『貧困の経済学 上』 マーティン・ラヴァリオン著 柳原透監訳 (2018年9月20日第1刷)
◇ 第Ⅱ部 貧困の測定と評価 ◇
第3章 厚生の測定③ (第3章は①から⑤まで)
厚生の測定② のつづき
3・3 代替指標の理論と適用
貧困と不平等の測定の目的のために最も一般に用いられる個人レベルでの厚生の指標は、世帯の消費もしくは所得を、世帯人数や世帯構成の違いにつき標準化し、さらに直面する価格の違いを反映して実質化したものである。これは経済厚生についての重要な指標であり、現在利用できる指標の中で明らかに最も優れたものである。
しかし、ここまで議論したように、理論と実践の両面で、利用にあたり注意を要するいくつかの限界もある。ありがたいことに、個人の厚生の評価、そして貧困と不平等の測定に関連した有用な追加情報を提供する他の諸指標がしばしば利用可能である。
■ 成人1人当たり換算での実質消費
成人1人当たり換算での実質消費は、すべての財とサービス（自家生産からの消費の価値も含む）に対する総名目支出を、2つのデフレーター（直面する価格の違いを調整する生計費指数と、世帯の人数と構成の違いを調整する等価尺度）で割ったものである。Yを世帯の総消費（もしくは総所得）とし、Zを等価尺度と価格デフレーターを統合したものとすると、これはY/Zと書くことができる。
ここでのデフレーター（Z）は、基準とされる経済厚生水準を当該世帯が達成するために要する費用、と解釈しうる。基準とされる経済厚生水準が、世帯が貧困であるかどうかの判定に用いられるときには、Zは貧困線である。貧困線に関しては第4章で詳しく論じる。
適切な貧困比較のために、価格指数に関してとりわけ重要なことがある。それは、特別な条件が満たされない限り、ある1つの指数を貧困層と非貧困層の両方に適用することはできない、ことである。
一般に、この指数は生活水準の基準がどのように選ばれるかに依存する。もし相対価格に違いがないのであればインフレーションの調整だけ行えばよいが、そのための良い価格指数が必要である。インフレ率だけを調整すればよいもう1つの場合は、相対価格は異なるが、家計消費支出の配分が所得水準にかかわらず同一である、という条件が満たされるときである。この条件は、現実にはめったに満たされることはない。
例えば、インドにおける貧困比較では、一般に（全国平均の）消費者物価指数ではなく、貧しい人々によって消費される基本賃金財に大きなウェイトが置かれる農業労働者対象の消費者物価が用いられている。しかし、ラスパイレス指数が用いられているので、時間を通じてウェイトは変化しない。
時間を通じての生計費の変化を調整すべきことはよく認識されているが、地域間での価格の相違についての調整は貧困比較でなされることは少ない。しかし、輸送費がしばしば高く、市場の地域間統合に対するその他の障害も大きい途上国においては、地域間での価格の相違はとりわけ大きい。このことは、地域間もしくは農村都市間での貧困比較に明らかに影響を及ぼす。
また、地域による生計費の違いを適切に調整しないと、集計された貧困指標の著しい偏りを生みかねない。地域による価格のばらつきは、また、行動と整合する（生計費指数などの）厚生指標の推計に必要な需要パラメーターを特定するのに、大きな助けとなる。
留意すべき主な問題として、利用可能な地域別価格データの通常の分類項目に含まれる財が不均一であるかもしれないことがある。これは 「住居」 のような財についてとりわけ重要であるが、 「米」 のような財でさえも品質の違いがある。
世帯の間には人数や構成に違いがあり、単に世帯全体としての消費額を比較するのでは、世帯内の個人の厚生の比較としては不適切である。どのような所与の人数と構成の世帯に対しても、等価尺度は、その世帯と同等であるとみなされる（通常は）成人男性の人数を定める。
中心をなす問いは、どのような意味で 「同等」 なのか、である。理想としては、世帯の総消費（もしくは総所得）を用いる尺度で標準化したとき、個人間で比較可能な金銭表示厚生指標が得られる、と確信したい。言い換えれば、同じ等価尺度をもつ2人の厚生水準が等しいことを保証するような尺度を求めたい。実際にはこの理想を達成できるかどうかは別のことである。ここでも、観察された行動から厚生を推測することの難しさと同じ問題に直面する。実際には、観察された行動のみに拠らず、理に適うと思われる価値判断をしなければならないであろう。
