議に参加している全自治体の中で，首長の党派が異なる=1，その他=0 『全国首長名簿』面積 ha 合併協議に参加している全自治体の面積『全国都道府県市区町村別面積調』政令指定都市昇格ダミーダミー合併成立後、政令指定都市に昇格，もしくは，合併不成立地域は人口70 万人以上の場合=1，その他=0 総務省HP 「合併デジタルアーカイブ」中核市昇格ダミーダミー合併成立後、中核市に昇格，もしくは，合併不成立地域は人口_{30 万人以上の場合=1，その他=0} 総務省HP 「合併デジタルアーカイブ」特例市昇格ダミーダミー合併成立後、特例市に昇格=1，もしくは，合併不成立地域は人口20 万人以上の場合=1，その他=0 総務省HP 「合併デジタルアーカイブ」新設市ダミーダミー合併成立後，新設合併した市，もしくは，合併不成立地域は人口3 万人以上の場合=1，その他=0 (上記の政令指定都市，中核市，特例市と重複しないもの) 『住民基本台帳人口要覧』 2001 年度ダミー _{2001 年度協議開始=1,その他=0} 総務省_HP 2002 年度ダミー 2002 年度協議開始=1,その他=0 総務省HP 2003 年度ダミー 2003 年度協議開始=1,その他=0 総務省HP 2004 年度ダミー 2004 年度協議開始=1,その他=0 総務省HP 新設合併ダミーダミー新設合併=1,その他=0 総務省HP 65 歳以上人口比率％ 65 歳以上人口(1995)/総人口(1995)×100 『国勢調査報告』

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表 2 記述統計量変数名平均値標準偏差最小値最大値合併協議日数 537.730 242.185 46.000 1,532.000 ジニ係数 _0.337 _0.018 _0.278 _0.431 平均所得 119.416 23.105 63.399 186.982 普通建設事業費格差 56.321 26.491 0.061 98.723 単独事業費格差 _59.139 _27.102 _0.000 _98.717 所得増加自治体割合 58.900 14.508 25.000 92.857 歳入に占める交付税割合 30.617 11.493 2.020 55.713 基金割合 12.170 7.869 0.188 74.559 地方債現在高の割合 _178.124 _45.729 _49.405 _375.806 合併協議自治体数 3.538 1.900 2.000 14.000 協議会における最大自治体の人口割合 63.475 19.760 16.259 99.775 首長の党派的違い _0.324 _0.468 _0.000 _1.000 面積 36,683 31,975 1,331 296,058 政令指定都市昇格ダミー 0.010 0.100 0.000 1.000 中核市昇格ダミー _0.007 _0.081 _0.000 _1.000 特例市昇格ダミー 0.010 0.100 0.000 1.000 新設市ダミー 0.312 0.464 0.000 1.000 政令指定都市昇格ダミー_{(合併不成立地域)} _0.008 _0.088 _0.000 _1.000 中核市昇格ダミー(合併不成立地域) 0.020 0.140 0.000 1.000 特例市昇格ダミー(合併不成立地域) 0.019 0.136 0.000 1.000 新設市ダミー_{(合併不成立地域)} _0.227 _0.419 _0.000 _1.000 2001 年度協議開始ダミー 0.024 0.155 0.000 1.000 2002 年度協議開始ダミー 0.229 0.420 0.000 1.000 2003 年度協議開始ダミー 0.406 0.491 0.000 1.000 2004 年度協議開始ダミー 0.329 0.470 0.000 1.000 新設合併ダミー 0.487 0.500 0.000 1.000 65 歳以上人口比率 19.364 5.218 7.934 40.796

