Keizai seicho, Fubyodo, Hinkon: Thai, Phillipine no kenbetsu panel data ni yoru keiryo bunseki (in Japanese)

Hi-Stat

Discussion Paper Series

No.48

経済成長、不平等、貧困：

タイ、フィリピンの県別パネルデータによる計量分析 栗田匡相

November 2004

Hitotsubashi University Research Unit for Statistical Analysis in Social Sciences

A 21st-Century COE Program

Institute of Economic Research Hitotsubashi University Kunitachi, Tokyo, 186-8603 Japan http://hi-stat.ier.hit-u.ac.jp/

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経済成長、不平等、貧困

∗

タ イ、フィリ ピ ン の 県 別 パ ネ ル デ ー タ に よ る 計 量 分 析

栗 田 　 匡 相

†

平 成 16 年 11 月 25 日

目 次

1 は じ め に 3 2 変 数 と デ ー タ 5 3 実 証 分 析 6

3.1 計 量 モ デ ル と 推 定 方 法 　-Dynamic Panel Data Model と System GMM- . . . 6

3.2 実 証 結 果 . . . 8 3.2.1 経 済 成 長 と 不 平 等 . . . 8 3.2.2 貧 困 緩 和 率 と 不 平 等 . . . 9 3.3 既 存 研 究 で の 定 式 化 に よ る 推 定 結 果 と の 比 較 . . . 10 4 お わ り に 12 ∗_{本 稿 を 執 筆 す る に あ た り、デ ー タ の 使 用 な ど を 含 め 、21 世 紀 COE プ ロ グ ラ ム『 社 会 科 学 の 統 計 分 析 拠 点 構} 築 』(代 表 者：齋 藤 修 一 橋 大 学 教 授)、並 び に 一 橋 大 学 経 済 研 究 所 北 村 行 伸 教 授 に は お 世 話 に なった 。こ こ で 謝 意 を 表 し た い 。ま た 、一 橋 大 学 経 済 研 究 所 黒 崎 卓 助 教 授 、東 京 大 学 経 済 学 研 究 科 澤 田 康 幸 助 教 授 、筑 波 大 学 人 文 社 会 科 学 研 究 科 川 口 大 司 専 任 講 師 、日 本 学 術 振 興 会 21 世 紀 COE 特 別 研 究 員 千 木 良 弘 朗 氏 の 4 方 に は 、論 文 執 筆 の 上 で 有 益 な コ メ ン ト を 数 多 く 頂 い た 。無 論 、本 稿 に お い て あ り 得 べ き 誤 り が あ れ ば そ れ は 筆 者 自 身 の 責 任 で あ る 。 †_{一 橋 大 学 大 学 院 経 済 学 研 究 科 博 士 課 程 　 E-mail:[email protected]}

概 要

本 稿 で は 、タ イ の 家 計 調 査 で あ る Household Socio Economic Survey と フィリ ピ ン の 家 計 調 査 で あ る Family Income and Expenditure Survey の マ イ ク ロ デ ー タ（ タ イ は 1988 年 ～2002 年 、フィリ ピ ン は 1985 年 ～2000 年 ）か ら 県 別 の パ ネ ル デ ー タ を 作 成 し 、経 済 成 長 、不 平 等 、貧 困 の 三 者 関 係 に つ い て 実 証 分 析 を お こ なった 。初 期 時 点 の 不 平 等 度 が そ の 後 の 経 済 成 長 や 貧 困 緩 和 に ど の よ う な 影 響 を 及 ぼ す の か 、と い う こ と を 明 ら か に す る た め に 、本 稿 で は 、t 期 か ら t + 1 期 に か け て の 消 費 成 長 率 、あ る い は 貧 困 緩 和 率 を 被 説 明 変 数 と し 、t 期 の 不 平 等 指 標 を 説 明 変 数 と す る モ デ ル を 採 用 し た 。既 存 研 究 と 異 な る 計 量 モ デ ル を 用 い て い る 点 や 、計 量 の 手 法 と し て System-GMM を 用 い て い る 点 、マ イ ク ロ デ ー タ か ら 県 別 の セ ミ マ ク ロ デ ー タ を 構 築 し 分 析 を 行って い る 点 、タ イ と フィリ ピ ン の 同 時 期 の デ ー タ を 用 い て 分 析 し て い る 点 な ど が 本 稿 の ユ ニ ー ク な 点 で あ る 。実 証 結 果 か ら は 、タ イ に お い て も 、フィリ ピ ン に お い て も 、初 期 時 点 の 不 平 等 は 、そ の 後 の 経 済 成 長 や 貧 困 緩 和 に 対 し て 、ネ ガ ティブ な 効 果 を 持って い る が 、そ の 影 響 の 度 合 い は 両 国 で 異 な る こ と が 明 ら か に なった 。所 得 水 準 の 低 い 地 域 に とって は 、今 後 の キャッチ アップ を 滞 り な く 成 功 さ せ る こ と は 重 要 な 政 策 課 題 だ が 、そ の た め に は 、現 時 点 や 過 去 の 時 点 に お け る そ の 地 域 内 の 不 平 等 が 高 い こ と は 大 き な 問 題 な の で あ る 。

1

は じ め に

経 済 成 長 と 不 平 等 の 関 係 は 長 ら く 開 発 経 済 学 の 主 要 な 論 点 と なって き た 。従 来 の 議 論 で は 、初 期 の 不 平 等 は 、富 裕 層 の 限 界 貯 蓄 性 向 が 、貧 困 層 の そ れ と 比 べ て 高 く な る た め 、投 資 を 促 進 す る と い う 文 脈 で 、初 期 の 経 済 発 展 段 階 に あ る 途 上 国 に とって は 、い た し か た の な い も の と し て 受 け 取 ら れ る こ と が 常 で あった 。し か し な が ら 、内 生 的 経 済 成 長 理 論 や マ ク ロ 経 済 学 の 分 野 に お け る 動 学 理 論 の 発 展 な ど に 連 れ て 、初 期 の 不 平 等 が 中・長 期 的 な 経 済 成 長 を 阻 害 す る も の で あ る と す る 理 論 や 実 証 結 果 が 現 れ る よ う に な る1_{。し か し 、Li and Zou(1998)} や Forbes(2000) が 示 す よ う に 、初 期 時 点 の 不 平 等 と そ の 後 の 経 済 成 長 に 正 の 関 係 を 提 示 す る 実 証 結 果 な ど も あ り、現 在 に お い て も 経 済 成 長 と 不 平 等 の 関 係 が 明 ら か に なって い る と は い い が た い2_。 　 こ れ ら 実 証 結 果 が 、全 く 異 な る 実 証 結 果 を 導 い て し ま う 理 由 の １ つ に 、デ ー タ の 信 頼 性 の 問 題 が 挙 げ ら れ る 。こ れ ま で 行 わ れ て き た 実 証 研 究 は 主 に ク ロ ス カ ン ト リ ー デ ー タ を 用 い た 分 析 が 多 い た め 、国 に よって は 多 時 点 に わ た る 信 頼 す べ き デ ー タ が 得 ら れ な い 事 が 多々 あ り、分 析 結 果 の 信 頼 性 に 深 刻 な 影 響 を 与 え て い た と 考 え ら れ る 。ま た 、経 済 成 長 と 不 平 等 の 関 係 が 、国 ご と に 異 な る 様々な 状 況 を 反 映 し て 、極 め て 複 雑 な 構 造 を 有 し て い る た め に 実 証 結 果 に 違 い が 見 ら れ て い る と も 考 え ら れ る 。 　 経 済 成 長 と 不 平 等 の 関 係 を 議 論 し た 中 で も 最 も 有 名 な 議 論 は い わ ゆ る「 ク ズ ネッツ の 逆 U 字 カ ー ブ 」で あ る が 、近 年 の 実 証 研 究 に よ り、必 ず し も こ の 様 な 逆 U 字 型 の 関 係 が 存 在 す る わ け で は な い こ と が 示 さ れ た 。例 え ば 、数 少 な い 信 頼 で き る ク ロ ス カ ン ト リ ー の デ ー タ セッ ト を 用 い て 行った Deininger and Squire(1998) の 分 析 に よ れ ば 、48 カ 国 の 時 系 列 デ ー タ を 用 い て 、逆 U 字 仮 説 を 検 討 し た 結 果 、全 体 の 10 ％ は 逆 U 字 型 を 示 し た が 、10 ％ は U 字 型 を 示 し 、 残 り の 80 ％ の 国々は 、経 済 成 長 と 不 平 等 と の 関 係 に 何 の 統 計 的 有 意 性 を 認 め る こ と が 出 来 な かった3_{。こ の 様 な 実 証 結 果 が 提 示 さ れ る こ と に よって 、現 在 で は ク ズ ネッツ の 逆 U 字 法 則} は 、一 般 的 な 法 則 と し て は 受 け 入 れ ら れ て は い な い 。む し ろ 実 証 研 究 か ら は 、国 ご と に 経 済 成 長 と 不 平 等 の 関 係 の 相 違 が 大 き く、経 済 水 準 が 同 レ ベ ル で あって も 経 済 成 長 に 伴って 不 平 等 が 拡 大 す る こ と も 縮 小 す る こ と も あ る こ と が 確 認 さ れ た と 言 え る 。 　 ま た 、途 上 国 に お い て は 地 域 間 で の 所 得 格 差 が 先 進 諸 国 な ど と 比 較 し て 大 き い 。都 市 部

1_{Galor and Zeira(1993), Alessina and Rodrik(1994) 等 を 参 照 さ れ た い 。}

2_{経 済 成 長 と 不 平 等 の 関 係 に つ い て 包 括 的 な ま と め を 行って い る 論 考 と し て 、Perotti(1996)，Aghion et al(1999)} や Jones(2002) な ど が あ る 。

3_{こ の ク ズ ネッツ の 逆 U 字 カ ー ブ を 巡 る 議 論 の 変 遷 に 関 し て は 、山 崎 (1998)，Ray(1998)，Fields(2000) 等 を 参} 照 さ れ た い 。