どのように測定を行うかによって、貧困の判定などの結果が左右されうる。貧困と世帯人数の関係を検討しよう。厚生指標の 「世帯人数弾力性」 を、世帯人数が何%か増加したときに厚生指標が何%減少するか、と定義できる。一般に、この弾力性にはある臨界値があり、それ以上では大家族のほうが貧しいとみなされ、それ以下だと小家族のほうが貧しいとみなされる。
したがって、（子どもの多い）大家族を優遇する貧困政策の実行を考えるとするならば、実際に測定される弾力性の値がどれくらいかが重要な関心事となる。もし、世帯消費を人数で割るならば (弾力性はー1)、ほとんど常に大家族のほうが貧しいという傾向がわることがわかる。もし (逆の極端の設定として)、世帯人数で割らないで、世帯の総消費を厚生指標として用いるならば、ほとんど確実に逆の結果となる。そして、両極端の間のどこかで、貧困と世帯人数は無相関であろう。
実際に等価尺度を決める際には、調査から観察される消費行動に基づくのが普通である。つまり、クロスセクションデータを用いて、ある調査期間における世帯の各種財の消費が（価格や総消費に加えて）世帯の人数や構成によってどのように異なるかを見る。
例えば、通常の方法では、各世帯における食料消費の予算シェアが、1人当たり総消費の対数と、世帯構成の分類ごとの人数とに回帰される需要モデルが用いられる。食料シェアは厚生指標の逆数と解釈される。ある厚生水準を、したがって（仮定により）食料シェアを、基準値として定め、回帰式を用いて世帯構成の相違を正確に補償するために必要な消費額を計算することができる。実際には、そのような方法では、成人女性や子どもに対して成人男性等価1未満の値が割り当てられる傾向がある。
この方法にはいくつかの問題がある。推定されたエンゲル曲線に基づく上で論じた例では、同じ食料シェアを持つ異なる世帯は等しい厚生水準にあると仮定する。これは厚生主義の立場からは正当化し難い (その仮定を受け入れるのであれば、厚生と貧困の測定のためにわざわざ等価尺度を推計する必要はない。食料シェアそのもので十分な情報である)。
また、すでに記したように、観察される食料消費行動の厚生上の解釈は、同じ行動を生み出す複数の効用関数が存在することによって不明確なものとなり、厚生に関係するパラメーターを行動に基づき特定することができない。また、その他の問題として、子どもにかかる費用は親が負担するが、現在の消費は減らさずに貯蓄を削って賄うことがあり、消費への影響は調査時よりも後に起こるかもしれない (子どもたちが成長した後かもしれない)。このように、消費と世帯構成についての1時点のみでの観察に基づくと、等価尺度を作成する際に誤りを犯しかねないのである。
消費行動に基づき作成される等価尺度の厚生上の解釈は、世帯内で消費の配分がどのようになされているかについての見方にも依存する。等価尺度が依拠する実証研究の結果の解釈は、（1つの極端な場合として）成人男性による独裁の下で決定がなされているか、あるいは世帯全員の厚生を最大化するようになされているか、でまったく異なるかもしれない。
世帯内交渉モデルとして、世帯内の配分において世帯成員の世帯外での選択肢は反映されるもの、を考えよう。消費行動から引き出される等価尺度は、世帯内での分配の2つの側面を反映している、と考える。年齢、性別による実際の 「ニーズ」 の違い（世帯消費における規模の経済とも関連しているかもしれない）と、外部の選択肢と 「バーゲニングパワー」 での不平等、の2つである。分析や政策立案のために世帯の厚生を比較する際に、第一の側面を取り入れるのは正しいが、第二の側面についてはそうは言えない。不平等な厚生の状態をそのままにし、さらに強固なものとしてしまう、からである。
先に見た測定の問題は、政策にも影響しうる。表3・1の仮想データを用いて、簡単な例で示すことができる。
2つの世帯に計5人がいる。世帯Aには成人男女1人ずつと2人の子どもがおり、世帯Bは1人の成人男性からなる。3人の最も貧しい人が世帯Aにいる。例を明確なものにするため、上述の貧困状況のニーズの違いを考慮しても変わらないと仮定する。政府は、最貧層と判定する世帯に移転を行うが、政府が知るのは世帯全体としての消費額と世帯構成のみであり、世帯内での分配については観察できない。
2つの世帯A、Bのどちらが先に援助を受けるべきだろうか。少なくとも、女性と子どもに何らかの恩恵がある限り、答えは明らかに世帯 「A」 である。しかし、これを知るためには、各人の消費を知る必要がある。
