2007年頃に発生した農産物価格の高騰は，わが国の食料安全保障について再考する契機となった．2017年現在，日本はコメに対して341円/kgという輸入禁止的な関税を課しているが（農林水産省，2017），その他にも輸出補助金，農家への所得補償，低額農業保険など，様々な形の農業保護政策が特に先進国で採用されている．それらの主な目的の1つは，国内の農業生産を維持することで，食料の安定供給を確保しようというものである．しかし，このような保護政策の一部は自由貿易の妨げとなり，社会全体の経済厚生を損なうとされている（速水・神門，2002；本間，1994；Anderson et al., 2013）．したがって，貿易の自由化が現在の国際的な規律となっており，自由貿易協定，経済連携協定などの取り組みが広く進められている．しかし，そもそも農業保護政策は本当に農業を保護し，その国際競争力の向上に貢献しているのだろうか．図1は2010年の各国の農業の国際競争力を示すRTA（Revealed Trade Advantage）1と農業保護を示す名目助成率2（Nominal Rate of Assistance）の散布図である．RTAとはある産業の国際競争力を示す指標であり，競争力を持つ場合は正，持たない場合は負の値をとる（Vollrath, 1991）．また，名目助成率は政策による農家の収入の増加（減少）割合を示し，農業を保護していれば正，農業から搾取していれば負の値をとる．図1から農業を保護している国の国際競争力が必ずしも高くないことが読み取れる．また，表1はその具体例を示したものである．日本や韓国のように農業を厚く保護しているにも関わらず，RTAが低い国もあれば，アメリカやオーストラリアのように農業をあまり保護していないにも関わらず，RTAが高い国もある．さらには，アルゼンチンやエチオピアのように農業部門からの搾取を行っているにも関わらず，RTAが高い国もある．すなわち，農業保護は比較優劣位による農産物輸出入の構造を十分に覆す程の効力を持っていないため（伊藤，2015），政策が農業の国際競争力に与える影響は明瞭になっていない．
世界69ヵ国の名目助成率とRTAの散布図（2010年）
資料：Anderson and Nelgen (1991–2011), Food and Agriculture Organization of the United Nations (1991–2011), The World Bank (1991–2011).
| 国名 | アメリカ | アルゼンチン | エチオピア | オーストラリア | 韓国 | 日本 |
|---|---|---|---|---|---|---|
| 名目助成率 | 0.04 | –0.21 | –0.50 | 0.01 | 0.52 | 0.82 |
| RTA | 0.69 | 6.36 | 8.82 | 1.14 | –0.50 | –1.02 |
これについて，特に貿易協定への参加による貿易量の変化という観点から多くの研究がなされてきた（Grant and Boys, 2012；Rose, 2004；ほか）3．このような貿易政策の事後評価には，2国間の貿易量がそのGDPの積に比例すると仮定したグラビティ・モデルが用いられるが，この手法には問題がある．このモデルではWTO合意，FTAといった規律に参加していれば1，それ以外は0のダミー変数によってその効果を推計するのだが，そもそも規律への参加の意思決定が貿易量に左右される，逆の因果関係が存在し得るのである（Baier and Bergstrand, 2009）．そこで，本稿では，農業保護政策を内生変数とした上で，その国際競争力に対する影響を分析する．国際競争力の指標としてはVollrath（1991）のRTA，農業保護の変数としてはAnderson and Nelgen（1991–2011）の名目助成率を使用する4．
本稿の構成は以下の通りである．第2節では，政策と国際競争力の関係について事例を用いて述べ，第3節では，農業の国際競争力についての理論モデルと推計方法，分析データについて述べる．第4節で推計結果を示し，第5節が結論と残された課題である．
本節では政策と国際競争力の相互関係について，事例を用いて説明する．具体的には 1980年代のEU（当時はEC）とアメリカの農業貿易戦争，そしてその後のGATTウルグアイラウンド農業合意について述べる．
1980年代，EUの域内農業はCAP（共通農業政策）に基づく財政支出に支えられていた．政府の無制限買い付けによる価格支持，輸入農産物に対する可変課徴金，輸出補助金によってEUは農産物純輸入地域から純輸出地域へと転じたのである．一方，EUに輸出シェアを奪われたアメリカは生産物を担保に融資する形で行われる生産補助，現物支給による輸出補助を軸にシェアを取り戻そうと試みた（服部，2010）．これらを数字で示したものが図2と図3である．図2は1970年代から80年代にかけて，EU原加盟国とアメリカの名目助成率を比較したもの，図3は農業のRTAを比較したものである．図2によれば，1970年代半ばから80年代半ばまでの間にEU，アメリカが農業保護を拡充していったことがわかる．また図3によれば，EU農業がこの期間に競争力を向上させているのに対し，1980年代半ばのアメリカが大きく競争力を失っていることがわかる．
EUとアメリカのRTAの推移
資料：Food and Agriculture Organization of the United Nations (1991–2011), The World Bank (1991–2011).