と 農 村 部 と で は 所 得 格 差 が 数 倍 ～10 倍 近 く に な る こ と も 珍 し い こ と で は な い 。こ の た め に 、 経 済 水 準 の 低 い 地 域 に とって は 、現 時 点 や 過 去 の 時 点 に お け る そ の 地 域 内 の 不 平 等 が 今 後 の 経 済 成 長 に 与 え る 影 響 が プ ラ ス か マ イ ナ ス な の か を 問 う こ と は 重 要 で あ る 。つ ま り、仮 に 現 時 点 に お け る 不 平 等 は 経 済 成 長 に マ イ ナ ス の 影 響 を も た ら す と い う 関 係 が 立 証 さ れ た の で あ れ ば 、不 平 等 度 が 大 き く、貧 し い 県 に とって は 深 刻 な 事 態 と い え よ う。そ れ ゆ え に 一 国 内 で 地 域 別 の 分 析（ セ ミ マ ク ロ レ ベ ル ）を 行 う こ と は 政 策 論 的 に も 極 め て 重 要 に なって い る の で あ る 。 　 更 に 昨 今 で は 、貧 困 削 減 と 両 立 し た 経 済 成 長 と い う Pro-poor growth の 議 論 が 盛 ん に 行 わ れ て い る 。不 平 等 の 悪 化 を 伴 う 経 済 成 長 は 、不 平 等 の 悪 化 を 伴 わ な い 経 済 成 長 よ り も 経 済 成 長 の 恩 恵 を 貧 困 層 が う け に く く な る 、と い う 研 究 も あ り（Kakwani(2000) や Ravallion and Datt(1996) な ど)、経 済 成 長 と 不 平 等 、貧 困 の 三 者 関 係 を 定 量 的 に 分 析 す る 必 要 性 が 政 策 的 な 面 か ら も 高 まって い る（Bourgouignon(2004))。し か し 、経 済 成 長 と 不 平 等 の 議 論 同 様 、ク ロ ス カ ン ト リ ー で の 分 析 で は 、比 較 可 能 な デ ー タ セット 構 築 の 困 難 さ が 考 え ら れ る こ と や 、そ も そ も の 貧 困 問 題 自 身 が 、一 国 内 の ミ ク ロ 政 策 的 な 議 論 に 対 応 し て い る こ と な ど も あ り、ク ロ ス カ ン ト リ ー 分 析 で は な く、セ ミ マ ク ロ 、サ ブ ナ ショナ ル な 分 析 が 求 め ら れ て い る (黒 崎 (2002)，Besley and Burgess(2002))。

　 そ こ で 本 稿 で は 、タ イ と フィリ ピ ン の 県 別 パ ネ ル デ ー タ を 用 い て 、経 済 成 長 、不 平 等 、貧 困 の 関 係 に つ い て 実 証 分 析 を お こ な う。本 稿 で 用 い ら れ る デ ー タ は 、タ イ と フィリ ピ ン の 統 計 局 が 定 期 的 に 行って い る 家 計 調 査 デ ー タ を も と に 作 成 さ れ た 県 別 の パ ネ ル デ ー タ で あ る 。 こ の た め 、作 成 さ れ た パ ネ ル デ ー タ は 時 系 列 的 に 欠 損 が 少 な く、完 備 パ ネ ル デ ー タ に 近 い デ ー タ セット で あ り、分 析 の 信 頼 性 も 高 い 。 　 先 行 研 究 に 比 し て 本 稿 の ユ ニ ー ク な 点 は 、タ イ と フィリ ピ ン の 同 時 期 の デ ー タ を 用 い て 2 国 間 の 比 較 を 行って い る こ と で あ る 。県 別 パ ネ ル デ ー タ を 用 い た 先 行 研 究 は 、デ ー タ の 制 約 を 緩 和 さ せ る 等 の 理 由 も あ り、昨 今 で は か な り 増 え て き た が 、こ れ ま で の 県 別 パ ネ ル デ ー タ に よ る 実 証 分 析 は 、1ヶ国 の み の デ ー タ を 用 い て 行 う こ と が 多 く、2ヶ国 の デ ー タ を 用 い て 行った 比 較 研 究 は ほ と ん ど な い4_{。し か し 、両 国 で 行 わ れ て い る 家 計 調 査 は 、設 計 や 質 問 項} 目 な ど の 点 に お い て も 類 似 性 が 高 く、比 較 が 十 分 に 可 能 で あ る と 考 え ら れ る 。ま た 、本 稿 で 扱 う 1980 年 代 後 半 か ら 2000 年 近 く に か け て の 時 期 は 、両 国 の 経 済 格 差 が 拡 大 し た 時 期 で あ る 。1980 年 代 初 頭 に は 、一 人 あ た り GDP 水 準 で 見 る と 、タ イ、フィリ ピ ン 両 国 の 間 に は 、経

4_{例 え ば 、Ravallion(1998) は 中 国 ，McKay and Pal(2004)，Ghosh and Pal(2004) 等 は イ ン ド、Partridge(1997)，} Panizza(2002) 等 は ア メ リ カ の 、そ れ ぞ れ 県 別 、州 別 パ ネ ル デ ー タ を 用 い て 分 析 を お こ なって い る 。

済 的 な 格 差 は ほ と ん ど な かった に も か か わ ら ず、1980 年 代 中 旬 か ら 徐々に そ の 格 差 が 開 き 始 め 、2000 年 に は 、2～3 倍 近 い 経 済 格 差 に 広 がって し まった 。貧 困 者 比 率 も 、タ イ が 2000 年 時 点 で 1 日 あ た り 1 ド ル（PPP 換 算 ）の 貧 困 線 以 下 の 人 口 が 2 ％ に も 満 た な い の に 対 し て 、フィ リ ピ ン で は 14.6 ％ で あ る5_{。未 だ 十 分 に 解 明 さ れ て い る と は 言 い 難 い 経 済 成 長 、不 平 等 、貧} 困 の 三 者 関 係 を 考 え る に あ たって 、こ の よ う な 2ヶ国 を 取 り 上 げ、県 別 パ ネ ル デ ー タ に よ る 実 証 結 果 を 比 較 検 討 す る 作 業 は 、議 論 の よ り 一 層 の 深 化 の た め に は 重 要 な 作 業 で あ る 。 　 ま た こ れ ま で 、経 済 成 長 、不 平 等 、貧 困 の 三 者 関 係 を 分 析 す る に は 、被 説 明 変 数 に t 期 の 貧 困 指 数 を 用 い 、説 明 変 数 に 同 じ く t 期 の 不 平 等 指 数 や 所 得 水 準 を 用 い る と い う パ ネ ル 分 析 が 多 かった 。し か し 、本 稿 で は 、過 去 や 現 時 点 の 状 況 が 、現 在 、将 来 に ど の よ う な 影 響 を 及 ぼ す の か 、と い う 点 に 焦 点 を 当 て る た め に 、た と え ば 、被 説 明 変 数 に t 期 か ら t + 1 へ の 貧 困 緩 和 率 を 用 い 、説 明 変 数 に t 期 の 貧 困 指 標 、不 平 等 度 、な ど が 入 る モ デ ル を 採 用 す る 。こ の よ う な 推 定 は 筆 者 の 知 る と こ ろ で は 未 だ 無 く、本 稿 は 、そ の 最 初 の 試 み で あ る 。 　 以 下 、第 二 節 に お い て 、分 析 に 用 い る デ ー タ の 説 明 、第 三 節 で 実 証 分 析 、第 四 節 で 議 論 の ま と め を 行 う。実 証 分 析 の 第 三 節 で は 、第 一 項 で 、計 量 モ デ ル の 解 説 と 計 量 モ デ ル の 設 定 上 、説 明 変 数 に 被 説 明 変 数 の ラ グ が 入 る と い う Dynamic Panel Data Model を 用 い て GMM 推 定 を 行 う た め 、そ れ ら の 解 説 を 行 う。次 に 第 三 節 第 二 項 で は ま ず、経 済 成 長 と 初 期 の 不 平 等 の 関 係 に つ い て 分 析 し 、つ い で 貧 困 緩 和 と 初 期 の 不 平 等 の 関 係 に つ い て そ れ ぞ れ 推 定 す る 。 さ ら に 第 三 項 で は 経 済 成 長 、不 平 等 、貧 困 の 三 者 関 係 に つ い て 、先 行 研 究 に 即 し た モ デ ル に 若 干 の 補 足 を 加 え た モ デ ル を 推 定 し た 。

2

変 数 と デ ー タ

本 項 で は 分 析 に 使 用 す る 変 数 と タ イ の Socio Economic Survey（ 以 下 SES) と フィリ ピ ン の 家 計 調 査 で あ る Family Income and Expenditure Survey（ 以 下 FIES) に つ い て 解 説 す る 。ま ず は 、 タ イ の SES に つ い て 概 観 す る 。実 証 分 析 に 用 い る SES は タ イ 国 家 統 計 局（National Statistical Office）が 行って い る 家 計 調 査 で あ る 。最 初 の 調 査 は 1957 年 に 行 わ れ て お り、以 来 数 年 間 隔 で 調 査 が 行 わ れ て き た が 、1998 年 か ら は 毎 年 調 査 が 行 わ れ る よ う に なった6_{。主 な 調 査 項 目} は 、世 帯 属 性 、世 帯 員 属 性 、世 帯 所 得 、世 帯 消 費 等 で 、そ れ ぞ れ に つ い て 詳 細 な デ ー タ が 得 ら れ 、各 年 度 ご と に 、約 10,000～20,000 世 帯 程 度 の サ ン プ ル が 収 集 さ れ る 。本 稿 で は 、こ の

5_{詳 し く は 、World Bank(2004) を 参 照 さ れ た い 。}

6_{SES の 前 身 で あ る Household Expenditure Survey は 1968 年 ま で 行 わ れ て い る 。ま た 1986 年 以 前 に は 、調 査 は} 5 年 ご と 、1986 年 以 降 は 2 年 ご と に 行 わ れ て い た 。

SES デ ー タ の 1988，1990，1992，1994，1996，1998，2000，2002 年 の 15 年 、8 時 点 分 の マ イ ク ロ デ ー タ を も と に 、県 別7_{の デ ー タ を 作 成 し た 。算 出 し た 変 数 は 、先 行 研 究 で 用 い ら れ て い る} も の に な ら い 、世 帯 消 費 額 の 県 平 均 、県 別 ジ ニ 係 数 、県 別 貧 困 者 比 率 、高 等 教 育 層 比 率 、都 市 化 比 率8_{、高 齢 者 比 率（65 歳 以 上 人 口 比 率 ）、農 業 セ ク タ ー 従 事 者 比 率 で あ る 。}

