農林業問題研究
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研究論文
農地・水・環境保全向上対策の政策評価
―滋賀県を対象として―
小宮山 碧伊藤 順一
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2017 年 53 巻 2 号 p. 72-83

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1. はじめに

農業生産の基盤をなす農地・農道,農業用水路およびため池・湖沼などの資源は,長年にわたり農村住民の共同活動によって保全・管理されてきた.最近,農村でよく耳にする「集落の農地は集落で守る」というスローガンは,以前は個人の責任において管理されていた農地についてさえ,共同体の関与が不可欠なものになりつつあることを示唆している.

「農地・水・環境保全向上対策」(以下,向上対策)は,こうした共同活動の促進,農村資源の適切な保全・管理を目的として2007年度からスタートした.向上対策が導入された背景には,高齢化,過疎化,混住化が原因となって,共同活動や資源保全のレベルが低下し,それによりわが国の食料供給基盤が,根底から崩壊しかねないという政策担当者の強い危機感がある.もちろんこうした認識は,実際に農業に従事する者や農村に居住する者の感覚と矛盾するものではないであろう.さらなる状況の悪化を回避するため,保全のための共同活動を財政的にサポートするというのが向上対策の趣旨である.

ところで,向上対策の後継が多面的機能支払交付金制度であることからも明らかなように,同対策には共同活動の支援を通して,農業の多面的機能の発揮を促すという重要な役割が期待されている.日本では農業生産は正の外部効果を伴うものと認識されており(農林水産省,2000),農地や水路などの適切な保全・管理が,水源涵養や洪水防止といった多面的機能の発揮に直結するものと考えられている(佐藤・横川,2000岡本,2003今泉,2010荘林,2015植竹,2016).こうした機能は国民全体が享受する便益であり,その提供者(農業従事者)に対する補助金の交付は,「市場の失敗」に対処するきわめてオーソドックスな手法といえる1.ただし外部効果の発生は,すべての農業・農村地域に普遍的なものであるにもかかわらず,2014年時点で,向上対策の実施面積は農振農用地(向上対策の対象は農振農用地に限定されている)の50%程度にすぎない.これは向上対策への参加要件(活動組織の設立,計画書の作成,市町村との協定締結等)をクリアできない組織が参加を断念あるいは躊躇しているか,参加から得られる利得がその機会費用を下回ることを組織が忌避しているからに他ならない.

活動組織と政府の契約に基づく向上対策は,現在,世界各国・各地域で採用されているPES(Payment for Environmental/Ecosystem Service:環境/生態系サービスへの支払)に分類される政策である(Engel et al., 2008Wunder et al., 2008大沼,20142.この研究領域における先駆者の1人であるWunderは,当初PESをサービスの市場取引に限定していたが3,多くの専門家は政府がサービスの利用者を代表し,その提供者に対して直接支払いを行う形態をPESに含めている.また一部の研究者は,PESの役割として資源管理者に対するインセンティブの付与あるいは所得補償の側面を強調している(Cranford and Mourato, 2011Vatn, 2010Muradian and Rival, 2012).

国費の投入を伴う向上対策は,まさにこの考えに沿ったものだが,そうであれば当然,その効果を正確に検証し,納税者の理解を得なければならない.環境経済学ではPESの効果をadditionality(追加性)と呼んでいるが,厳密には「仮に施策が実施されなかった場合(仮想的反事実)に比べ,資源の保全状態や保全活動がどの程度改善されるか」が実効性の指標となる.施策とは無関係に保全活動に対する取り組み方が,向上対策に参加した地域とそうでない地域とで異なっていれば,セレクション・バイアス(selection bias)が成果の単純比較に紛れ込むからである.高山・中谷(2014)は北海道のデータを利用して,このテーマに最初に挑んだ研究である.本稿はその顰みにならい,滋賀県を対象として向上対策の処理効果(treatment effect)を,傾向スコア・マッチング(PSM:Propensity Score Matching)法を用いて計測した.滋賀県では向上対策が導入される以前から,「みずすまし構想」をはじめとして,さまざまな農業環境対策が講じられてきた.同県に固有なテーマとして,琵琶湖の水質改善が長年の懸案となっているからである.環境対策の先進地域である滋賀県において,向上対策にadditionalityの余地は残されているのだろうか.

本稿の構成は以下の通りである.第2節では,向上対策と滋賀県の環境保全対策の概要を述べ,第3節では,進化ゲーム理論に依拠しながら,追加性(処理効果)の発生メカニズムを考察する.第4節では処理効果の推計方法とデータ加工の概略を述べ,第5節で計測結果を示す.第6節が結論と残された課題である.