しかし，これらの厚い農業保護は両国の財政を圧迫したため，国内で問題視されるようになった．そこで，当時のGATTウルグアイラウンド交渉において，農業保護の規律について話し合われた．その結果，全ての非関税輸入障壁を関税化し，既存の関税と共に削減すること，輸出補助金，そして市場歪曲的な国内助成を削減することを軸とした合意が形成された．その後，GATTの後継であるWTOの下で新たな規律に関する合意はなされていないものの，加盟国間の自由貿易協定，経済連携協定を通じて，貿易の自由化は進められている（本間，2010）．図4は1990年代から2000年代にかけての名目助成率の世界平均の推移を表したものである．1994年のGATTウルグアイラウンド合意以降，世界的に農業保護が削減されていることがわかる．
名目助成率の世界平均の推移
農業部門について労働がその唯一の生産要素であると仮定し，価格が平均費用に一致する長期の均衡を想定すれば，
が成立する（pは農産物価格，wは農業労働の機会費用，qは農業の労働生産性）（伊藤，2015）．この価格が高い国の農業の国際競争力は低いため，農産物輸入国となる．他方，この価格が低い国の農業の国際競争力は高いため，農産物輸出国となる．農業の労働生産性は土地生産性と土地・労働比率の積であるが，国ベースでの格差は後者のほうが大きいため，農業の労働生産性格差の大部分は土地・労働比率によって説明される（荏開津，1987）．また，農業労働の機会費用は他産業賃金，すなわちその国の経済発展度合いを示す（荏開津，1987）．よって，土地・労働比率が低い，もしくは経済発展が進んでいる国の農業の国際競争力は低い．一方，土地・労働比率が高い，もしくは発展途上にある国の農業の国際競争力は高い．しかし，今日，各国政府は関税，補助金といった政策介入によってこの競争力を向上，あるいは低下させているため，この要素も考慮する必要がある．以上より，農業保護（搾取）政策によって農業の競争力は向上（低下）する，土地・労働比率の上昇（下落）によって，農業の競争力は向上（低下）する，経済発展に伴う農外賃金の上昇（下落）とともに，農業の競争力は低下（向上）するという3つの仮説を立てることができる．これらを実証的に分析する．
本稿では国際競争力の指標としてRTAを用いる．国際競争力の指標としては他にも自給率やBalassa（1965）の顕示的比較優位指数5などが考えられるが，前者は農業部門の輸出入額のみを用いて計算されるため，その国の全産業における農業部門の立ち位置を考慮することができない．また，後者には輸入部門の数字が含まれていないため，特定産業の国際競争力を測るには不十分である．また，農業保護の指標としては名目助成率を用いる．保護の指標としてはHonma and Hayami（1986）のNPCやOECDが推計するPSEなども候補として考えうるが，前者は主に関税などによって発生する内外価格差を考えており，輸出補助金・国内助成などの国内保護に対応していない．また，後者は基本的にOECD加盟国を対象としており，途上国がデータセットに含まれていない．
（2） 農業保護の逆の因果関係と操作変数前項において，農業保護が国際競争力に影響するとしたが，ここには逆の因果関係が存在し得る．すなわち，その国の農業の国際競争力に応じて，農業政策が決定されている可能性がある6．そこで，本稿では政治の競争性（Political Competitiveness）を操作変数として用いることで，このバイアスを解消する．政治の競争性とは，その国の民主化の度合いに関する指標の1つであり，政治の場において競争が行われている，すなわち独裁が発生していないかどうかを測るものである．本稿ではその競争性の指標として，Marshall et al.（1991–2011）のpolcomp指数を使用する．これは，その国が民主的，競争的な政治制度を採用しているかどうかを1から10のスコアで示したものである．競争性が無い場合，このスコアは1に近づき，競争性がある場合は10に近づく．Fałkowski and Olper（2013）はこのpolcomp指数と名目助成率を使った推計によって，政治が民主的，競争的であれば農業保護が行われやすいと結論づけている7．彼らによれば，途上国では農家が多数派となるため，政治が競争的であればその票をめぐる争いが発生し，農業保護が行われる．他方，先進国では農家が少数となるものの，政策によって支持が傾きやすい浮動票となるため，政治が競争的であればその票をめぐる争いが発生し，農業保護が行われる．