（既知の）1人当たりの世帯消費を基準にしても、答えはAである。すべての人に同じウェイトを与えるこの等価尺度を用いるとき、少なくとも何らかの利益が3人の最も貧しい人たちに届く。しかし、代わりに、成人女性に0.5、それぞれの子どもに0.25を割り当てる等価尺度を考えよう。この場合には、世帯Aは成人男性2人と等価であり、成人男性換算消費は世帯Bよりも多くなる。援助は、最初にBが受け、最貧の60%の人たちにはまったく届かないであろう。
もちろん、これは1つの例にすぎず、（しかも）世帯A内での不平等はかなり極端である。しかしながら、この例は2つの重要な点を示すのに適している。第一に、観察される消費行動は重要なデータであるが、観察されないものについての仮定が必要である、ことである。第二に、世帯間の厚生比較の実証研究における一見無害な仮定が、政策選択にかなりの影響を与える、ことである。
等価尺度を定めることは、かねてより厚生測定を実施する上での最も難しい課題の1つである。どのような選択がなされるかで政策上の判断に影響が出ることがある。特に、人口中の特定の集団を優遇するような社会政策についてはそうである。世帯人数について考えよう。貧困層の家族構成上の特徴は、人口政策に、そして家族手当などの給付の適格基準の設定に、とりわけ関係が深い。しかし、人数が多い若い世帯を他の世帯よりも貧しいとみなすかどうかは、厚生の測定の際に置かれる検証できない仮定に大きく依存する。
先進国では、貧しい家族でさえ、消費において規模の経済が働く財を消費する。1人の2倍未満の支出で2人が生活できる。貧しい国では、このような財が貧困世帯の支出に占める割合は非常に少ない。彼らの消費バンドルは、食料や衣類といった規模の経済が少ない財で占められている。この理由から、途上国を対象とした貧困研究では、世帯の消費もしくは所得を人数で割る傾向がある。これは大まかな近似としては容認しうるものであるが、貧困世帯での消費における規模の経済を過少に見ていることは確かである。考慮すべき事柄はこれだけではない。厚生の測定は、指標が用いられる目的によっても影響を受けることがある。例えば、観察はできないが、世帯人数が多いほど世帯内不平等が大きいであろうことを認識して、政策立案者は、消費における規模の経済に注意する以上に世帯人数を重視するかもしれない。
指標の選択に難しさがつきまとうことを考えると、選択次第でどの程度の影響が出るのかを知る必要がある。置かれる仮定に対する指標の感応度（sensitivity）を検証するべきであるが、厚生指標のパラメーターの変化に対する貧困指標の感応度を検証するのは簡単かことではない。
この問題を理解するために、その他の条件を一定として、尺度パラメーターを変化させるときに、貧困指標がどのように変化するか見よう。最近の1つの研究では、消費における規模の経済と大人と子どもの支出ニーズの違いを組み入れて、途上国全体を一括して貧困率の推計がなされた。その研究では、上記の設定の下で推計された指標が、 「1人当たり」 尺度に基づく指標と比較された。相当の違いが見出された。途上国全体としての2000年の貧困率は、用いられる尺度が変わることで、31%から3―13%へと低下した。
根本の問題は、尺度パラメーターが異なるときに厚生水準を相互に整合するように比較するための、概念上の基礎が欠如していることである。感応度の検証を理解するためには、まず、意味ある比較を可能とするには固定点あるいは 「基軸」 が必要であることが、認識されねばならない。それは、尺度パラメーターの選択に影響を受けない特定の種類の世帯である。
感応度の検証で得られる結果は、たまたまどのような基軸が選ばれているかに大きく左右される。尺度パラメーターを次々と変えて等価1人当たりの実質所得の分布を再計算した上で、同一の 「1人当たり」 貧困線を適用するのは、単身成人世帯が基軸とみなされている場合にのみ意味を持つ。
しかし、これは恣意による選択にすぎず、成員構成から見る世帯の種類の分布においてかなり極端な例である。どのような成員構成を基軸に採るかによって、尺度パラメーターの違いに対する感応度は大きく異なりうる。基軸の設定についての正当な概念上の基盤を欠いているので、厚生関数のパラメーターが変化した際の貧困指標の感応度については、どのような答えでも得ることができる。したがって、意味ある推測ができるかどうかは明らかではない。
正当化できそうな基軸の設定の根拠を見いだそうとするとき、なしうることの1つは、貧困の測定を導いたのと同一の論理を適用することである。それは、（価格指数や非食料品のウェイト付けにおいて）貧しい人々の状況とかなり符合するパラメーターを用いることである。