2. 向上対策の概要と滋賀県の取り組み

(1) 向上対策の概要

向上対策は共同活動支援と営農活動支援の2層から成り立っている.前者は農地・農業用水等の保全・管理活動,農業施設の長寿命化,多面的機能の発揮などを財政的にサポートしており,後者は,共同活動支援を受ける地域のなかで,さらに先進的な環境保全型農業(化学肥料や化学合成農薬の使用を5割以上低減)に取り組む組織を支援している.しかし,この仕組みには当初から「意思決定のレベルが異なる(前者は組織,後者は個人)」という批判があり(生源寺,2008荘林,2009),結局,2011年度に制度の見直しが行われ,営農活動支援は環境保全型農業直接支払交付金制度として,向上対策からは切り離された.

世界の各地に展開するPESは,個人参加を基調としているが(Wunder et al., 2008),経営規模の零細性と分散圃場を特徴とする日本では,個人ではなく組織での参加が義務づけられている4.また,向上対策を所管する農水省は,集落・集落営農あるいは水系・圃場整備事業単位での参加を前提としながら,農業者以外の構成員を活動組織に加えるよう指導している(農林水産省,2007).活動計画の作成や市町村との協定締結も,向上対策に参加するための要件となっているが,こうした要求に対し,ほとんどの農村地域は集落を活動組織とすることで対応した5.つまり既存の組織が向上対策の受け皿となったのである.

向上対策では交付金単価が面積ベースで設定されており,都府県の田,畑,草地でそれぞれ4400円/10a,2800円/10a,400円/10aである(北海道の単価はこれよりも低い).地目により異なる単価が設定されている理由は,水路・農道の整備状態が異なることによる6.また,より高度な取り組みを行う組織に対しては追加的な促進費(年20万円か40万円)が支給される.単価は2005年に全国415箇所で実施された「資源保全実態調査事業」に基づき算定された.具体的には,活動項目ごとに農地面積当たりの平均活動量(労働時間)を足し上げ(基準活動量),これを費用換算して交付金単価を決定したのである.参加組織の活動をモニターしているのは市町村であり,交付金の目的外使用に対しては,遡及返還という厳しい罰則が用意されている.

向上対策に関する先行研究の多くは,施策への参加・不参加の要因に注目しており(松下,2009本田・山下,2010中村他,2009齊藤他,2012高山,2012),集落の立地や規模,農地の整備状況,人的なネットワークやソーシャル・キャピタル(social capital)などの関与を明らかにしている.一方,向上対策の効果を測定した先行研究としては,齊藤他(2012)糀谷(2011)などがあるが,それぞれ農地利用の集積状況,非農家の資源保全に対する理解度を施策の成果としており,いずれも資源の保全活動を成果とはみなしていない.高山・中谷(2014)はこの点において例外的な研究である.既述の通り,彼らはセレクション・バイアスを考慮した上で,向上対策が保全活動に及ぼす影響を明らかにした.

(2) 滋賀県の取り組み

琵琶湖を擁する滋賀県は,向上対策がスタートする以前から,環境・生態系を保全するための活動を積極的に支援してきた.1996年度に策定された「みずすまし構想」や国の制度に先駆けて導入された直接支払制度(2004年度)がその代表格であるが,とくに農業関連では農業濁水の解消が環境政策の大きなテーマとなっている(滋賀県,2012).湖からポンプでくみ上げた水を配水し,それを琵琶湖に排水するシステム(逆水灌漑)が農業濁水の主要因と言われているが,それ以外にも,畦の傷みによる漏水や杜撰な用水管理による溢水もその原因となっている(増田,20037.農水省が定めた向上対策の具体的な内容は,遊休農地発生防止のための保全管理,畦畔・農業用地法面の草刈りや補修,暗渠施設の清掃などであるが,滋賀県ではこれまで取り組んできた環境保全対策の経験を活かしながら,県の実情に合わせた独自の対策を講じており,県内では「世代をつなぐ農村まるごと保全向上対策」が向上対策の事業名となっている.

環境先進地域である滋賀県は,向上対策の取り組みにも積極的で,2009年時点で同対策に参加した集落は843を数える.これは同県における集落数の約半分に相当する.また施策の面積カバー率,すなわち対象農地(農振農用地区域内の耕地)面積に対する取り組み面積の割合は,全国平均が35%であるのに対し,滋賀県では64%に達している.

3. 資源保全にかかわる意思決定

伊藤(2010)のモデルに基づいて,政策効果の発生メカニズムを説明し,additionalityが必ずしも自明の現象ではないことを理論的に示しておこう.

いま農家Aと農家Bからなる集落が保全活動を行っており,彼らの利得は「活動に協力する(C)」,「協力しない(D)」に依存して決まる(表1の矢印の左側が向上対策導入前の利得,右側が導入後の利得).Aは資源への依存度が高く,そこから多くの便益を得ているが,Bは依存度が低く,得られる便益も小さい.これはAが主業農家,Bが非主業農家といった状況を反映しているが,この関係を無視し,対称的な利得行列を仮定しても以下の結論には影響しない.表1は向上対策に参加した場合,利得が2増加する状況を表している.施策の支援金は地域でまとまって共同活動を行った場合にのみ交付されるから,(C, C)以外の利得は変化しない.