　 フィリ ピ ン の FIES は 、フィリ ピ ン 国 家 統 計 局（National Statistics Office, Republic of the Philip-pines）が 行って い る 家 計 調 査 で あ る 。最 近 で は 3 年 間 隔 で 調 査 が 行 わ れ る よ う に なって い る 。 主 な 調 査 項 目 は 、タ イ と 同 様 に 世 帯 属 性 、世 帯 員 属 性 、世 帯 所 得 、世 帯 消 費 等 が 収 集 さ れ て い る 。各 年 度 ご と に 、約 17,000～38,000 世 帯 程 度 の サ ン プ ル が 収 集 さ れ 、本 稿 で は 、こ の FIES デ ー タ の 1985，1988，1991，1994，1997，2000 年 の 16 年 、6 時 点 分 の マ イ ク ロ デ ー タ を も と に タ イ と 同 様 の 変 数 を 算 出 し た9_。 　 分 析 に 際 し て 、ロ ジ カ ル チェック、異 常 値 の 除 去 等 の 基 本 的 な デ ー タ の ク リ ー ニ ン グ を 行っ た 後 に 、所 得 分 布 で 見 た 上 下 1 ％ の サ ン プ ル を 除 外 し た 。な お 、使 用 し た デ ー タ に つ い て の 詳 細 は 、表 1 を 参 照 さ れ た い 。

3

実 証 分 析

3.1

計量モデルと推定 方法　-Dynamic Panel Data Model と System

GMM-第 三 節 で は 、経 済 成 長 と 不 平 等 の 関 係 、そ し て 貧 困 緩 和 と 不 平 等 の 関 係 に つ い て そ れ ぞ れ 推 定 す る 。経 済 成 長 と 不 平 等 の 関 係 に つ い て は 、先 行 研 究 で 用 い ら れ て い る 推 定 方 法 が Pooled OLS か Fixed effect 推 定 、あ る い は 計 量 モ デ ル の 設 定 上 、説 明 変 数 に 被 説 明 変 数 の ラ グ が 入 る と い う Dynamic Panel Data Model（ 以 下 DPD モ デ ル) を 推 定 す る た め の First-differenced GMM（ 以 下 FD-GMM) モ デ ル に よ る 分 析 が 大 半 を 占 め て い る 。し か し 、Bond et al(2001) で 述 べ ら れ て い る よ う に 、用 い ら れ る デ ー タ の 制 約 な ど に よって FD-GMM に よ る 推 定 量 に は 、 い く つ か 深 刻 な 問 題 が 生 じ る 場 合 が あ る 。こ の た め 、Blundell and Bond(1998) 等 に よって 代 替 的 に 開 発 さ れ た 推 定 方 法 が System GMM と 呼 ば れ る 推 定 法 で あ る 。本 稿 で は 、Pooled OLS や Fixed Effect に よ る 推 定 だ け で は な く、こ の System GMM に よ る 推 定 も 行って い る 。

7_{現 在 タ イ に は 76 の 県 が あ る 。}

8_{タ イ で は 、都 市 部 、衛 生 部 、農 村 部 と い う の ３ つ の 行 政 区 分 が 使 わ れ て お り、SES で も Community Type を} 聞 く 設 問 で こ の 区 分 を 採 用 し て い る 。衛 生 部 と い う 地 域 は 、基 本 的 に は 、都 市 と 農 村 の 中 間 に 位 置 す る よ う な 地 域 を 指 す。し か し そ の 内 実 は 、都 市 に 近 い も の 、農 村 に 近 い も の 、と 様々で あ る た め 、都 市 地 域 と 農 村 地 域 の よ う な 区 分 を 行 う こ と は 困 難 で あ る 。そ こ で 本 稿 で は 、衛 生 部 を 都 市 部 と し た 場 合 と 農 村 部 と し た 場 合 と の 二 つ の ケ ー ス を 考 え て 都 市 化 比 率 の 変 数 を 2 種 類 作 成 し 、分 析 を お こ なった 。結 果 は ど ち ら の 変 数 を 用 い て も 大 き な 影 響 は 見 ら れ な かった た め 、実 証 結 果 の 表 に は 衛 生 部 を 農 村 部 と し て 推 定 を 行った 結 果 の み 掲 載 し て い る 。 9_{現 在 フィリ ピ ン に は 82 の 県 が あ る 。}

　 経 済 成 長 と 不 平 等 の 議 論 に 用 い ら れ る よ り 一 般 的 な モ デ ル は 、以 下 の よ う に 叙 述 で き る 。

∆Expendituret,i= βExpendituret−1,i+ γInequalityt−1,i+ θXt−1,i+ αi+ ηt+ ²t,i (1)

こ こ で ∆Expendituret,iは 、i 県 の t − 1 か ら t 期 に お け る 成 長 率 、Expendituret−1,iは 、t − 1 期 間 に お け る 県 の 一 人 あ た り 消 費 額 の 対 数 、Inequalityt−1,iは t − 1 期 間 に お け る i 県 の 不 平 等 指 数 、Xt−1,iは 、そ の 他 の 説 明 変 数（ 教 育 指 標 、都 市 化 指 標 な ど ）と な る 。ま た β、γ、θ は そ れ ぞ れ の パ ラ メ ー タ ー ベ ク ト ル 、α_iは 県 効 果 、η_tは 期 間 効 果 、そ し て ²_t,iは 誤 差 項 と なっ て い る 。

　 し か し な が ら こ の モ デ ル は 、(2) 式 の よ う に 変 形 す る と わ か る よ う に 、

Expendituret,i= β2Expendituret−1,i+ γInequalityt−1,i+ θXt−1,i+ αi+ ηt+ ²t,i (2)

（ た だ し 、β2= β + 1）ラ グ 付 き の 被 説 明 変 数 が 説 明 変 数 の 中 に 含 ま れ て い る 。こ の よ う な モ デ ル の こ と を DPD モ デ ル と 呼 ぶ が 、DPD モ デ ル で は 、通 常 の パ ネ ル 推 定 法 で あ る Random Effect や Fixed Effect 推 定 法 で こ の モ デ ル を 推 定 す る と 、誤 差 項 と 説 明 変 数 に 含 ま れ る ラ グ 付 き の 被 説 明 変 数 と の 間 に 相 関 が 生 じ る た め に 、推 定 量 が 一 致 性 を 持 た な い こ と が 知 ら れ て い る 。こ の た め 、最 近 で は Arellano and Bond(1991）に よって 推 奨 さ れ た FD-GMM 推 定 量 が よ く 使 わ れ て い る10_。

　 し か し な が ら 、被 説 明 変 数 に 自 己 相 関 が あ る 場 合 に は 、操 作 変 数 と 説 明 変 数 と の 相 関 が 弱 く な り、下 方 バ イ ア ス が 生 じ る た め11_{、Arellano and Bover(1995) や Blundell and Bond(1998) で} は 、操 作 変 数 に 階 差 と レ ベ ル の 双 方 を 含 む System GMM を 推 奨 し て い る 。と り わ け、Blundell et al(2000) や Bond et al(2001) 等 で は 、成 長 理 論 の 実 証 研 究 に お い て 、有 効 性 や 小 標 本 特 性 な ど の 点 で System-GMM が 推 奨 さ れ て い る 。こ の た め 、本 稿 で は System GMM の 推 定 量 を 用 い 、実 証 分 析 を お こ なった 。 　 ま た 、貧 困 緩 和 と 不 平 等 の 関 係 は 主 に 、被 説 明 変 数 に t 期 の 貧 困 指 数 を 用 い 、説 明 変 数 に 同 じ く t 期 の 不 平 等 指 数 を 用 い る と い う パ ネ ル 分 析 が 多 かった 。し か し な が ら 、内 生 的 成 長 論 が 仮 定 す る よ う な 収 束 性 な ど を 念 頭 に 置 い た モ デ ル を 考 え る の で あ れ ば 、被 説 明 変 数 に 貧 困 緩 和 率 を 用 い 、説 明 変 数 に 貧 困 指 標 の ラ グ が 入 る DPD モ デ ル に よ る 推 定 が 妥 当 で あ る 。 し か し そ の よ う な 推 定 は 筆 者 の 知 る と こ ろ で は 未 だ 無 く、本 稿 で は 、そ の 推 定 を 試 み た（ 第 二 項 ）。具 体 的 に は (1) の モ デ ル の Expenditure を P overty に 置 き 換 え た ダ イ ナ ミック パ ネ ル モ デ ル を 推 定 し た 。 10_{DPD モ デ ル に つ い て は Baltagi(2001) を 参 照 さ れ た い}

∆P overtyt,i= βP overtyt−1,i+ γInequalityt−1,i+ θXt−1,i+ αi+ ηt+ ²t,i (3) （ た だ し 、P overtyt,iは 貧 困 者 比 率 の 対 数 値 で あ る ）先 に も 述 べ た が 、内 生 成 長 理 論 が 仮 定 す る よ う に 、一 人 あ た り GDP 水 準 が 長 期 均 衡 状 態 へ と 収 束 す る と い う 条 件 を 元 に 計 量 モ デ ル を 考 え る 場 合 、相 対 的 な 不 平 等 の 変 化 が 仮 に な い と す れ ば 、一 人 あ た り GDP 水 準 は 均 衡 状 態 へ と 収 束 し て い く た め に 上 昇 す る 。そ れ ゆ え に 、貧 困 指 標 は 、一 人 当 た り GDP 水 準 の 上 昇 に よって 、定 義 上 改 善 す る は ず で あ る 。そ れ ゆ え に (1) 式 の モ デ ル の 被 説 明 変 数 で あ る 成 長 率 を 貧 困 緩 和 率 に 置 き 換 え た 分 析 を 行 う こ と に よって 、不 平 等 が 貧 困 緩 和 に 与 え る 影 響 に つ い て 明 示 的 に 分 析 す る こ と が 出 来 る 。