その一方で，政治の競争性が農業政策を通さず，直接農業貿易に影響することは考えにくい．なぜなら，政治は政策という形で社会に影響を与えるため，政治が農業貿易に影響を与え得る経路は農業政策以外に考えられないからである．以上より，このpolcomp指数は操作変数の条件である「操作変数が内生的な説明変数に強く影響する」，「操作変数が目的変数に直接影響しない」（森田，2014）を満たしている．
（3） 分析データ分析には先進国，途上国を含めた76か国，1991年から2011年のパネルデータを用いる．目的変数の農業の国際競争力の指標には，Vollrath（1991）のRTAを使用する．説明変数の農業保護の指標には，Anderson and Nelgen（1991–2011）の名目助成率を用いる．第1節でも述べた通り，これは各国の政策によって増加（減少）した農家の収入の割合を示す指数である．また，Food and Agriculture Organization of the United Nations（1991–2011），The World Bank（1991–2011）より算出した各国の土地・労働比率，賃金を加え，技術革新などの時間経過に伴う変化を仮定して増加量一定のタイムトレンドを説明変数とする8．さらに，GATTウルグアイラウンド農業合意を始めとする国際的な規律の影響を確認するため，貿易相手国の農業保護の代理変数を加えた分析も行う．具体的には，他国の名目助成率について農業生産額をウェイトとして加重平均した変数を用いる．各変数の記述統計量は表2に示した．
| サンプルサイズ | 平均値 | 標準偏差 | 最小値 | 最大値 | |
|---|---|---|---|---|---|
| RTA3) | 1455 | 1.17 | 2.52 | –4.53 | 12.22 |
| 名目助成率4) | 1455 | 0.19 | 0.40 | –0.69 | 3.30 |
| ln 土地・労働比率5) | 1446 | –2.39 | 1.53 | –5.80 | 3.26 |
| ln 平均賃金6) | 1443 | 9.97 | 1.18 | 6.66 | 11.72 |
| タイムトレンド7) | 1455 | 10.85 | 5.81 | 1 | 21 |
| 名目助成率（他国）8) | 1455 | 0.15 | 0.05 | –0.01 | 0.28 |
| polcomp指数9) | 1455 | 7.94 | 2.53 | 1 | 10 |
1）lnは自然対数をとった変数であることを示す．
2）不完全なパネルデータであるため，個々の変数のサンプルサイズは異なる．
3）RTA=（i国の総輸出額に占める農業部門のシェア/世界の総輸出額に占める農業部門のシェア）–（i国の総輸入額に占める農業部門のシェア/世界の総輸入額に占める農業部門のシェア）．
4）名目助成率=（国内価格で評価した農業生産額+政策による農業への所得移転－国際価格で評価した農業生産額）/国際価格で評価した農業生産額．
5）土地・労働比率=農地面積/農業従事者数．
6）平均賃金=購買力平価GDP/総労働者数．
7）1991年を1，以降1年ごとに1ずつ増える変数である．
8）名目助成率（他国）=各年の他国の名目助成率の加重平均（実質価格で評価した農業生産額をウェイトとする）．
9）政治の競争性が全く無ければ1，あればあるほど10に近づく変数である．