表1. 利得行列
農家B
C D
農家A C (9,4)→(11,6) (6,1)
D (8,1) (7,2)

表に明らかな通り,このゲームには2つのナッシュ均衡が存在する.たとえば,農家A,Bの(C, D)に対応する利得が(6, 5),(D, C)に対応する利得が(11, 1)であれば,(C, C)は均衡から外れ,「共有地の悲劇(tragedy of commons)」が唯一のナッシュ均衡となる.しかし,Aoki(2001)が指摘するように,共同体における社会的交換のドメインで作用している制裁が,信用ある脅しとして機能すれば,たとえ「ただ乗り」の誘因が存在しても,相互協調が実現する(伊藤,2010).つまり,相手のC行動に対してDを選択した農家に対して,何らかの制裁が加えられると,(D, D)に加え(C, C)が新たな均衡として追加される.

さて,この集落の構成員は2つのナッシュ均衡の内,どちらを安定的な解として選択するのであろうか.以下ではこの問題を進化ゲーム理論に基づいて考察する.一般に進化論的アプローチでは,複数のナッシュ均衡をもつゲームが繰り返しプレイされる状況が想定され,プレイヤーは試行錯誤により各段階ゲームの戦略を決定する.つまり彼らの合理性は限定的である.実際に,資源管理の成果は他者の戦略的な意思決定にも依存するから,農家がそこから得られる利得を正確に予測することは困難であろう(伊藤,2010).

農家A,BがC行動を選択する確率をそれぞれx, yで表せば8,再生産動学(replicator dynamics)が以下のように導かれる(Gardner, 1995).

  

dx dt =x[ u A (C)ave   u A ] (1)

  

dy dt =y[ u B (C)ave   u B ] (2)

uA(C),uB(C)は農家A,BがC行動を選択したときの期待利得,ave uAave uBはoverallな期待利得を表す.数値解析ソフト(MATLAB:Matrix Laboratory)を利用すれば,(1),(2)式の微分方程式をnumericalに解くことができる.図1は向上対策未実施(左側),実施(右側)のときの位相図である.同図からゲームの進化論的安定戦略(ESS:Evolutionary Stable Strategy)は,プレイヤーの最初(t=0)の選択,すなわち(x0, y0)に依存することが分かる.たとえば,(x0, y0)が[0, 1]の範囲内で一様に分布していれば,ESSが(C, C)となる確率は,図1のシャドー部分の面積によって表される.同図から明らかなように,ESSが(C, C)となる確率は,向上対策の実施によって上昇する.つまり,向上対策は保全活動を促進する.

図1.

位相図(左側:向上対策未実施,右側向上対策実施)

しかし,このメカニズムを阻害する要因が少なくとも2つ存在する.1つは,向上対策前後のシャドー部分の差のエリアが空集合であれば,支援金の交付はなんの効果も持たず,additionalityは否定される.もう1つは支援金の交付により,保全活動に対する内因的な誘因(intrinsic motivation)が低下し,C行動の確率がかえって低下するという現象である.これは向上対策の実施と同時に,2人あるいはどちらか一方の確率分布が,x=y=0方向に移動することを意味している.その理由については後述するが,Cardenas et al.(2000)Narloch et al.(2012)が行ったフィールド実験の結果は,PESの効果がcrowding-outにより消滅する可能性を示唆している.

4. 処理効果の推定方法とデータ

(1) 平均処理効果

向上対策の成果は,資源の保全状態や外部効果(農業の多面的機能)の発揮の程度によって測られるべきであるが,Muradian and Rival(2012)Primdahl et al.(2003)は,保全活動がその代替的な指標となり得ると述べている.この考え方に従って,本稿でも次善の策として,成果を共同活動の有無で測ることとする.

向上対策の平均処理効果(Average Treatment Effect on the Treated)は,

  

ATT=E[ Y 1 |X,D=1]E[ Y 0 |X,D=1] (3)

で与えられる.Dは向上対策への参加ダミー(1が参加,ゼロが不参加),Xは集落属性,Yは保全活動のレベル(成果)を表す.既述の通り,政策評価の鍵はセレクション・バイアスの除去にあり,(3)式右辺の第1項は向上対策に参加した集落の成果,第2項は仮にその集落が参加しなかった場合の成果である(ともに平均値).同じ組織について異なっているのはセレクション(参加・不参加)の部分だけであり,それ以外の属性はすべて一致しているから,2つの成果の差は向上対策の真の効果とみなし得る.

もちろん,仮想的反事実(counterfactual)であるE[Y0|X,D=1]をデータとして把握することができない.そこでマッチング手法では,セレクションに関してランダマイズされた状況を作り出し,属性が近い処理群と対照群の成果を比較するのである(Dehejia and Wahba, 2002).この状況下では,次式が成立する.