3.2

実 証 結 果

3.2.1 経 済 成 長 と 不 平 等 表 2 は 、経 済 成 へ の 不 平 等 の 影 響 に 焦 点 を 当 て た モ デ ル (1) 式 の 推 定 結 果 を ま と め た も の で あ る 。な お 、推 定 に あ た り、年 ダ ミ ー や そ の 他 の 説 明 変 数 を 採 用 し て い な い 基 本 モ デ ル 、 年 ダ ミ ー に よ る 調 整 を 行った モ デ ル 、そ し て 全 て の 説 明 変 数 に よって コ ン ト ロ ー ル し た モ デ ル 、と 3 つ の モ デ ル に よ る 推 定 を 行 い 、そ の 結 果 を 表 に ま と め た 。ま た 、System-GMM の 他 に も 先 行 研 究 で よ く 用 い ら れ る Pooled OLS、Fixed Effect 推 定 法 を 用 い 、3 つ の 推 定 方 法 を 用 い て 比 較 を 行って い る 。ま た 、本 稿 で は 経 済 成 長 の 代 理 変 数 と し て 、世 帯 消 費 の 成 長 率 を 用 い て い る 。こ れ は 、通 常 の 家 計 調 査 な ど に お い て 、所 得 よ り も 消 費 の 方 が 家 計 の 経 済 水 準 を 示 す 信 頼 度 の 高 い 変 数 で あ る こ と 、ま た テ ン ポ ラ リ ー な ショック に 所 得 ほ ど 影 響 を 受 け な い 変 数 で あ る こ と な ど に よ る12_。 　 ま ず 表 2-1 に あ る タ イ の 実 証 結 果 だ が 、コ ン ト ロ ー ル を 施 し て い な い 基 本 モ デ ル の System-GMM 推 定 を 除 い た 全 て の モ デ ル 、推 定 方 法 で 、消 費 の 成 長 率 と 初 期 の 不 平 等 の 関 係 は マ イ ナ ス に 有 意 と なった 。係 数 の 大 き さ に つ い て は 、推 奨 さ れ る 推 定 方 法 で あ る System-GMM に お い て 、年 ダ ミ ー モ デ ル 、コ ン ト ロ ー ル モ デ ル の 双 方 で は 、係 数 の 大 き さ に そ れ ほ ど 大 き な 変 化 は な い が 、コ ン ト ロ ー ル を 施 し て い な い 基 本 モ デ ル と の 間 で 不 平 等 の 係 数 が 大 き く 異 な る 。こ れ は 年 ダ ミ ー や コ ン ト ロ ー ル し た 変 数 の 影 響 が 大 き い た め 、基 本 モ デ ル に お い て 不 平 等 指 標 の 係 数 、有 意 性 な ど に 影 響 が 及 ん だ も の と 考 え ら れ る 。ま た 、Pooled OLS、Fixed Effect 法 に よ る 推 定 結 果 と System-GMM 推 定 結 果 の 推 定 パ ラ メ ー タ の 大 き さ に は 数 倍 の 開 き 12_{詳 し く は 黒 崎 (2003)，Deaton(1997) な ど を 参 照 さ れ た い 。}

が あ る 。一 般 に DPD モ デ ル の 推 定 に お い て 、Pooled OLS や Fixed Effect に よ る 推 定 に は バ イ ア ス が 生 じ る こ と か ら 、3 者 の 推 定 方 法 に よ る 違 い は Pooled OLS か Fixed Effect の バ イ ア ス を 表 し て い る 可 能 性 が 指 摘 で き る 。あ る い は デ ー タ の 小 標 本 特 性 が System-GMM の 結 果 に 影 響 を 与 え て い る 可 能 性 は あ る 。し か し 、全 体 を 通 し て 少 な く と も 経 済 成 長 と 不 平 等 と い う 両 者 の 間 に は 負 の 関 係 が 存 在 し て い る こ と が 立 証 さ れ て い る 。

　 ま た 、表 2-2 の フィリ ピ ン の 結 果 か ら も 、Pooled OLS と Fixed Effect 法 に よ る 推 定 結 果 で は 、 タ イ と 同 様 に 経 済 成 長 と 不 平 等 の 両 者 間 に は 負 の 関 係 を 指 摘 で き る 結 果 が 得 ら れ た 。し か し 、System-GMM に よ る 推 定 結 果 は 、コ ン ト ロ ー ル な し 、年 ダ ミ ー を 用 い た モ デ ル 、す べ て を コ ン ト ロ ー ル し た モ デ ル と の 間 で 、係 数 の 大 き さ や 符 号 条 件 が 異 な り、過 剰 識 別 の 問 題 や 小 標 本 特 性 の 問 題 が 影 響 し て い る と 思 わ れ る 。し か し 、Pooled OLS や Fixed Effect に 関 し て は 符 号 条 件 、有 意 水 準 、係 数 の 大 き さ な ど で 3 つ の モ デ ル に 大 き な 違 い は 見 ら れ な かった13_。 　 こ れ ら 実 証 結 果 か ら 、タ イ、フィリ ピ ン 両 国 に お い て 1980 年 代 後 半 か ら 2000 年 に か け て の 期 間 で は 、県 の 消 費 成 長 率 と 初 期 の 不 平 等 に は 、負 の 相 関 が 認 め ら れ よ う14_{。主 に 国 別 の パ} ネ ル デ ー タ に よって 分 析 し て い る 先 行 研 究 で は 経 済 成 長 と 初 期 の 不 平 等 の 関 係 に つ い て 議 論 が 割 れ る こ と が 多 い15_{。し か し 、本 稿 で の 実 証 結 果 や 、本 稿 の 分 析 と ほ ぼ 同 様 の 手 法 で ア} メ リ カ の 県 別 パ ネ ル デ ー タ を 用 い て GMM 推 定 を 行った Panizza(2002) 等 で は 、初 期 の 不 平 等 が そ の 後 の 経 済 成 長 に マ イ ナ ス の 影 響 を も た ら す と い う 負 の 相 関 関 係 を 支 持 す る も の が 多 い こ と か ら 、デ ー タ の 比 較 可 能 性 や 国 ご と に 異 な る 発 展 段 階 な ど を 正 確 に コ ン ト ロ ー ル 出 来 な い な ど の 問 題 が 、経 済 成 長 と 初 期 の 不 平 等 の 関 係 を 議 論 す る 際 に は 大 き い と 思 わ れ る 。 ま た 、こ の よ う な 結 果 が 提 示 さ れ た と い う こ と は 、現 時 点 で 不 平 等 度 の 高 い 県 は 、そ の よ う な 状 況 に な い そ の 他 の 県 に 比 べ て 、今 後 の 成 長 が 相 対 的 に 鈍 化 す る 可 能 性 が 高 い こ と を 示 し て い る 。 3.2.2 貧 困 緩 和 率 と 不 平 等 表 3 は 、貧 困 緩 和 率 へ の 不 平 等 の 影 響 に 焦 点 を 当 て た モ デ ル (3) 式 の 推 定 結 果 を ま と め た も の で あ る16_{。被 説 明 変 数 の ラ グ に あ た る 貧 困 指 標 の 係 数 は 全 て マ イ ナ ス と なって い る 。1 期} 13_{な お 、先 行 研 究 で の 表 記 を も と に 作 表 を 行った た め 表 に 掲 載 は し て い な い が 、フィリ ピ ン の ケ ー ス で は 個 別} 効 果 が ラ ン ダ ム で あ る 可 能 性 が 高 い た め Random Effect に よ る 推 定 も 別 途 行った 。結 果 は 符 号 条 件 、有 意 水 準 、 係 数 の 大 き さ な ど で Fixed Effect と 大 差 な い 結 果 が 得 ら れ た 。 14_{な お 、不 平 等 指 標 を ジ ニ 係 数 だ け で は な く、対 数 分 散 や タ イ ル 指 数 な ど の 指 標 に 変 え て 推 定 を 行って も 符 号} 条 件 、有 意 水 準 な ど に 関 し て 同 様 の 結 果 が 得 ら れ た 。

15_{Li and Zou(1998) や Forbes(2000) は 経 済 成 長 と 初 期 の 不 平 等 に 正 の 相 関 を 提 示 し て い る 。し か し 、同 じ デ ー} タ を 用 い た 分 析 で 負 の 関 係 を 指 示 す る 実 証 結 果 も あ る

前 の 貧 困 指 標 が 高 け れ ば 高 い ほ ど（ つ ま り は 貧 し い ほ ど ）、収 束 性 の 議 論 に よ れ ば 、貧 困 緩 和 率 も 高 く な る（ つ ま り は 経 済 成 長 す る ）は ず で あ り、実 証 結 果 は こ れ を 支 持 し て い る 。ま た 、初 期 の 不 平 等 指 標 の 係 数 は タ イ で は 、有 意 な 効 果 を 持 ち 得 て い な い 。一 方 、フィリ ピ ン の「 全 て の 説 明 変 数 に よって コ ン ト ロ ー ル さ れ た モ デ ル 」で は 推 定 方 法 の 別 な く 不 平 等 指 標 が 正 に 有 意 な 効 果（ つ ま り は 貧 困 指 標 の 改 善 に 対 し て 初 期 の 不 平 等 が マ イ ナ ス の 効 果 を 持 つ ）を 持 ち 得 て い る 。し か し 係 数 の 大 き さ を み る と 、Pooled OLS、Fixed Effect 法 に よ る 推 定 結 果 と System-GMM の 結 果 に は 数 倍 の 開 き が あ る 。や は り こ こ で も 推 定 方 法 の 違 い に よ る バ イ ア ス が 生 じ て い る 可 能 性 が あ る 。ま た System-GMM 法 に よ る 推 定 結 果 を 見 る と 、Sargan テ ス ト の 結 果 か ら 、操 作 変 数 を 過 剰 識 別 し て い る 可 能 性 を 棄 却 で き て い な い17_{。こ の た め 、} 本 稿 の 結 果 か ら は 、初 期 の 不 平 等 が 高 い ほ ど 、そ の 後 の 貧 困 指 標 の 改 善 に 悪 影 響 を 及 ぼ す と い う ネ ガ ティブ な 関 係 を ロ バ ス ト に 確 認 す る こ と は 両 国 で 出 来 な かった 。し か し 、フィリ ピ ン に お い て は 初 期 時 点 の 不 平 等 が 貧 困 緩 和 へ 悪 影 響 を も た ら す 傾 向 が タ イ よ り も よ り 明 瞭 に 見 ら れ た と い え る 。

3.3

既 存 研 究 で の 定 式 化 に よ る 推 定 結 果 と の 比 較

　 表 4 は 、経 済 成 長 、不 平 等 、貧 困 の 三 者 関 係 を 、Besley and Burgess(2002) の モ デ ル に な ら い 、推 定 し た も の で あ る 。モ デ ル は 以 下 の よ う に なって い る 。

P overtyt,i= βExpendituret,i+ γInequalityt,i+ θXt−1,i+ αi+ ηt+ ²t,i (4)