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大きいほど合併協議は長期に及んでいることになる．特に，自地域負担の大きい単独事業費でこのような傾向が見られることから，自地域への公共投資額の差異が地域間合意の障害になると考えられる．ただし，Logit 推定において，有意な結果は得られていないため，合併協議地域内の単独事業費の差は，ジニ係数と異なり，合併不成立を決定付ける要因ではないといえる．合併協議地域の財政状況を表す変数として用いた，協議会地域の歳入に占める交付税割合は，合併不成立地域で協議日数を被説明変数にとった場合，正の有意な結果を得ている．一方で，財政上のストックを表す標準財政規模における基金割合は有意な結果を得ていない．総務省「市町村の合併に関する研究会」で示されたような合併協議地域の基金が協議に与える影響を把握できなかったことから，変数の作り方について再考の余地があると思われる．また，合併成立地域の推定で，地方債現在高割合が高いほど協議日数が長くなる結果が得られている．合併不成立の要因を検証している_{Logit 推定でも，地方債現在高割合が有意} な結果を得ている．ただし，これらの結果は同じ被説明変数を用いていても，有意な場合とそうでない場合があるため，財政的な変数について頑健な結果と結論付けることは難しい．広田 (2007) では，歳入に占める交付税割合が高いほど，市町村合併がなされていることを示している．一方で，宮崎 (2006a) では，1999 年の旧合併特例法期限が近づくにつれて，財政上効率的自治体が合併していることが検証されている．先行研究においても，財政状況による合併の合意形成への影響について，統一的見解は存在していない．広田 (2007) で，1999 年の財政支援措置がなされた旧合併特例法期間内で，各地域の財政状況が合併成否を決する重要な要因であったと指摘している．しかし，本稿の推定結果では，各地域の財政状況が合併の成否ばかりでなく，協議期間に関しても影響を及ぼしたとは必ずしもいえない．さらに，合併協議に参加する自治体数は全推定で有意な結果は得られなかった．Buchanan and Tullock (1962) が示唆するような，意思決定者数と意思決定費用の関係は，合併協議の合意形成過程には適合しないといえる．また，協議地域内で人口最大自治体の人口割合は，協議日数を被説明変数とした OLS 推定において，合併不成立地域では有意な結果を得ていない．一方で，合併成立地域を対象とした推定では，負の有意な結果を得ている．さらに，合併不成立の検証を行っているLogit 推定でも，負の有意な結果を得ている．宮下・中澤_{(2009) では，合併協議地域の中} で人口最大自治体の人口割合が大きいほど，合併する結果を得ていた．これらの結果から，合併協議地域の中で人口の大きな自治体が存在すれば，合併協議は短期期間で済み，結果として合併が成立していると解釈できる．合併協議会を構成する自治体首長の党派の違いは，合併不成立地域に限定した場合の推定のみ，正の有意な結果を得た．複数地域間での合意形成において，首長の党派が異なる場合には合併協議は長期におよび，最終的には合併協議は決裂して終わっているといえる．他の推定では有意な結果が得られず，合併不成立地域にサンプルを絞った場合のみの結果であることを考慮すると，地域間の合意形成において，首長の党派がその成否に大きく寄与していると解釈できる．ただし，_Logit 推定では有意な結果は得られておらず，合併不成立までを決める要因とは必ずしもいえない．また，面積はどの推定においても有意な結果は得られず，西川_{(2002) で示唆されるような合} 併成立に向けた協議の醸成に関して，面積の影響は受けていないと思われる．ただし，面積同様に合併インセンティブを検証するために説明変数として加えた，合併後の各種市への昇格ダミーは，興味深い結果を得ている．まず，合併の不成立地域と成立地域では，係数の符号が反対になっている．特に，合併不成立地域では，政令指定都市，中核市，特例市のダミー変数がすべて正の有意な結果を得ている．各種市へ昇格することについて，合併成立地域では慎重に議論が行われたことが伺える．さらに，係数に着目すると，概ね上位の市になるほど，係数は大き