  

Y 0 D|X (4)

(4)式は条件付独立性の仮定(CIA:Conditional Independence Assumption)と呼ばれる.Xには通常多くの変数が含まれるから,その近似性をどのように担保するかが問題となる.いわゆる「次元の呪い(curse of dimensionality)」であるが,この解決方法として考案されたのが傾向スコア(propensity score)であり,それはプログラムへの条件付参加確率として,p(X)=Pr(D=1|X)で定義される.Rosenbaum and Rubin(1983)によれば,Y0D|p(X)であれば(4)式が成立し,傾向スコアが同じ主体は,参加・不参加に関係なく,同じ属性を持つとみなせる.処理効果分析では属性の一致をbalancing property(BP)と呼んでいるが,これはt検定によって確認することができる.BPとは別に,バイアスを除去するためのもう1つの条件がcommon support(CS)である.これは処理群と対照群の傾向スコアがオーバーラップする領域で平均処理効果を計測するというものである.

向上対策の効果をより正確に捉えるためには,DID-matching(施策前後の成果の差にPSMを適用する手法)を用いるべきであるが,データの制約により,本稿ではこの手法の採用を断念した9

(2) データ

本稿では,2010年度における共同活動の実施状況を成果指標とみなす.具体的には,農業用水路,河川・水路,農地,ため池・湖沼の4種類の資源について,集落として保全を目的とする共同活動を実施していれば1,未実施ならばゼロとする.傾向スコアの説明変数(集落属性)は,計量分析における内生性の問題を回避するため,2005年(一部は2000年)のデータを用いた.成果指標と集落属性のデータは農林統計協会(20022012)と農林水産省(2016)から得ることができる.向上対策への参加・不参加に関するデータは,筆者が滋賀県から独自に入手した「2009年世代をつなぐ農村まるごと保全向上対策の取り組み一覧表」を利用した.表2が以下の分析で用いる変数の記述統計量と平均値の差の検定結果である.いくつかの変数について2群の間に強い有意差がある.

表2. 変数の記述統計量
処理群 対照群 差の
t統計量
標本数 平均 標準誤差 標本数 平均 標準誤差
都市的地域*2) 755 0.19 0.40 437 0.35 0.48 −6.27
平地農業地域* 755 0.49 0.50 437 0.35 0.48 4.81
DIDまで30分以上* 755 0.16 0.37 437 0.14 0.34 1.18
総戸数(百戸) 755 1.82 3.53 437 2.67 5.31 −3.29
農業経営体数 755 27.36 16.63 437 20.30 15.39 7.25
組織経営体割合3) 755 0.05 0.07 437 0.05 0.10 −0.51
65歳以上人口割合 755 0.24 0.07 437 0.23 0.08 3.34
男子農業就業人口割合 755 0.55 0.04 437 0.55 0.05 −1.55
基幹的農業従事者割合 755 0.11 0.10 437 0.10 0.10 2.00
水田率 755 0.96 0.09 437 0.95 0.08 1.99
平均経営耕地面積(a) 755 158.94 98.03 437 106.16 68.00 9.95
借入耕地率4) 755 0.37 0.20 437 0.29 0.20 6.72
貸付耕地率5) 755 0.08 0.07 437 0.08 0.08 −0.59
耕作放棄地率6) 755 0.02 0.04 437 0.04 0.03 −4.45
農業用水路管理の出役義務*7) 755 0.96 0.20 437 0.90 0.30 3.99
集団転作*8) 755 0.64 0.48 437 0.32 0.47 11.16
ブロックローテーション*9) 755 0.62 0.48 437 0.31 0.46 10.99

資料:農林水産省(2016),農林統計協会(2002,2012).

1)農業用水路管理の出役義務,集団転作,ブロックローテーションは2000年の値である.

2)*はダミー変数を表す.

3)農業経営体のうち,農家以外の事業体および農業サービス事業体の割合である.

4)借入耕地率=借入耕地面積/経営耕地面積.

5)貸付耕地率=貸付耕地面積/所有耕地面積(=経営耕地面積+貸付耕地面積-借入耕地面積).

6)耕作放棄地率=耕作放棄地面積/(所有耕地面積+耕作放棄地面積).

7)農業用水路管理のための共同作業に集落の全戸または農家のみのどちらかに出役義務があれば1,なければゼロのダミー変数である.

8)集団転作に取り組む場合を1,それ以外をゼロとするダミー変数である.

9)ブロックローテーションに取り組む場合を1,それ以外をゼロとするダミー変数である.