まず，プーリングOLS，ランダム効果モデル，固定効果モデルの選択のためにF検定，Hausman検定を行った結果，名目助成率（他国）を含めない分析ではどちらの検定も帰無仮説が1％水準で棄却されたため，固定効果モデルが支持された．一方，名目助成率（他国）を含めた分析ではF検定の帰無仮説が1％水準で棄却されて固定効果モデルが支持されたものの，Hausman検定の帰無仮説は10％水準でも棄却されなかった．そこで，名目助成率（他国）を含めない分析については固定効果モデルの結果，これを含める分析については固定効果モデル，ランダム効果モデルの両方の結果を示す．前者が「固定効果分析1」，後者が「固定効果分析2」と「ランダム効果分析」に当たる．First-stageの推計結果は表3，Second-stageの推計結果は表4の通りになった．まず，First-stageの結果より，「polcomp指数」は1％水準で有意となった．これは，polcomp指数が内生変数に強く影響していることを示す．
| 目的変数：名目助成率 | 固定効果分析1 | 固定効果分析2 | ランダム効果分析 | |||
|---|---|---|---|---|---|---|
| t値 | t値 | t値 | ||||
| polcomp指数 | 0.018*** | 3.72 | 0.017*** | 3.54 | 0.021*** | 4.70 |
| ln土地・労働比率 | –0.231*** | –7.78 | –0.234*** | –8.03 | –0.125*** | –8.20 |
| ln平均賃金 | 0.256*** | 5.73 | 0.308*** | 6.92 | 0.230*** | 11.08 |
| タイムトレンド | –0.016*** | –12.66 | –0.011*** | –7.85 | –0.011*** | –8.69 |
| 名目助成率（他国） | ― | 0.953*** | 7.01 | 0.916*** | 6.62 | |
| 切片 | –2.879*** | –6.29 | –3.591*** | –7.79 | –2.592*** | –11.68 |
| サンプルサイズ | 1434 | 1434 | 1434 | |||
| 決定係数 | 0.18 | 0.21 | 0.20 | |||
1）lnは自然対数をとった変数であることを示す．
2）***は有意水準1％を示す．
| 目的変数：RTA | 固定効果分析1 | 固定効果分析2 | ランダム効果分析 | |||
|---|---|---|---|---|---|---|
| z値 | z値 | z値 | ||||
| 名目助成率 （操作変数：polcomp指数） |
6.92** | 2.58 | 7.37** | 2.50 | 4.46** | 2.48 |
| ln土地・労働比率 | 2.37*** | 3.29 | 2.50*** | 3.16 | 1.15*** | 4.43 |
| ln平均賃金 | –2.90*** | –3.42 | –3.38*** | –3.20 | –2.36*** | –4.83 |
| タイムトレンド | 0.11*** | 2.59 | 0.08** | 2.50 | 0.06*** | 2.74 |
| 名目助成率（他国） | ― | –6.56** | –2.06 | –3.76* | –1.83 | |
| 切片 | 33.25*** | 3.67 | 39.47*** | 3.36 | 26.53*** | 5.14 |
| サンプルサイズ | 1434 | 1434 | 1434 | |||
| 決定係数 | ― | ― | ― | |||
1）lnは自然対数をとった変数であることを示す．
2）*，**，***はそれぞれ有意水準10％，5％，1％を示す．
3）操作変数法を用いたことにより決定係数が負の値をとったため表示しない．