その趣旨は、貧しい人々の厚生を評価する際に妥当しそうもないようなパラメーターを用いてはならない、ということである。それは価値判断であるが、受け入れられそうに思われ、実際において広く受け入れられている。この論理からすると、単身成人を基軸とすることはとても適切とは言えそうにない。
■ 境遇に基づき予測される厚生
研究者によっては、調査から（必要であれば生計費の調整後に）得られる世帯の厚生指標の代わりに、その指標を（通常では同じ調査で観察される）いくつかの変数に回帰して得られる予測値を用いる、ことがある。
それらの変数の信頼できる計測値に基づく予測値についての1つのありうる解釈は、調査に基づく厚生指標に含まれる測定誤差を除去する、というものである。しかし、次の懸念がある。予測値は、厚生指標が反映する重要でありうる観察されない厚生の決定要因を除去してしまう。それらの要因とは、世帯による厚生水準の違いをもたらすものであるが、調査には含まれず、先述の変数によって捉えられることもないものである。
近年よく見られるこのアプローチの応用として、個人もしくは世帯にとっての 「境遇」 を表すように変数を意識して選ぶことがなされる。これは、ジョン・ローマ―により提案された 「機会の不平等」 を測定するアプローチに倣うものである (Roemer 1998)。
より一般に、この解釈では、予測値は、除外された変数よりも厚生との関連が強いとみなされる要因を反映する。機会の不平等を計測するときに目的とされるのは、測定された厚生の分散のどれだけが境遇によるものであるかを特定することである。そうすることによって、残りの分散は努力によるものであるとされ、理論上の問題とはされない。
このアプローチについての概念レベルでの懸念については3・1節に記した。次の問題は、不平等のどれくらいが境遇によるものであるのかの判断に十分な自信を持てるのか、ということである。すぐに浮かぶのは、境遇に関して観察事項のリストの実際に用いられるものは、明らかに限られており調査に含まれる変数次第である、という懸念である。
同じ国での2つの異なる調査を比較するとき、調査により境遇の違いを表すのに適した変数がどれだけ含むかが異なるために、1つの調査では相違の30%が境遇によるとされる一方で、他の調査では60%とされる、といったことが起こりうる。そして、それぞれに即して、観察される不平等の70%（もしくは40%）は努力の違いによるものであり理論上の問題とはされない、といった解釈が下される。さらに、境遇要因のうち観察されるものは観察されないものと相関がある公算が高く、回帰係数の解釈にも疑問が生ずる。
その他に、さらに深刻かもしれない懸念がある。境遇から結果に至る過程に努力が介在しているかもしれないので、観察される境遇要因は表に出ない努力と相関しているかもしれない。これは厚生の解釈を不明瞭にする。
ここでの問題は、結果を決定する上で、隠れた努力の要因が境遇と相互作用することから生ずる。これらの予測値が、所得や就学などのうちで努力ではなく境遇のみに帰せられる部分を本当に測定すると信じるためには、努力が無視できる、すなわち境遇と相関しない、と仮定しなければならない。この仮定は、努力が境遇に依存することを許すことによって、いくらか緩められる。しかし、観察される境遇によって決定はされないが、それと相関はする何らかの努力の要素が存在する限り、懸念は残る。努力と境遇の相互作用があるとすれば、懸念はさらに高まる。
ここでの問題の核心には、境遇による影響と努力による影響とを明確に分離することの困難がある。貧困を貧者当人の責任だとする人々は、貧困を引き起こす原因と考える行動をあっさりと特定する。 「怠惰」 はその典型例である。機会アプローチによれば、怠惰な人々は貧しいからといって政策による支援を与えられるべきではない、とされる。
しかしながら、状態が境遇のみにより決定されることはめったになく、努力により最初の不利な境遇を克服しうることがある。貧者は往々にして怠惰であると考える人々は、実証上で特定される境遇要因は観察されない行動を（単独であるいは境遇要因との相互作用の中で）捉えているにすぎない、ということはないと確信しているにちがいない。
しかし、怠惰がある程度は親から子どもへと受け継がれると考えるのであれば、そのような確信を持つのは難しい。子どもの教育と親の教育の間には明らかに正の相関がみられる。子どもが親よりも熱心に勉強する意志をもつことは、ありうるし、実際にある。しかし、努力しうる能力と親の教育の間の相関があることには変わりがない。機会アプローチにとって、この相関を排除することが、観察される境遇要因に基づく予測値が厚生指標として信頼しうるための鍵である。
第3章 厚生の測定④ につづく