5. 推定結果

(1) プロビット・モデルの推計結果

本稿では傾向スコアをプロビット・モデル(probit model)を用いて推計した.多くの先行研究が指摘するように,処理効果のバイアスを出来るだけ軽減するためには,selection on unobservablesが生じないよう,成果(Y)と選択変数(D)に影響する変数を漏れなく選び出す必要がある(変数に漏れがあれば,CIAが満たされない).ここでは高山(2012)藤栄(2008)松下(2009)などを参考にしながら,プロビット・モデルの説明変数を選択した.表3が農業用水路の共同活動に関する推計結果である.被説明変数が河川・水路,農地の場合は標本がほぼ同数で,表3とほぼ同じ結果であったため表示は割愛した.ため池・湖沼については,集落内に当該資源を有する集落がそもそも少なく,他のケースに比べ標本サイズが小さいため,プロビット分析の結果を付表1に示した.

表3. プロビット分析(平均限界効果)とBalancing Propertyの推計結果
(a) (b) (c) BP
z z z p
都市的地域 −0.061 −1.04 −0.063 −1.07 −0.143*** −2.93 0.211
平地農業地域 0.045 0.61 0.043 0.59 −0.076* −1.76 0.045
DIDまで30分以上 −0.163*** −3.23 −0.161*** −3.16 0.075 1.58 0.465
総戸数 −0.030*** −4.62 −0.030*** −4.68 −0.022** −2.44 0.815
総戸数の2乗 0.001*** 4.07 0.001*** 4.12 0.000** 2.10 0.476
農業経営体数 0.024*** 8.28 0.024*** 8.49 0.020*** 7.29 0.584
農業経営体数の2乗 −0.000*** −5.77 −0.000*** −5.83 −0.000*** −5.63 0.389
組織経営体割合 0.241 0.81 0.242 0.84 0.051 0.24 0.281
65歳以上人口割合 0.042 0.12 0.021 0.06 0.254 1.01 0.322
男子農業就業人口割合 −0.507 −1.23 −0.479 −1.18 −0.253 −0.75 0.931
基幹的農業従事者割合 0.053 0.24 0.080 0.36 −0.083 −0.45 0.859
水田率 0.331* 1.68 0.330* 1.70 0.231 1.17 0.850
平均経営耕地面積 0.001*** 3.37 0.001*** 3.36 0.002*** 6.06 0.802
借入耕地率 0.293** 2.02 0.291** 1.99 −0.028 −0.24 0.804
貸付耕地率 −0.441** −2.24 −0.420** −2.20 −0.307 −1.45 0.531
耕作放棄地率 −0.973*** −2.87 −0.949*** −2.95 −0.475 −1.38 0.952
農業用水路管理の出役義務 0.126 1.58 0.124 1.52 0.182*** 2.89 0.420
集団転作 0.214*** 4.09 0.188*** 5.47 0.928
ブロックローテーション 0.220*** 4.56
市町村ダミー
標本数 1190 1190 1190
対数尤度 −536.2 −535.4 −625.9
Pseudo R2 0.314 0.315 0.199
p値 マッチング前 0.000
    マッチング後 0.849

1)(a),(b)の平均限界効果のz値は,市町村の中でだけ誤差項の相関を認めたクラスター化標準誤差を用いて計算した.

2)*****はそれぞれ10%,5%,1%水準で有意であることを意味する.

3)BPは(c)に基づいて傾向スコアを計算した場合の値である.

4)最終行の2つは,全ての説明変数に関する尤度比検定のp値である.

3の(a),(b)は,市町村に固有な効果をダミー変数によりコントロールした結果であり,(c)は市町村ダミーを除外した結果である.理由は後述するが,処理効果の推定は(c)を用いて行った.以下の考察は(a),(b)に基づく.

3に示す通り,「DIDまで30分以上」の係数は負で有意である.人口集中地区から離れた集落ほど,高齢化や過疎化が進んでおり,保全活動の必要性は都市近郊の集落以上に高まっていると思われるが,計測結果はこうした地域の集落ほど,向上対策への参加確率が低いことを示唆している10.「総戸数」の係数は負,その2乗項の係数は正で,ともに1%水準で有意であり,参加確率は総戸数が1,750戸で最小となる.滋賀県における集落の平均戸数が213であることを考慮すると,ほとんどの集落について参加確率は集落規模の減少関数となる.一方,「農業経営体数」の係数は正,その2乗項の係数は負で,ともに1%水準で有意である.ただし,参加確率は農業経営体数が120で最大となるため,先ほどとは反対に,参加確率は農業経営体数の増加関数となる(経営体数の平均値は25).要するに,集落の混住化率が高まると,施策への参加確率は低下するが,農業経営体数が増えると確率は上昇する.いずれの結果も総戸数,農家数が参加の規定要因であることを明らかにした松下(2009)と整合的である.「水田率」の係数は正で有意となっている.これは,向上対策の実施率が全国的に畑地よりも水田の方で高いことと整合的である.