次に，Second-stageの結果について述べる．「名目助成率」は正に有意であり，農業保護が農産物輸出国の輸出を促進し，農産物輸入国の輸入を抑制することが示された．これは本稿の中心的な仮説を支持するものである．つまり，輸出補助金，価格支持，関税を始めとする保護政策が，農業の国際競争力を向上させることが示された．さらに，「固定効果分析1」，「固定効果分析2」においてDurbin–Wu–Hausman検定を行った結果，帰無仮説が1％水準で棄却された．これは，操作変数モデルの選択が妥当であったことを示している．平澤他（2004）は重量ベースの穀物自給率を目的変数，％PSE，1人当たり耕地面積，1人当たりGDPなどを説明変数とした回帰分析を行い，％PSEの係数が負になるという結果を得た．本稿は農業保護の内生性を考慮して操作変数法を用いたことにより，先行研究と異なる結果を得た．
次にその他の貿易構造の決定要因について述べる．「土地・労働比率」は一貫して正に有意であった．つまり，平均経営規模が大きいほど，その国の農業が国際競争力を持つことが示された．これは荏開津（1987），平澤他（2004），本間（1994），Otsuka（2013）を始めとする先行研究とも整合的である．
「平均賃金」は負で有意であった．これは経済発展とともに工業部門の生産性，平均賃金が上昇し，農業労働の機会費用が増加することで，農業の競争力が失われることを示している．これは平澤他（2004）と整合的である．
最後に，「名目助成率（他国）」は負で有意であった．これは，世界各国がそれぞれ農業を保護している場合に，自国の競争力が低下することを示す．言い換えれば，他国が農業保護政策を採用する場合，自国の農業の国際競争力を維持するためには，農業保護政策を採用する必要があることを表す．これは，ある国で行われた農業保護が，その貿易相手国の農業の競争力を低下させる可能性を示唆しており，1980年代のEUのCAPが，アメリカ農業の競争力を低下させた事実と整合的である．これについて，本間（2012）は各国が自国の食料安全保障を念頭に農業保護を行うことで，「囚人のジレンマ」が発生し，それぞれの農業保護がエスカレートする可能性を指摘している．
リカード・モデルによれば，ある産業が国際競争力を持つか否かは国内他産業との生産費の比，すなわち比較生産費によって決まる．この比較生産費の低い産業が輸出部門となり，高い産業が輸入部門となる．本稿は，農業分野について政府による保護・搾取政策がこの構造に影響を与えていることを示した．すなわち，農業保護が農産物輸出国の輸出を促進し，農産物輸入国の輸入を抑制する．その他にも，経営規模が大きければ農業の国際競争力は向上し，経済発展に伴う農外賃金の上昇によって競争力は低下することが定量的に示された．さらに，GATT/WTO協定を始めとする国際規律による農業保護の削減について，一定の効果があることが示された．
最後に，残された課題について述べる．本稿では，国単位のデータを利用し，農業部門全体を対象とした分析を行った．しかし，本来，貿易構造を決定する比較生産費の構造は各農産物で異なるため，それを集計してしまうことには問題がある（Vollrath, 1991）．例えば，アメリカの農産物自給率は品目によって異なる．穀物はこの50年間，常に100％を上回っているものの，砂糖や果実といった品目については100％を下回っている年の方が多い（Food and Agriculture Organization of the United Nations, 1991–2011）．つまり，アメリカは農業部門という1つの枠の中に，競争力を持つ品目と持たない品目の両方を持っているのである．このような国は少なからず存在するため，より正確な分析のためには，国単位ではなく，より細かい品目別のデータを用いる必要がある．また，名目助成率（他国）について，各国個別の名目助成率と同様に逆の因果関係が存在し得るため，操作変数を見つけるなどの方法でその内生性に対処する必要がある．