Besley and Burgess(2002) で は 、こ の モ デ ル を 用 い ク ロ ス カ ン ト リ ー の 分 析 を 行って い る が 、 Sawada(2004) で は 、フィリ ピ ン の FIES デ ー タ か ら 県 別 パ ネ ル デ ー タ を 作 成 し 、分 析 を 行って い る 。よって 本 項 で の 分 析 は 、フィリ ピ ン に 関 し て は Sawada(2004) の 手 法 を 再 現 し た も の で あ り、タ イ の 分 析 に 関 し て も 、Sawada(2004) の 手 法 に 従って 分 析 を お こ なって い る18_。Sawada (2004) と 本 稿 の 分 析 が 異 な る 点 は 、前 者 が 県 別 の 価 格 デ ー タ か ら 県 別 購 買 力 平 価 を 推 定 す る こ と で 一 人 一 日 一 ド ル の 国 際 貧 困 線 に 基 づ い た 貧 困 指 標 を 用 い て い る の に 対 し 、本 稿 で は 、 National Statistical Coordination Board(NSCB) が 公 表 し て い る フィリ ピ ン の 公 式 の 貧 困 線 に 基 づ い て い る 点 に あ る 。前 者 の 分 析 は 、ミ レ ニ ア ム 開 発 目 標 の 特 に 第 一 目 標 を ベ ン チ マ ー ク と し て フィリ ピ ン の 貧 困 削 減 を 評 価 す る 際 に は 適 切 で あ る と 考 え ら れ る 一 方 、後 者 は 、フィ 17_{な お 、貧 困 者 比 率 の み な ら ず、貧 困 ギャップ 指 数 、貧 困 2 乗 ギャップ 指 数 な ど で 推 定 を し な お し て も 同 様 の 結} 果 が 得 ら れ た 。 18_{し か し な が ら 、Sawada(2004) と 本 項 の 分 析 と で は 用 い て い る 貧 困 線 が 異 な る た め 、回 帰 係 数 の 大 き さ な ど} は 異 な る 。

リ ピ ン に 特 定 的 な 貧 困 の 問 題 を よ り 強 く 反 映 し た 分 析 で あ る と 言 う こ と が い え る 。 　 分 析 で は 、前 項 ま で と 同 様 に 、経 済 成 長 、不 平 等 指 標 、貧 困 指 標 の み の 基 本 モ デ ル 、年 ダ ミ ー に よ る 調 整 を 行った モ デ ル 、そ し て 全 て の 説 明 変 数 を 含 め た モ デ ル 、と 3 つ の モ デ ル に よ る 推 定 を 行った 。 　 本 稿 で は ま た 、同 時 点 の レ ベ ル に よ る 分 析 だ け で は な く、そ れ ぞ れ を 変 化 率 の 形 に な お し た 推 定 も 行った（ 表 5）。

∆P overtyt,i= β∆Expendituret,i+ γ∆Inequalityt,i+ ηt+ ²t,i (5)

し か し 、こ れ ら の モ デ ル の 推 定 結 果 は 、不 平 等 指 標 や 貧 困 指 標 の 定 義 に よ る 影 響 が 大 き い と 思 わ れ る 。本 稿 で 用 い て い る 消 費 水 準 、不 平 等 指 標 、貧 困 指 標 の 3 つ の 変 数 は 、そ れ ぞ れ が あ る t 時 点 に お け る 同 一 の 消 費 分 布 か ら の 統 計 量 と なって い る 点 に 注 意 が 必 要 で あ る 。 つ ま り 通 常 不 平 等 指 標 の 悪 化（ 不 平 等 の 拡 大 ）は 、指 標 の 定 義 上 、貧 困 指 標 の 悪 化 を 伴 う こ と が ほ と ん ど で あ り、同 時 点 の 変 数 の み を も ち い た 分 析 で は 、そ の 状 況 変 化 そ の も の の 関 係 を 示 す だ け で あ り、定 義 上 不 平 等 指 数 と 貧 困 指 標 に は あ ら か じ め ネ ガ ティブ な 関 係 が 想 定 さ れ て い る よ う な も の で あ る 。同 様 に 、所 得 水 準 の 改 善 は 、指 標 の 定 義 上 、貧 困 指 標 の 改 善 を 伴 う こ と が ほ と ん ど で あ り、同 時 点 の 変 数 の み を 用 い た 分 析 で は 、や は り 状 況 変 化 そ の も の の 関 係 を 示 す だ け で あ り、定 義 上 ポ ジ ティブ な 関 係 が 想 定 さ れ て い る 。同 時 期 の 変 数 の み を 用 い た モ デ ル に は 定 義 上 の 問 題 が 存 在 し て い る と 考 え ら れ る た め 、第 三 節 第 二 項 の 実 証 結 果 で は 、タ イ に お い て は 貧 困 緩 和 と 初 期 の 不 平 等 の 関 係 に 有 意 な 関 係 を 認 め る こ と が 出 来 な かった が 、本 項 の 分 析 で は 負 に 有 意 と なって お り、同 時 点 に お け る 分 析 で は 負 の 関 係 が 認 め ら れ て い る 。し か し 、こ の 違 い は 、不 平 等 指 標 や 貧 困 指 標 の 定 義 そ の も の の 影 響 を 受 け て し ま う こ と に よ る 影 響 が 大 き い と 思 わ れ る 。同 時 期 の 変 数 の み を 用 い た モ デ ル は 定 義 上 の 問 題 ゆ え に 貧 困 指 標 と 不 平 等 指 標 の 関 係 を 過 剰 に 推 定 し て い る 可 能 性 が 高 い の で あ る 。 　 そ こ で 、定 義 上 の 問 題 を 考 慮 し て t 期 に お け る 貧 困 指 標 を 、t − 1 期 の 不 平 等 指 標 や 一 人 当 た り 消 費 水 準 で 説 明 す る 等 の 推 定 も 行った（ 表 6）。

P overtyt,i= βExpendituret−1,i+ γInequalityt−1,i+ θXt−1,i+ αi+ ηt+ ²t,i (6)

こ の 推 定 の 目 的 は 、被 説 明 変 数 と 説 明 変 数 の 時 点 が 異 な る 分 析 と 同 時 点 の 変 数 を 用 い た 先 行 研 究 と を 比 較 す る こ と に よって 、不 平 等 指 標 が も た ら す 貧 困 指 標 へ の 影 響 の 違 い を 議 論 す る た め だ が 、推 定 の 結 果 は 両 国 と も い ず れ の モ デ ル を 用 い て も 、貧 困 指 標 と 消 費 水 準 の 関 係 は 正 に 有 意 、貧 困 指 標 と 不 平 等 指 標 と の 関 係 は 負 に 有 意 と なった 。さ ら に コ ン ト ロ ー

ル の 有 無 に よ る 係 数 の 大 き さ の 変 化 も ほ と ん ど な く、ロ バ ス ト な 結 果 が 得 ら れ た と い え よ う。こ れ は 先 行 研 究 と 同 様 な 結 果 が 本 稿 の 分 析 結 果 か ら も 得 ら れ た こ と を 示 す。し か し よ り 注 目 す べ き は 表 4 と の 違 い で あ る 。同 時 期 の モ デ ル（ 表 4）と 、1 期 前 の ラ グ を 用 い た モ デ ル （ 表 6）と で は 、係 数 の 大 き さ が 1 期 前 の ラ グ を 用 い た も の の 方 が 小 さ く なって い る こ と な ど か ら 、変 数 の 定 義 に よ る 影 響 が 伺 え る 。

4

お わ り に

本 稿 で は 、ま ず 経 済 成 長 と 不 平 等 の 関 係 に つ い て 、タ イ と フィリ ピ ン の 県 別 パ ネ ル デ ー タ を 用 い て 推 定 を 行った 。こ の 推 定 は 、先 行 研 究 に お い て 両 者 間 に は ど の よ う な 関 係 が あ る の か に つ い て 未 だ に 結 論 が で て い な い こ と な ど か ら 、そ れ を 検 討 す る 作 業 で あ る と い え る 。既 存 研 究 と は 異 な る 定 式 化 、お よ び 推 定 方 法 に も と づ く 本 稿 で の 結 果 は 、経 済 成 長 と 不 平 等 に は ネ ガ ティブ な 関 係 が 観 察 さ れ 、初 期 の 不 平 等 が 高 い 県 は そ の 後 の 経 済 成 長 を 鈍 化 さ せ る 可 能 性 が 高 い こ と を 示 し て い る 。 　 次 に 貧 困 緩 和 率 を 被 説 明 変 数 と し た DPD モ デ ル に よ る 推 定 を お こ なった 。こ の 推 定 方 法 に よ る 貧 困 緩 和 率 の 分 析 が 未 だ な い た め に 、初 期 時 点 の 不 平 等 が 貧 困 緩 和 に 与 え る 状 況 が 未 だ に 明 ら か に なって お ら ず、そ れ を 解 明 す る こ と が こ の 推 定 の 目 的 で あった 。結 果 は 、貧 困 緩 和 に 対 す る 初 期 の 不 平 等 の 影 響 は 、フィリ ピ ン で は プ ラ ス（ つ ま り 貧 困 指 標 の 改 善 に マ イ ナ ス の 影 響 ）、タ イ で は 有 意 な 影 響 が 観 察 さ れ な い と い う も の で あった 。こ れ は 、国 の 違 い に よって 、初 期 時 点 の 不 平 等 度 が 貧 困 緩 和 に 与 え る 影 響 が 異 な る こ と を 示 し て い る 。 　 最 後 に 、貧 困 指 標 を 被 説 明 変 数 と し 、消 費 水 準 、不 平 等 指 標 を 説 明 変 数 と し た 定 式 化 に 基 づ き パ ネ ル 分 析 を 3 つ の モ デ ル で お こ なった 。結 果 は 、ど の モ デ ル に お い て も 先 行 研 究 で 言 及 さ れ て い る よ う な 関 係 性 、つ ま り は 貧 困 緩 和 と 経 済 成 長 は 正 の 関 係 、貧 困 緩 和 と 不 平 等 は 負 の 関 係 が 示 さ れ た 。し か し 、ラ グ つ き 説 明 変 数 を 用 い た モ デ ル の 係 数 が 、被 説 明 変 数 と 同 時 期 の 説 明 変 数 を 用 い た モ デ ル よ り も 小 さ かった こ と な ど か ら 、先 行 研 究 の 結 果 な ど で は 定 義 上 の バ イ ア ス が 生 じ て い る 可 能 性 が 示 唆 で き た 。と は い え 、3 者 間 の 同 時 点 に お け る 関 係 性 は ロ バ ス ト に 示 さ れ た と い え よ う。 　 以 上 の 結 果 を ふ ま え る と 、タ イ に お い て も 、フィリ ピ ン に お い て も 、初 期 時 点 の 不 平 等 は 、 そ の 後 の 経 済 成 長 や 貧 困 緩 和 に 対 し て 、ネ ガ ティブ な 効 果 を 持った 可 能 性 が 高 い こ と が 指 摘 で き る 。本 稿 の 導 入 部 分 に お い て 提 示 し た よ う に 、途 上 国 に お い て は 地 域 間 で の 所 得 格 差