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くなっている．これら各種市への昇格ダミーの結果を考えると，合併不成立の場合，合併後の権限や業務拡大の可能性は，合併成立地域とは異なり，かえって協議を長期化させているといえる 21)．ただし，上述の各種市への昇格ケースを除いた新設の市になる合併協議地域では，合併の成否にかかわらず，有意な結果は得られなかった．旧合併特例法期限を考慮した協議開始に対するダミー変数は，協議日数を被説明変数として検証している OLS 推定で，合併不成立地域に限定した場合，期限である 2004 年度に近いほど係数はマイナスへと大きくなっている．合併成立地域でも，_{2003 年度から 2004 年度にかけて，係数} が負の方向に大きくなっている．また，合併不成立地域はどの年度ダミーも有意である一方で，合併成立地域では，2003 年度，2004 年度で有意となっている．つまり，合併成立・不成立にかかわらず，各協議地域では旧合併特例法期限に近づくにつれて，協議期間を短縮しているといえる．特に，合併不成立地域は，すべての年度ダミーで有意な結果を得られていることから，どの開始年度でも合併成立地域と比べて協議期間を早期に終える傾向にあると思われる．合併成否を検証している Logit 推定では， 2003 年度協議開始ダミーまですべて正の有意な結果を得ている．また，係数も 2003 年度が最も大きな値である．合併には約 _{2 年を要すること} が，総務省のマニュアルで想定されている．合併不成立の協議地域の多くは，旧特例法期限 _{2 年} 前の2003 年度から協議しているものの，結果として，合併の合意形成には至っていないことがわかる．なお，新設合併ダミーは，合併成立地域のみの推定となっており，有意な結果は得られなかった．最後に，地域特性要因として推定に用いた， 21)_{この理由として，追加的な歳出拡大や地域の大規模化によ} って行政と住民との近接性が損なわれる懸念などが考えられる．ちなみに，合併の不成立と成立地域における歳入に占める交付税割合の平均値は，それぞれ31％と 30％であり，財政面での大きな差異はなかった．推定結果の更なる解釈は，今後の課題とさせていただきたい． 65 歳以上人口比率では，合併成否に関する Logit 推定では 65 歳以上人口比率が負の有意な結果であった．ただし，総務省「市町村の合併に関する研究会」で指摘されるように，高齢者が多いほど合併不成立になるような結果は得られていない． 5. 結論と今後の課題本稿では，市町村合併の合意形成過程のうち合併不成立地域に着目し，合併の協議期間と不成立の決定要因を定量的に検証した．わが国の市町村合併の歳出削減に関する研究蓄積の豊富さに比べて，合併の決定要因に関する研究は筆者が知りうる限り広田_{(2007) ，宮下・中澤 (2009) のみで} あり，合併不成立地域の協議期間については十分に検証されていなかった．地方分権下で市町村間の合意の機会が今後増えることを想定すると，本稿は地域間の合意形成に関して新たな視点を提供できたと思われる．推定結果から得られた知見を整理すると，合併協議地域内の所得格差が大きいほど，合併協議は長期化し，合併不成立にいたっていた．また，合併不成立地域では，地域間で単独事業費に格差が存在すると，協議が長期化していた．社会資本整備における地域差も合併の合意形成に寄与していたといえる．ただし，協議地域の合併に対するインセンティブは，基金や地方債現在高などの財政状況と必ずしも関連性があるとはいえない．合併協議地域内の人口規模の違いに着目すると，協議地域の中で最大自治体の人口が大きいほど，合併協議は結果として早期に決着していることが明らかとなった．一方で，合併協議地域内の首長の党派が異なると合併協議は長期化し，最終的に合併不成立となっていた．さらに，合併不成立地域では，政令指定都市などに昇格し，都道府県などからの権限や業務の移譲が想定されることで，かえって協議は長期化していた．地域によっては国・都道府県からの権限移譲などについて慎重に検討する傾向にあることを示唆する結果と思われる．また，2004 年度末までの旧合併特例法