「平均経営耕地面積」と「借入耕地率」の係数は正,「貸付耕地率」の係数は負でともに有意である.相対的に規模の大きな経営体が多い集落や農地を積極的に集積している集落ほど,共同活動から得られる利得が大きく,その結果,向上対策への参加が促されるのであれば,この結果は首肯し得る.「耕作放棄地率」は負で有意である.共同活動から得られる便益は,農地の利用率に強く依存するから,耕作放棄地の発生頻度が高い集落では,向上対策に参加する住民のインセンティブも鼓舞されないと考えられる.

2000年における「集団転作」(集団転作を行っている場合を1,それ以外をゼロとするダミー変数)と「ブロックローテーション」(ブロックローテーションを行っている場合を1,それ以外をゼロとするダミー変数)の係数は正で有意であった.表3の推定値はプロビット・モデルの平均限界効果を表しているから,集団転作あるいはブロックローテーションを実践している集落は,そうでない集落よりも向上対策に参加する確率がそれぞれ21.4%,22.0%高いことが分かる.

1970年から始まったコメの生産調整は,多くの稲作農家に経済的・心理的な負担を強いているが(荒幡,2010),その取り組み方は地域によってさまざまである.集落に割り当てられた減反面積あるいは生産数量を個人ベースで達成する方法もあれば,ブロックローテーションを組んで,集落内の不平等を出来るだけ回避しながら,農地の効率的な利用を図っているケースもある.いうまでもなく,後者の転作対応には集落の話し合いや合意形成が不可欠であり,それは取りも直さず,集落における結束の強さを示すものであろう.

中村他(2009)は集落の構成員がまとまって向上対策に取り組むためには,そこへ向けての「助走」が必要であると述べている.つまり,過去に共同活動を行った経験をもつ集落は,施策への参加に関する合意形成が容易であるのに対し,「事前準備」が不十分な集落では,向上対策の参加要件をクリアすることが困難であるというのである.本稿の分析結果は集団的な転作対応が,図らずも向上対策への参加を促すソーシャル・キャピタルとして機能したことを示唆している11

(2) 政策効果の推定結果

平均処理効果はPSMのカーネル(kernel)法を用いて推定し,そのz値は200回反復のブートストラップ(bootstrap)法を用いて計算した12.表3の(a),(b)は有意となる説明変数が多く,selection on unobservablesの問題を回避するモデルとしては適当といえるが,複数の変数がBPを満たしていない(マッチング後のp値は(a)が0.029,(b)が0.005).市町村ダミーの有無は,処理効果の推定結果に大きな影響を及ぼさないため,本稿では表3の(c)(マッチング後のp値は0.849)を用い処理効果を計算した.表4がその結果であり,CSは事前に制約条件として課してある(付表2に市町村ダミーを含むプロビット・モデルから計算される傾向スコアを用いた処理効果の推定結果を示した).

表4. 成果の単純比較と処理効果の推定結果
単純比較 マッチング後
処理群 対照群 t 処理効果 z
農業用水路 0.98 0.87 0.11*** 8.00 0.10*** 3.58
標本数 754(9) 436
河川・水路 0.85 0.65 0.20*** 7.78 0.16*** 4.40
標本数 729(8) 410
農地 0.67 0.37 0.30*** 10.38 0.21*** 5.26
標本数 755(9) 437
ため池・湖沼 0.67 0.44 0.24*** 4.99 0.15** 2.05
標本数 299(23) 156
耕作放棄地率(%) 1.97 3.19 −1.22*** −3.90 0.06 0.28
標本数 680(10) 376

1)**,***はそれぞれ5%,1%水準で有意であることを意味する.

2)括弧内はCommon Support(CS)により除外されたサンプル数を意味する.

向上対策の成果に関する単純比較は,いずれも正で高い有意性を示しているが,既述の通り,ここにはセレクション・バイアスが紛れ込んでいる可能性が高い.PSMを用いて推定された処理効果は,正で有意な結果を示すと同時に,単純差の7割~10割を説明している(たとえば,向上対策に参加した集落の98%が共同で農業用水路を保全しているが,この数字は不参加集落で87%にまで低下する.農業用水路の場合,この差のほとんどが向上対策の効果である).このことは向上対策が,4種類の資源について保全活動を促す効果を持っていたことを強く示唆する.いいかえれば,滋賀県における農業環境対策にはadditionalityの余地が十分に残されており,向上対策は保全活動を促進したと断言できる.

4の最終行には,向上対策の成果として耕作放棄地率を用いた場合の結果を示してある(「中山間地域等直接支払制度」の対象である113集落は分析から除外した)13.単純差は負かつ有意だが(参加集落の方が不参加集落よりも耕作放棄地率が低い),処理効果は正で有意ではない.筆者が行った聞き取り調査によれば,滋賀県における「農地の保全」とは耕作放棄地の発生防止よりも,むしろ琵琶湖の水質改善を目的とする濁水問題の解消や適切な用水管理を指すことが多い14.そうであれば,この結果は首肯し得る.