が 先 進 諸 国 な ど と 比 較 し て 大 き い 。経 済 水 準 の 低 い 地 域 に とって は 、今 後 の キャッチ アップ を 滞 り な く 成 功 さ せ る こ と は 重 要 な 政 策 課 題 だ が 、そ の た め に は 、現 時 点 や 過 去 の 時 点 に お け る そ の 地 域 内 の 不 平 等 が 高 い こ と は 大 き な 問 題 な の で あ る 。と り わ け、初 期 の 不 平 等 が 経 済 成 長 の み な ら ず、貧 困 緩 和 に ま で 悪 影 響 を 及 ぼ す 度 合 い が フィリ ピ ン に お い て よ り 明 瞭 に 観 察 さ れ た と い う 結 果 は 、1980 年 代 初 頭 に タ イ と フィリ ピ ン の 経 済 水 準 は 同 程 度 だった が 現 在 で は 2～3 倍 程 度 の 格 差 が あ り、貧 困 指 標 の パ フォー マ ン ス が 著 し く 異 な る と い う 事 実 と 整 合 的 で あ る 。ミ レ ニ ア ム 開 発 目 標 が 国 連 に お い て 採 択 さ れ 、今 後 の 開 発 政 策 の 策 定 に お い て 貧 困 緩 和 に よ り 一 層 の ウェイ ト が 高 ま る 中 で 、こ の よ う な 分 析 を 他 国 や 他 期 間 で 、さ ら に 行 う こ と は 意 義 深 い と 考 え ら れ る 。 　 最 後 に 本 稿 の 課 題 に つ い て 記 し て お く。経 済 成 長 と 不 平 等 、貧 困 の 三 者 関 係 に つ い て は 、 同 時 点 で の 関 係 だ け で は な く、例 え ば 、t − 1 期 か ら t 期 に か け て の 消 費 成 長 率 を 被 説 明 変 数 と し 、t − 1 期 の 不 平 等 指 標 、貧 困 指 標 を 説 明 変 数 と す る モ デ ル も 、本 稿 第 3 節 第 1 項 な ど の モ デ ル を 援 用 し て 行 う こ と は 可 能 で あ る 。 　 ま た 、貧 困 緩 和 率 に 与 え る 初 期 時 点 の 不 平 等 の 影 響 は タ イ と フィリ ピ ン と で は 異 な る 可 能 性 が 高 い こ と を 示 し た が 、そ の 理 由 に つ い て 、よ り 一 層 の 考 察 が 必 要 で あ る こ と は い う ま で も な い 。し か し こ れ に は タ イ や フィリ ピ ン の 歴 史 的 、制 度 的 な 側 面 に つ い て の 議 論 が 必 要 で あ り、そ れ は 本 稿 で の 議 論 の 射 程 を 超 え で る も の で あ る た め 、別 稿 に 議 論 を 譲 る こ と に す る 。

参 考 文 献

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表 1-1 基本統計量（タイ）

変数名 標本数 平均値 標準偏差 最小値 最大値 Education Urban Agriculture Over 65 Gini Expend Poverty Dif Pov Dif Exp

Education （高等教育層比率） 599 0.0748 0.0488 0.0018 0.3566 Education 1 Urban （都市化比率） 599 0.8772 0.1427 0 1 Urban -0.658 1 Agriculture （農業セクター従事者比率） 599 0.5372 0.1976 0.0074 0.9608 Agriculture -0.575 0.601 1 Over 65 （高齢者比率） 599 0.1543 0.0563 0 0.3424 Over 65 -0.124 0.131 -0.186 1 Inequality （ジニ係数） 599 0.3320 0.0442 0.2243 0.4701 Inequality 0.056 0.090 0.152 -0.136 1 Expenditure （世帯消費平均） 599 8.2910 0.2873 7.6595 9.1915 Expenditure 0.603 -0.544 -0.714 0.092 -0.063 1 Poverty （貧困者比率） 590 -2.2369 1.2131 -7.5236 -0.3294 Poverty -0.523 0.522 0.739 -0.179 0.337 -0.787 1

Dif Pov （貧困者比率の変化率） 508 -0.2553 0.7585 -3.7485 3.1989 Dif Pov 0.055 -0.015 0.005 -0.065 -0.042 0.086 -0.260 1

Dif Exp （消費の成長率） 523 -0.0500 0.1888 -0.7035 0.6330 Dif Exp 0.195 -0.107 -0.139 0.104 0.153 0.438 -0.233 0.386 1

表 1-2 基本統計量（フィリピン）

変数名 標本数 平均値 標準偏差 最小値 最大値 Education Urban Agriculture Over 65 Gini Expend Poverty Dif Pov Dif Exp

Education （高等教育層比率） 471 0.1522 0.0690 0.0138 0.4055 Education 1 Urban （都市化比率） 471 0.6509 0.2241 0 1 Urban -0.693 1 Agriculture （農業セクター従事者比率） 471 0.5163 0.1959 0.0021 0.8529 Agriculture -0.709 0.838 1 Over 65 （高齢者比率） 471 0.1304 0.0558 0 0.3538 Over 65 -0.100 0.165 -0.002 1 Inequality （ジニ係数） 471 0.3371 0.0459 0.1742 0.5207 Inequality -0.001 0.111 0.025 0.182 1 Expenditure （世帯消費平均） 471 10.7188 0.5853 9.2562 12.1933 Expenditure 0.566 -0.579 -0.514 0.002 0.052 1 Poverty （貧困者比率） 471 -0.9292 0.7069 -3.9682 -0.1335 Poverty -0.718 0.770 0.759 0.057 0.245 -0.650 1

Dif Pov （貧困者比率の変化率） 389 -0.0493 0.2833 -1.3893 1.3825 Dif Pov -0.122 0.240 0.209 -0.054 0.030 0.037 -0.011 1

表 2-1 経済成長と不平等の推計結果（タイ）

Dependent variable: Dif Expenditure（消費の成長率）

No Control（基本モデル）

係数 標準誤差 ｔ値 係数 標準誤差 ｔ値 係数 標準誤差 ｔ値

Expenditure -0.2866 0.0274 -10.46 Expenditure -0.7025 0.0346 -20.31 Expenditure -0.5754 0.0861 -6.68

Inequality -0.8215 0.1691 -4.86 Inequality -0.3203 0.1740 -1.84 Inequality 0.5615 0.5571 1.01

全標本数 523 F テスト F(2,445)=224.22 Sargan テスト chi2(26)=45.96 F テスト F(2,520)=65.34 Prob>F=0.000 Prob>z=0.009 Prob>F=0.000 F テスト 個別効果 F(75,445)=3.84 A-B テスト 1st z=-6.41 Pr>z=0.000 決定係数=0.2118 Prob>F=0.000 A-B テスト 2st z=-0.76 Pr>z=0.447

Year Effect（年ダミーモデル）

係数 標準誤差 ｔ値 係数 標準誤差 ｔ値 係数 標準誤差 ｔ値

Expenditure -0.2436 0.0314 -7.76 Expenditure -0.7709 0.0412 -18.72 Expenditure -0.3399 0.0508 -6.69

Inequality -0.9634 0.1762 -5.47 Inequality -0.4722 0.1737 -2.72 Inequality -2.1560 0.9196 -2.34

全標本数 523 F テスト F(7,440)=79.61 Sargan テスト chi2(26)=32.57

F テスト F(7,515)=32.73 Prob>F=0.000 Prob>z=0.038

Prob>F=0.000 F テスト 個別効果 F(75,440)=3.87 A-B テスト 1st z=-8.23 Pr>z=0.000

決定係数=0.2968 Prob>F=0.000 A-B テスト 2st z=-0.03 Pr>z=0.975

Controls and Year Effect（全てをコントロール）

係数 標準誤差 ｔ値 係数 標準誤差 ｔ値 係数 標準誤差 ｔ値

Expenditure -0.4589 0.0504 -9.11 Expenditure -0.7863 0.0458 -17.17 Expenditure -0.3955 0.0896 -4.41

Inequality -0.8928 0.1772 -5.04 Inequality -0.4953 0.1765 -2.81 Inequality -2.0032 1.0207 -1.96

Education 0.3617 0.2444 1.48 Education -0.1458 0.2483 -0.59 Education -1.8717 0.9456 -1.98

Urban -0.0122 0.0659 -0.19 Urban 0.1687 0.1413 1.19 Urban -0.6527 0.4934 -1.32

Agriculture -0.3287 0.0643 -5.11 Agriculture -0.2145 0.0834 -2.57 Agriculture -0.4974 0.2891 -1.72

Over 65 -0.2207 0.1447 -1.52 Over 65 -0.2029 0.1559 -1.30 Over 65 -0.9923 0.6967 -1.42

全標本数 523 F テスト F(11,436)=51.72 Sargan テスト chi2(26)=40.73

F テスト F(11,511)=26.77 Prob>F=0.000 Prob>z=0.033

Prob>F=0.000 F テスト 個別効果 F(75,436)=3.07 A-B テスト 1st z=-7.63 Pr>z=0.000

決定係数=0.3629 Prob>F=0.000 A-B テスト 2st z=-0.01 Pr>z=0.991

Pooled OLS Fixed Effect System-GMM

Pooled OLS Fixed Effect System-GMM

表 2-2 経済成長と不平等の推計結果（フィリピン）

Dependent variable: Dif Expenditure

No Control（基本モデル）

係数 標準誤差 ｔ値 係数 標準誤差 ｔ値 係数 標準誤差 ｔ値

Expenditure -0.0613 0.0167 -3.66 Expenditure -0.0580 0.0199 -2.91 Expenditure -0.0323 0.0006 -53.51

Inequality -0.9127 0.2435 -3.75 Inequality -2.1373 0.2868 -7.45 Inequality -2.3838 0.7184 -3.32

全標本数 389 F テスト F(2,305)=39.88 Sargan テスト chi2(13)=141.12 F テスト F(2,386)=15.02 Prob>F=0.000 Prob>z=0.000 Prob>F=0.000 F テスト 個別効果 F(81,305)=0.76 A-B テスト 1st z=-7.47 Pr>z=0.000 決定係数=0.0990 Prob>F=0.9252 A-B テスト 2st z=3.26 Pr>z=0.001

Year Effect（年ダミーモデル）

係数 標準誤差 ｔ値 係数 標準誤差 ｔ値 係数 標準誤差 ｔ値

Expenditure -0.0698 0.0277 -2.52 Expenditure -0.3326 0.0706 -4.71 Expenditure -0.5367 0.1756 -3.06

Inequality -0.8556 0.2368 -3.61 Inequality -1.6768 0.2791 -6.01 Inequality 0.6321 0.9983 0.63