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表 3 推定結果

分析手法 OLS OLS OLS OLS OLS OLS

対象地域合併不成立合併不成立合併不成立合併成立合併成立合併成立変数名 (1) (2) (3) (4) (5) (6) ジニ係数 4.148 * 2.165 ** (1.69) (2.38) 平均所得 0.033 0.056 0.095 0.010 0.001 0.000 (0.16) (0.26) (0.45) (0.10) (0.01) (0.00) 普通建設事業費格差 0.002 0.000 (0.93) -(0.05) 単独事業費格差 0.003 * 0.000 (1.93) -(0.11) 所得増加自治体割合 0.000 0.001 0.000 -0.001 -0.001 -0.001 (0.16) (0.23) (0.08) -(0.74) -(0.55) -(0.53) 歳入に占める交付税割合 0.010 0.011 * 0.011 * 0.001 0.000 0.000 (1.63) (1.75) (1.85) (0.58) (0.18) (0.17) 基金割合 -0.005 -0.005 -0.005 0.002 0.002 0.002 -(0.84) -(0.87) -(0.89) (1.22) (1.10) (1.10) 地方債現在高の割合 -0.001 -0.001 -0.001 0.001 0.001 * 0.001 * -(0.82) -(0.57) -(0.77) (1.43) (1.83) (1.83) 合併協議自治体数 -0.017 -0.024 -0.032 0.013 0.014 0.014 -(0.71) -(0.92) -(1.35) (1.28) (1.27) (1.28) 協議会における最大自治体の人口割合 -0.001 0.000 0.000 -0.002 ** -0.002 * -0.002 * -(0.30) -(0.10) -(0.13) -(2.35) -(1.68) -(1.71) 首長の党派的違い 0.125 * 0.129 * 0.136 * -0.002 0.002 0.002 (1.70) (1.73) (1.84) -(0.07) (0.05) (0.06) 面積 -0.020 -0.032 -0.026 -0.009 -0.009 -0.009 -(0.43) -(0.65) -(0.55) -(0.37) -(0.39) -(0.39) 政令指定都市昇格ダミー 0.504 ** 0.489 ** 0.451 ** -0.245 * -0.218 -0.218 (2.42) (2.25) (2.16) -(1.73) -(1.56) -(1.56) 中核市昇格ダミー 0.476 *** 0.484 ** 0.476 ** -0.099 -0.061 -0.061 (2.58) (2.63) (2.60) -(1.14) -(0.70) -(0.70) 特例市昇格ダミー 0.315 * 0.301 * 0.311 * -0.304 ** -0.318 *** -0.318 ** (1.92) (1.84) (1.92) -(2.31) -(2.43) -(2.43) 新設市ダミー 0.156 0.138 0.146 0.008 0.016 0.016 (1.44) (1.30) (1.40) (0.20) (0.40) (0.41) 2001 年度協議開始ダミー -0.775 *** -0.816 *** -0.830 *** -0.153 -0.160 -0.160 -(4.08) -(4.26) -(4.33) -(0.73) -(0.76) -(0.76) 2002 年度協議開始ダミー -0.854 *** -0.888 *** -0.883 *** -0.095 -0.114 -0.114 -(5.05) -(5.20) -(5.16) -(0.73) -(0.89) -(0.89) 2003 年度協議開始ダミー -1.101 *** -1.131 *** -1.137 *** -0.190 -0.212 * -0.212 * -(6.88) -(7.02) -(7.10) -(1.48) -(1.69) -(1.69) 2004 年度協議開始ダミー -1.756 *** -1.779 *** -1.773 *** -0.591 *** -0.611 *** -0.611 *** -(9.56) -(9.67) -(9.64) -(4.57) -(4.84) -(4.83) 新設合併ダミー 0.054 0.043 0.042 (1.00) (0.74) (0.76) 65 歳以上人口比率 0.013 0.007 0.009 -0.002 -0.004 -0.004 (1.18) (0.74) (0.94) -(0.59) -(1.00) -(1.01) 定数項 5.268 *** 6.609 *** 6.344 *** 5.934 *** 6.717 *** 6.720 *** (3.79) (5.74) (5.67) (8.97) (11.36) (11.34) Adi R2 0.348 *** 0.344 *** 0.351 *** 0.396 *** 0.391 *** 0.391 *** サンプル数 299 299 299 601 601 601 注1) 丸括弧内はｔ値．なお、OLS による推定は White の一致性を持つ標準誤差を用いている．注2) ***は１％，**は 5%，*は 10%水準で有意．