向上対策の効果とは別に,4種類の資源について,共同活動を行っている集落の割合をみると,処理群・対照群に関係なく,農業用水路と河川・水路で高く,農地とため池・湖沼で低い(表4).農地については,依然として個人が管理責任を負うことが多いのに対し,小規模な水利施設の保全・管理は伝統的に集落の責任において行われてきた.一方,とくに規模の大きなため池・湖沼については,集落の共同活動ではなく,水利組合や土地改良区などが管理責任を負っている場合が多い.表4の数字は集落の保全活動に対する関与が,農村資源の特性に応じて異なっていることを示唆している.

本稿の計測結果は,多くのフィールド実験が示す結果とは反対に,crowding-outが向上対策の効果を消し去るほどに大きくなかったことを示している.Ostrom(2005)によれば,部外者(本稿の場合は政府)の関与(支援金の交付)が当事者(集落)の行動に対して制限的(controlling)に働く場合,crowding-outが起こりやすい.これは当事者の自己決定や自負心が外部の干渉によって損なわれるからである.このようなメカニズムが向上対策にも作用すれば,慣習的なルールや共同体の規範が施策の導入後に崩壊し,「ただ乗り」が保全活動の支配戦略となりやすい.反対に,当事者に自発的な行動の余地が残されており,部外者の関与が支援的(supportive)であれば,crowding-inが起こりやすい.先ほどとは反対に,施策への参加・実施過程で自己決定や自負心が尊重され,共同体のルールや規範が強化されるからである.

向上対策の目的は共同活動を財政的にサポートすることにあり,そこへの参加は集落の判断に委ねられている.したがって,施策が従来から実践されてきた共同活動を制限するとは考えられない.残念ながら実際のデータに基づく実証分析では,内因的な誘因と外因的な誘因を識別することはできないが,当事者に対して支援的である向上対策が強い処理効果を有するという分析結果は,crowding効果に関する理論研究の含意とも矛盾しない.

6. 結論と残された課題

国際競争力を失った農業を財政的に支援する1つの拠り所は,農業および農村がもつ多面的価値である(荏開津・生源寺,1995).これは国内農業の保護を前提としているが,経済的損失を敢えてしても維持しなければならない「非市場的価値」の存在が,向上対策を含む日本型直接支払制度を推し進める1つの基本理念となっている.

本稿の分析結果によれば,向上対策の導入により,農業用水路,河川・水路,農地,ため池・湖沼に対する保全活動は明らかに改善しており,crowding-out効果は顕在化していない.いいかえれば,少なくとも滋賀県については,additionalityの余地が十分に残されており,保全活動が多面的機能の発揮に直結するのであれば,向上対策は基本理念の実現に多大な貢献をなしていると断言できる.ただし,本稿で計測された向上対策の処理効果は,政策評価の一部を構成しているにすぎない.いうまでもなく,施策への参加の程度がもう1つの成果として考慮されなければならないからである.

現在,向上対策は「多面的機能支払交付金制度」と名称を変えながら,スタートから10年目の節目を迎えた.2014年度の制度改正では,非農家を構成員として含まない場合も活動組織として認められるようになった.この結果,向上対策へ参加する集落が全国で急増している.本稿で計測された平均処理効果の高さが,新たに参加した集落についても妥当するのであれば,参加組織の増加により,「非市場的価値」を含む政策の効果はさらに拡大するであろう.しかし反対に,そうした集落の処理効果が低ければ,財政支出の限界効果はかえって低下することになる.

プロビット分析の結果が示す通り,向上対策への参加確率は集団的な生産調整やブロックローテーションと強い正の相関を示している(2つの変数のデータは2000年).これは向上対策が導入される以前から,ソーシャル・キャピタルが蓄積され,構成員間の結束が強固である集団ほど,同対策に参加する確率が高まるという推論と矛盾しない.共同活動に関して「事前準備」が出来ていた集落は,参加のハードルを容易にクリアすることができたのである.一方,新たに参加した集落が,エネルギーの大半を合意形成に費やすようであれば,向上対策の効果の発現は期待できない15.向上対策は,あくまで共同体が長年培ってきた自律的な機構や相互扶助の精神をサポートすることによって,その実をあげることができるからである.

謝辞

本稿の執筆にあたり,西海将一氏(滋賀県)からデータと資料を提供していただいた.滋賀県での調査では,木田浩司氏(東近江農業農村振興事務所)の協力を得た.大津市での現地調査では,千阪知佳氏(大津・南部農業農村振興事務所),林英佑氏(大津市)ほか,農家の方々から絶大な協力を賜った.また,荒幡克己氏(岐阜大学),荘林幹太郎氏(学習院女子大学)からは有益なコメントを賜った.記して感謝の意を表したい.