全標本数 389 F テスト F(5,302)=28.60 Sargan テスト chi2(13)=19.83

F テスト F(5,383)=28.20 Prob>F=0.000 Prob>z=0.100

Prob>F=0.000 F テスト 個別効果 F(81,302)=0.99 A-B テスト 1st z=-5.23 Pr>z=0.000

決定係数=0.1880 Prob>F=0.5017 A-B テスト 2st z=0.48 Pr>z=0.629

Controls and Year Effect（全てをコントロール）

係数 標準誤差 ｔ値 係数 標準誤差 ｔ値 係数 標準誤差 ｔ値

Expenditure -0.2238 0.0507 -4.42 Expenditure -0.3931 0.0833 -4.72 Expenditure -1.5491 -0.9439 -1.64

Inequality -0.8773 0.2514 -3.49 Inequality -1.6531 0.2810 -5.88 Inequality 0.2610 1.7827 0.15

Education 0.2199 0.2402 0.92 Education 0.3739 0.3338 1.12 Education 3.8046 1.1697 3.25

Urban -0.1103 0.0936 -1.18 Urban 0.1000 0.2138 0.47 Urban 0.3808 0.3846 0.99

Agriculture -0.1518 0.1046 -1.45 Agriculture -0.0933 0.1862 -0.50 Agriculture -1.5463 0.4318 -3.58

Over 65 0.3046 0.2235 1.36 Over 65 -0.2467 0.3359 -0.73 Over 65 -1.9272 0.9706 -1.99

全標本数 389 F テスト F(9,298)=16.06 Sargan テスト chi2(13)=9.70

F テスト F(9,379)=19.47 Prob>F=0.000 Prob>z=0.718

Prob>F=0.000 F テスト 個別効果 F(81,298)=0.69 A-B テスト 1st z=-3.11 Pr>z=0.002

決定係数=0.2438 Prob>F=0.9746 A-B テスト 2st z=-0.01 Pr>z=0.996

Pooled OLS Fixed Effect System-GMM

Pooled OLS Fixed Effect System-GMM

表 3-1 貧困変化と不平等の推計結果（タイ）

Dependent variable: Dif Poverty（貧困変化率）

No Control（基本モデル）

係数 標準誤差 ｔ値 係数 標準誤差 ｔ値 係数 標準誤差 ｔ値

Poverty -0.1859 0.0386 -4.81 Poverty -0.5141 0.0415 -12.37 Poverty -0.1414 0.0094 -15.04

Inequality 0.8680 0.7539 1.15 Inequality -0.4494 0.8549 -0.53 Inequality -0.2612 2.0886 -0.13

全標本数 523 F テスト F(2,430)=79.37 Sargan テスト chi2(26)=64.54 F テスト F(2,505)=11.61 Prob>F=0.000 Prob>z=0.000 Prob>F=0.000 F テスト 個別効果 F(75,430)=1.94 A-B テスト 1st z=-9.72 Pr>z=0.000 決定係数=0.0697 Prob>F=0.000 A-B テスト 2st z=2.25 Pr>z=0.025

Year Effect（年ダミーモデル）

係数 標準誤差 ｔ値 係数 標準誤差 ｔ値 係数 標準誤差 ｔ値

Poverty -0.1890 0.0474 -3.99 Poverty -0.7950 0.0488 -16.29 Poverty -0.0319 0.0036 -8.89

Inequality 1.0472 0.7796 1.34 Inequality -0.1349 0.7890 -0.17 Inequality 4.1624 3.6199 1.15

全標本数 523 F テスト F(7,425)=46.51 Sargan テスト chi2(26)=27.84

F テスト F(7,500)=10.69 Prob>F=0.000 Prob>z=0.113

Prob>F=0.000 F テスト 個別効果 F(75,425)=3.50 A-B テスト 1st z=-7.41 Pr>z=0.000

決定係数=0.1287 Prob>F=0.000 A-B テスト 2st z=2.95 Pr>z=0.003

Controls and Year Effect（全てをコントロール）

係数 標準誤差 ｔ値 係数 標準誤差 ｔ値 係数 標準誤差 ｔ値

Poverty -0.4440 0.0677 -6.56 Poverty -0.8290 0.0534 -15.53 Poverty -0.5417 0.2176 -2.49

Inequality 1.9778 0.7743 2.55 Inequality 0.1679 0.8363 0.20 Inequality -1.7044 3.0311 -0.56

Education -0.3896 1.1955 -0.33 Education 0.6346 1.1639 0.55 Education 1.4148 4.0936 0.35

Urban 0.4697 0.3785 1.24 Urban 0.9498 0.7052 1.35 Urban 0.7126 1.1276 0.63

Agriculture 1.5767 0.3274 4.82 Agriculture 0.4818 0.3939 1.22 Agriculture 3.7700 1.2194 3.09

Over65 -1.2973 0.7940 -1.63 Over65 -0.9250 0.7254 -1.28 Over65 -2.5076 2.4001 -1.04

全標本数 523 F テスト F(11,421)=30.64 Sargan テスト chi2(26)=43.35

F テスト F(11,496)=11.33 Prob>F=0.000 Prob>z=0.018

Prob>F=0.000 F テスト 個別効果 F(75,421)=2.64 A-B テスト 1st z=-5.85 Pr>z=0.000

決定係数=0.2231 Prob>F=0.000 A-B テスト 2st z=1.64 Pr>z=0.101

Pooled OLS Fixed Effect System-GMM

Pooled OLS Fixed Effect System-GMM

表 3-2 貧困変化と不平等の推計結果（フィリピン）

Dependent variable: Dif Poverty（貧困変化率）

No Control（基本モデル）

係数 標準誤差 ｔ値 係数 標準誤差 ｔ値 係数 標準誤差 ｔ値

Poverty -0.0080 0.0381 -0.21 Poverty -0.5704 0.0424 -13.44 Poverty -0.0979 0.0067 -14.51

Inequality 0.2137 0.3537 0.60 Inequality 0.3218 0.3864 0.83 Inequality 1.6915 0.8588 1.97

全標本数 389 F テスト F(2,305)=90.58 Sargan テスト chi2(13)=50.43 F テスト F(2,386)=0.20 Prob>F=0.000 Prob>z=0.000 Prob>F=0.8173 F テスト 個別効果 F(81,305)=3.19 A-B テスト 1st z=-7.27 Pr>z=0.000 決定係数=0.0012 Prob>F=0.000 A-B テスト 2st z=1.88 Pr>z=0.060

Year Effect（年ダミーモデル）

係数 標準誤差 ｔ値 係数 標準誤差 ｔ値 係数 標準誤差 ｔ値

Poverty 0.0121 0.0352 0.34 Poverty -0.6347 0.0444 -14.29 Poverty -0.0147 0.0009 -16.45

Inequality -0.0171 0.3418 -0.05 Inequality 0.4273 0.3569 1.20 Inequality 1.0368 0.7914 1.31

全標本数 389 F テスト F(5,302)=59.86 Sargan テスト chi2(13)=10.23

F テスト F(5,383)=15.96 Prob>F=0.000 Prob>z=0.675

Prob>F=0.0000 F テスト 個別効果 F(81,302)=3.67 A-B テスト 1st z=-8.15 Pr>z=0.000

決定係数=0.1406 Prob>F=0.000 A-B テスト 2st z=3.03 Pr>z=0.002

Controls and Year Effect（全てをコントロール）

係数 標準誤差 ｔ値 係数 標準誤差 ｔ値 係数 標準誤差 ｔ値

Poverty -0.2486 0.0539 -4.62 Poverty -0.6776 0.0459 -14.77 Poverty -0.2243 0.0385 -5.83

Inequality 0.7997 0.3633 2.20 Inequality 0.5766 0.3572 1.61 Inequality 2.9797 0.9251 3.22

Education -0.8599 0.4749 -1.81 Education -0.3730 0.4176 -0.89 Education -2.0697 1.0254 -2.02

Urban 0.4437 0.1500 2.96 Urban -0.3737 0.2836 -1.32 Urban -0.5329 0.3776 -1.41

Agriculture 0.3607 0.1619 2.23 Agriculture 0.6236 0.2400 2.60 Agriculture 1.0644 0.3695 2.88

Over65 -0.6163 0.4191 -1.47 Over65 0.4104 0.4404 0.93 Over65 0.0317 0.8559 0.04

全標本数 389 F テスト F(9,298)=35.19 Sargan テスト chi2(13)=19.21

F テスト F(9,379)=13.89 Prob>F=0.000 Prob>z=0.117

Prob>F=0.0000 F テスト 個別効果 F(81,298)=2.46 A-B テスト 1st z=-7.56 Pr>z=0.000

Pooled OLS Fixed Effect System-GMM

Pooled OLS Fixed Effect System-GMM

表 4-1 貧困、経済成長、不平等の推計結果（レベル） タイ

Dependent variable: Poverty（貧困者比率の対数値）

No Control（基本モデル）

全標本数 = 590 全標本数 = 590 グループ内=0.537 全標本数 = 590 グループ内=0.537 決定係数=0.6978 全グループ数 = 76 グループ間=0.831 全グループ数 = 76 グループ間=0.832

全体=0.697 全体=0.698

係数 標準誤差 ｔ値 係数 標準誤差 ｔ値 係数 標準誤差 ｔ値

Expenditure -3.3385 0.1107 -30.16 Expenditure -3.2391 0.1372 -23.61 Expenditure -3.2991 0.1124 -29.36 Inequality 7.5863 0.5769 13.15 Inequality 6.7744 0.6702 10.11 Inequality 7.1171 0.6220 11.44 Constant 22.8897 0.9216 24.84 Constant 22.3363 1.1197 19.95 Constant 22.7197 0.9417 24.13

F テスト 個別効果 : F( 75, 512) = 3.29 Hausman テスト Prob> F = 0.000 Ho:個別効果はランダムか chi2(2) = 1.89 Prob > chi2 = 0.3885 Year Effect（年ダミーモデル） 全標本数 = 590 全標本数 = 590 グループ内=0.652 全標本数 = 590 グループ内=0.648 決定係数=0.7364 全グループ数 = 76 グループ間=0.823 全グループ数 = 76 グループ間=0.826 全体=0.721 全体=0.734 係数 標準誤差 ｔ値 係数 標準誤差 ｔ値 係数 標準誤差 ｔ値

Expenditure -3.2106 0.1188 -27.04 Expenditure -2.4421 0.1620 -15.07 Expenditure -2.8855 0.1264 -22.84 Inequality 6.7322 0.5823 11.56 Inequality 4.5552 0.6282 7.25 Inequality 5.5473 0.5913 9.38 Constant 22.2333 0.9685 22.96 Constant 16.7976 1.2642 13.29 Constant 20.0198 1.0123 19.78