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表 3 推定結果の続き

分析手法 Logit Logit Logit

対象地域全地域全地域全地域変数名 (7) (8) (9) ジニ係数 3.937 *** (3.25) 平均所得 -0.081 -0.086 -0.099 -(0.62) -(0.67) -(0.77) 普通建設事業費格差 -0.001 -(1.33) 単独事業費格差 -0.001 -(1.56) 所得増加自治体割合 -0.001 -0.001 -0.001 -(0.87) -(0.49) -(0.43) 歳入に占める交付税割合 0.004 0.001 0.002 (1.42) (0.54) (0.58) 基金割合 -0.003 -0.003 -0.003 -(1.10) -(1.16) -(1.15) 地方債現在高の割合 0.000 0.001 * 0.001 * (0.94) (1.69) (1.77) 合併協議自治体数 0.000 0.010 0.010 -(0.01) (0.75) (0.75) 協議会における最大自治体の人口割合 -0.006 *** -0.005 *** -0.005 *** -(5.09) -(3.81) -(4.02) 首長の党派的違い 0.006 0.014 0.014 (0.16) (0.37) (0.37) 面積 0.006 0.012 0.011 (0.25) (0.47) (0.45) 2001 年度協議開始ダミー 0.491 ** 0.474 * 0.471 * (1.96) (1.89) (1.88) 2002 年度協議開始ダミー 0.479 ** 0.450 * 0.440 * (2.06) (1.94) (1.90) 2003 年度協議開始ダミー 0.568 ** 0.535 ** 0.531 ** (2.45) (2.31) (2.30) 2004 年度協議開始ダミー 0.403 * 0.376 0.369 (1.73) (1.62) (1.59) 65 歳以上人口比率 -0.018 *** -0.022 *** -0.023 *** -(3.30) -(4.20) -(4.24) 定数項 -1.012 0.317 0.395 -(1.21) (0.44) (0.55) Pseudo R2 0.074 0.066 0.067 Prob.chi2 75.8 *** 69.2 *** 69.7 *** [0.000] [0.000] [0.000] サンプル数 900 900 900 注1) 丸括弧内はｔ値，[ ]内はｐ値．注2) ***は１％，**は 5%，*は 10%水準で有意．注3) Logit 推定の上段数値は限界効果を表している．

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期限と合併協議の関係性について検証したところ，合併成立・不成立にかかわらず，合併協議は短縮して合意形成を行っていた．合併不成立地域も旧合併特例法期限に合わせて協議を行っていたことがうかがえる．最後に，本稿の課題をいくつか挙げると，合併不成立地域の細分化を検討する必要があるだろう．ある合併協議会が解散しても，協議自治体の一部が新たな協議会を設置して合併協議を始める場合もある．分析手法については，1999 年から 2004 年度末の旧合併特例法期間内に協議された期間を被説明変数として本稿は検証しているが，特例法期間内のどの時点から協議が開始され，終了しいているのかについて，十分な検証がなされていない．この課題に対しては，サバイバル分析などで検証する余地があると思われる．参考文献

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（みやしたともひさ）

Reasons for Municipalities Not to Agree to A Merger Plan

Tomohisa Miyashita

This paper empirically investigates economic and political factors in municipal mergers in Japan.

First, municipalities can’t reach the agree-ment on a merger, when the income gap is large among the members in the merger coun-cil.

Second, financial support from the central government does not always motivate the mu-nicipalities to make a merger, while a consid-erable political conflict among mayors prolongs merger talks in the council.

Third, the populous municipality tends to merge with the less populated, because it can take the initiative in the council.

Contrary to the prior studies, neither the size, the number , nor the demography of mu-nicipalities is statistically significant on the probability of merging.

なぜ合併の合意形成は行われなかったのか 合併不成立地域における協議過程の検証