1  本稿では「市場の失敗」を外部効果によるものと理解しているが,荘林(2015)は,排水路や農道の公共財としての性格に着目し向上対策の意義を論じている.

2  世界に展開するPESの例としては,途上国のREDDプラス,米国のCRPやCREP,EUのAEPなどがある.Wunder(2015)の定義によれば,PESとは取引への自発的な参加(voluntarily),サービスを利用する者の存在(service users),サービスを提供する者の存在(service providers),合意されたルールに基づく資源管理の実施(conditionality),外部効果の存在(offsite services)の5要素から成る.

3  市場取引には利用者が支払意思額を正直に表明しないという公共財特有の問題がつきまとう.

4  Mettepenningen et al.(2013)は,PESが農村資源の保全・管理を目的とするのであれば,個人ではなく組織を支援金の交付対象とすべきであると主張している.

5  滋賀県でも2009年度時点で795の活動組織のうち773が単独集落での参加である.

6  向上対策は面積当たりの単価が定額で設定されているため,集落単位の資源密度(用排水路密度等)に差異が存在するならば,過剰支払いと過少支払いが発生していると考えられる.

7  汚染者原則に立てば,濁水問題は農家への課税によって解決が図られるが,向上対策では支援金を交付して保全活動を促している.分配面からいえば大きな違いだが,効率面からは同じ結果を得ることができる.

8  農家A群と農家B群のうち,それぞれ100x%,100y%の農家がCを選択すると考えてもよい.

9  DID-matching法を採用できない理由は,2005年における保全活動のデータが得られないことによる.『2000年世界農林業センサス農業集落カード』からは農道や灌漑施設の管理労働(出役)に関するデータが得られる.計算結果によれば,農家の全戸出役に関して向上対策に参加した集落とそうでない集落の間に有意な差は存在しない.したがって,本稿の手法がDID-matchingに比べ劣っているとは必ずしもいえない.

10  市町村ダミーを除外した表3の(c)では,「DIDまで30分以上」の係数は有意でなく,同じ滋賀県を対象とした松下(2009)でもDID距離は有意ではなかった.したがって,この変数の影響は判然としない.

11  ソーシャル・キャピタルについては,その定義や測定方法が依然として定まっていない.Putnam(1993)の定義によれば,ソーシャル・キャピタルとはネットワークや規範,信頼を基礎とする社会的組織の機能であり,相互利益のための協調を容易にする.エクアドルにおける農村資源の保全を分析したBremer et al.(2014)は,pre-existing social capitalの存在がPESへの参加を促すことを実証した.

12  PSMのアルゴリズムとしてカーネル法を用いた理由は,ブートストラップ法に基づき正確なz値を得るためである.

13  耕作放棄地率に代わり経営耕地面積の減少率を向上対策の成果とした場合,処理効果は正で有意であった.

14  2010年度における耕作放棄地率は全国平均で8.6%に達するが,滋賀県では3.9%にとどまる.

15  石田・木南(1987)が指摘するように,集団的行動を決議し,実行するための「合意形成コスト」を低める方向で作用する集落の「協力」関係は,どの集落でも容易に見つかるという性質のものではない.

付表1. プロビット分析(ため池・湖沼)
z
都市的地域 −0.110 −1.50
平地農業地域 −0.139** −2.10
DIDまで30分以上 −0.040 −0.47
総戸数 −0.012 −1.03
総戸数の2乗 0.000 0.91
農業経営体数 0.016*** 3.71
農業経営体数の2乗 −0.000*** −2.68
組織経営体割合 0.095 0.26
65歳以上人口割合 0.359 0.83
男子農業就業人口割合 −0.203 −0.36
基幹的農業従事者割合 −0.579* −1.71
水田率 −0.051 −0.14
平均経営耕地面積 0.003*** 4.53
借入耕地率 −0.150 −0.78
貸付耕地率 −0.229 −0.67
耕作放棄地率 −0.287 −0.63
農業用水路管理の出役義務 0.263*** 2.76
集団転作 0.190*** 3.46
市町村ダミー
標本数 455
対数尤度 −227.8
Pseudo R2 0.221

1)*,**,***はそれぞれ10%,5%,1%水準で有意であることを意味する.

付表2. 処理効果の推定結果(市町村ダミーを含むプロビット・モデルから計算される傾向スコアを使用)
(a) (b)
処理効果 z 処理効果 z
農業用水路 0.16*** 3.76 0.17*** 3.79
河川・水路 0.15*** 3.04 0.15*** 3.03
農地 0.28*** 5.96 0.28*** 5.98
ため池・湖沼 0.15 1.58 0.14 1.53
耕作放棄地率(%) −0.42 −1.11 −0.50 −1.32

1)最上段の(a),(b)は表3の(a),(b)に対応している.

2)***は1%水準で有意であることを意味する.

引用文献
 
© 2017 地域農林経済学会
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