F テスト 個別効果 : F( 75, 505) = 4.83 Hausman テスト Prob> F = 0.000 Ho:個別効果はランダムか

chi2(9) = 23.06 Prob > chi2 = 0.0061 Controls and Year Effect（全てをコントロール）

全標本数 = 590 全標本数 = 590 グループ内=0.670 全標本数 = 590 グループ内=0.537 決定係数=0.7767 全グループ数 = 76 グループ間=0.852 全グループ数 = 76 グループ間=0.832

全体=0.765 全体=0.698

係数 標準誤差 ｔ値 係数 標準誤差 ｔ値 係数 標準誤差 ｔ値

Expenditure -2.1421 0.1697 -12.62 Expenditure -2.1167 0.1711 -12.37 Expenditure -2.1812 0.1520 -14.35 Inequality 6.2796 0.5620 11.17 Inequality 5.0183 0.6263 8.01 Inequality 5.6375 0.5764 9.78 Education -1.1044 0.9457 -1.17 Education -1.6816 0.8807 -1.91 Education -1.3937 0.8338 -1.67 Urban 0.1526 0.3128 0.49 Urban 0.2124 0.4804 0.44 Urban 0.1597 0.3398 0.47 Agriculture 1.7689 0.2398 7.38 Agriculture 1.0825 0.2991 3.62 Agriculture 1.5217 0.2394 6.36 Over 65 -0.3066 0.5575 -0.55 Over 65 0.8384 0.5604 1.50 Over 65 0.3610 0.5114 0.71 Constant 12.6137 1.4916 8.46 Constant 13.1019 1.4800 8.85 Constant 13.2237 1.3338 9.91

F テスト 個別効果 : F( 75, 501) = 3.57 Hausman テスト Prob> F = 0.000 Ho:個別効果はランダムか

chi2(13) = 17.07 Prob > chi2 = 0.1962

表 4-2 貧困、経済成長、不平等の推計結果（レベル） フィリピン

Dependent variable: Poverty（貧困者比率の対数値）

No Control（基本モデル）

全標本数 = 471 全標本数 = 471 グループ内=0.300 全標本数 = 471 グループ内=0.298 決定係数=0.4348 全グループ数 = 82 グループ間=0.718 全グループ数 = 82 グループ間=0.683

全体=0.429 全体=0.435

係数 標準誤差 ｔ値 係数 標準誤差 ｔ値 係数 標準誤差 ｔ値

Expenditure -0.7342 0.0543 -13.53 Expenditure -0.3074 0.0239 -12.88 Expenditure -0.3722 0.0266 -14.01 Inequality 4.3439 0.6640 6.54 Inequality 1.2898 0.3903 3.30 Inequality 2.0590 0.4167 4.94 Constant 5.4763 0.4973 11.01 Constant 1.9305 0.2588 7.46 Constant 2.3740 0.2943 8.07

F テスト 個別効果 : F( 81, 387) = 20.73 Hausman テスト Prob> F = 0.000 Ho:個別効果はランダムか chi2(2) = -57.61 Year Effect（年ダミーモデル） 全標本数 = 471 全標本数 = 471 グループ内=0.531 全標本数 = 471 グループ内=0.298 決定係数=0.8117 全グループ数 = 82 グループ間=0.863 全グループ数 = 82 グループ間=0.683 全体=0.809 全体=0.435 係数 標準誤差 ｔ値 係数 標準誤差 ｔ値 係数 標準誤差 ｔ値

Expenditure -1.9156 0.0722 -26.54 Expenditure -1.5244 0.1006 -15.15 Expenditure -1.7591 0.0670 -26.25 Gini 3.4080 0.3990 8.54 Inequality 3.0639 0.3532 8.67 Inequality 3.4226 0.3062 11.18 Constant 17.2728 0.7102 24.32 Constant 13.4723 0.9638 13.98 Constant 15.7008 0.6569 23.90

F テスト 個別効果 : F( 81, 382) = 7.79 Hausman テスト Prob> F = 0.000 Ho:個別効果はランダムか

chi2(7) = 10.15 Prob > chi2 = 0.1802 Controls and Year Effect（全てをコントロール）

全標本数 = 471 全標本数 = 471 グループ内=0.533 全標本数 = 471 グループ内=0.523 決定係数=0.8522 全グループ数 = 82 グループ間=0.868 全グループ数 = 82 グループ間=0.900

全体=0.814 全体=0.846

係数 標準誤差 ｔ値 係数 標準誤差 ｔ値 係数 標準誤差 ｔ値

Expenditure -1.3965 0.0874 -15.98 Expenditure -1.5308 0.1141 -13.41 Expenditure -1.5305 0.0886 -17.28 Gini 3.5411 0.3497 10.13 Inequality 3.0547 0.3546 8.61 Inequality 3.2456 0.3034 10.70 Education -1.1798 0.4200 -2.81 Education 0.2977 0.4030 0.74 Education -0.3178 0.3433 -0.93 Urban 0.6179 0.1354 4.56 Urban -0.0483 0.2533 -0.19 Urban 0.4379 0.1503 2.91 Agriculture 0.0774 0.1444 0.54 Agriculture 0.1810 0.2244 0.81 Agriculture 0.2050 0.1787 1.15 Over 65 -1.5802 0.2957 -5.34 Over 65 -0.3215 0.3924 -0.82 Over 65 -0.8855 0.3141 -2.82 Constant 11.8787 0.9304 12.77 Constant 13.4740 1.1361 11.86 Constant 13.1887 0.9141 14.43

F テスト 個別効果 : F( 81, 378) = 5.10 Hausman テスト Prob> F = 0.000 Ho:個別効果はランダムか

Pooled OLS Fixed Effect Random Effect

Pooled OLS Fixed Effect Random Effect

Pooled OLS Fixed Effect Random Effect

Pooled OLS Fixed Effect Random Effect

Pooled OLS Fixed Effect Random Effect

表 5-1 貧困、経済成長、不平等の推計結果（変化率） タイ

Dependent variable: Dif Poverty（貧困変化率）

No Control（基本モデル）

全標本数 = 508 全標本数 = 508 グループ内=0.202 全標本数 = 508 グループ内=0.202

決定係数=0.207 全グループ数 = 76 グループ間=0.255 全グループ数 = 76 グループ間=0.267

全体=0.207 全体=0.207

係数 標準誤差 ｔ値 係数 標準誤差 ｔ値 係数 標準誤差 ｔ値

Dif Exp -1.8684 0.1894 -9.87 Dif Exp -1.8290 0.1817 -10.07 Dif Exp -1.8684 0.1675 -11.15

Dif Inequality 1.2417 0.2270 5.47 Dif Inequality 1.2767 0.2225 5.74 Dif Inequality 1.2417 0.2056 6.04

Constant -0.1706 0.0313 -5.45 Constant -0.1728 0.0330 -5.24 Constant -0.1706 0.0311 -5.49

F テスト 個別効果 : F( 75, 512) = 3.29 Hausman テスト Prob> F = 0.000 Ho:個別効果はランダムか chi2(2) = 1.89 Prob > chi2 = 0.3885 Year Effect（年ダミーモデル） 全標本数 = 508 全標本数 = 508 グループ内=0.240 全標本数 = 508 グループ内=0.240 決定係数=0.243 全グループ数 = 76 グループ間=0.276 全グループ数 = 76 グループ間=0.295 全体=0.242 全体=0.243 係数 標準誤差 ｔ値 係数 標準誤差 ｔ値 係数 標準誤差 ｔ値

Dif Exp -1.8015 0.2161 -8.34 Dif Exp -1.7576 0.1921 -9.15 Dif Exp -1.8015 0.1771 -10.17

Dif Inequality 1.2722 0.2393 5.32 Dif Inequality 1.3054 0.2242 5.82 Dif Inequality 1.2722 0.2070 6.14

Constant -0.1598 0.0593 -2.70 Constant -0.1601 0.0636 -2.52 Constant -0.1598 0.0597 -2.68

F テスト 個別効果 : F( 75, 425) = 0.27 Hausman テスト

Prob> F = 1.000 Ho:個別効果はランダムか

chi2(7) = 1.12 Prob > chi2 = 0.993

表 5-2 貧困、経済成長、不平等の推計結果（変化率） フィリピン

Dependent variable: Dif Poverty（貧困変化率）

No Control（基本モデル）

全標本数 = 389 全標本数 = 389 グループ内=0.321 全標本数 = 389 グループ内=0.321

決定係数=0.339 全グループ数 = 82 グループ間=0.548 全グループ数 = 82 グループ間=0.548

全体=0.338 全体=0.338

係数 標準誤差 ｔ値 係数 標準誤差 ｔ値 係数 標準誤差 ｔ値

Dif Exp -1.1183 0.1075 -10.40 Dif Exp -1.0540 0.0880 -11.98 Dif Exp -1.1183 0.0796 -14.05

Dif Inequality 0.7353 0.1177 6.25 Dif Inequality 0.6640 0.1131 5.87 Dif Inequality 0.7353 0.1023 7.19

Constant 0.2467 0.0301 8.21 Constant 0.2301 0.0264 8.72 Constant 0.2467 0.0241 10.23

F テスト 個別効果 : F( 81, 305) = 0.49 Hausman テスト Prob> F = 0.999 Ho:個別効果はランダムか chi2(2) = 3.19 Prob > chi2 = 0.203 Year Effect（年ダミーモデル） 全標本数 = 389 全標本数 = 389 グループ内=0.379 全標本数 = 389 グループ内=0.378 決定係数=0.339 全グループ数 = 82 グループ間=0.460 全グループ数 = 82 グループ間=0.478 全体=0.384 全体=0.385 係数 標準誤差 ｔ値 係数 標準誤差 ｔ値 係数 標準誤差 ｔ値

Dif Exp -1.0073 0.1154 -8.73 Dif Exp -0.9301 0.0897 -10.37 Dif Exp -1.0073 0.0816 -12.35

Dif Inequality 0.6898 0.1165 5.92 Dif Inequality 0.6126 0.1093 5.61 Dif Inequality 0.6898 0.0996 6.93

Constant 0.2365 0.0360 6.57 Constant 0.2139 0.0316 6.77 Constant 0.2365 0.0292 8.10

F テスト 個別効果 : F( 81, 302) = 0.55 Hausman テスト

Prob> F = 0.991 Ho:個別効果はランダムか

chi2(5) = 4.70 Prob > chi2 = 0.453

Pooled OLS Fixed Effect Random Effect

Pooled OLS Fixed Effect Random Effect

Pooled OLS Fixed Effect Random Effect