J・マーク・ラムザイヤー教授 『日本の 被差別民政策と 組織犯罪:同和対策事業 終結の影響』④

By 鳥取ループ


Outcaste Politics and Organized Crime in Japan: The Effect of Terminating Ethnic Subsidies の日本語訳の続きを掲載する。前回はこちらを参照のこと

今回がこの論文の最後の翻訳である。まず『全国部落調査』を入手した経緯が説明されている。そして、パネルデータ分析と差分の差分法という手法を使って、同和事業終結の影響を分析している。部落民の比率が多い場所ほどその影響が大きいと考えられるのだが、部落において、一般地区と比べて住民の転出と地価の上昇が起こったことを示している。これは、部落住民が非合法的職業から離れ、なおかつ部落が魅力的な場所になったためだと結論づけている。

V. 実証研究

同和事業は、若い部落民の、日本の一般社会への参加意欲を劇的に変えた。直接的には、部落民としての自意識を増大させた。すなわち、自分自身を部落民と自覚している場合に限るが、経済的恩恵、住宅の提供、優先雇用、そして税制上の優遇を享受することができた。間接的には、彼らが犯罪活動に特化する動機を高めた。すなわち、一般社会での合法的な職業と比較して犯罪的な職業への志向を高めた。これらの仮説をデータから確認できるかどうか検証する。

A.はじめに

B.予測

1.検証の中心

2002年の同和事業終了は次の2つの効果をもたらしたと仮定する。

効果1:部落近隣地域からの転出が増加した。同和事業による優遇が減り、犯罪組織に属することへの見返りが減ったため、最も才気に富んだ若い部落民は、違法な職業よりも合法的な職業をより選択するであろう。彼らは教育にもっと多額の投資をし、部落を離れるだろう。

この現象を測定するための重要な変数は、転出率である。これは代理変数ではない。転出率は直接着目する変数である。それは、2002年の同和事業終了が次の主要な質問に与える影響を測定する。すなわち、意欲的な若い部落民が、部落民という地位を放棄して日本の一般社会へと移住する動機付けと能力を獲得したか? である。

効果2:部落近隣地域の魅力が高まった。

第1に、一般民がかつての部落地域を回避した程度を測定する。犯罪組織が力を失い、解放同盟によって引き起こされた、行政の腐敗が終結したので、部落地域は、論理的には、誰にとってもますます魅力的な場所になっているはずである。一般民がこれらの地域を魅力的だと感じれば、不動産価格が値上がりするであろう。したがって、これらの価格を使用して、残留バイアスの傾向を測定する。

2.副次的効果

a. 組織犯罪の力は衰えた。同和対策がなくなったため、犯罪組織は若い部落民にとって魅力の少ない職業となった。犯罪組織は規模を縮小し、新しい構成員の採用を減らし、部落民からの採用の数も減った。セクションVI.Dでこの効果を改めて論ずる。

2つの結果に注意する必要がある。すなわち、第一に、暴力団の構成員を解放同盟の会員から引き離す必要がある。解放同盟は伝統的に、理想主義者と暴力団の両方から指導者を集めたことを思い出して欲しい。同和事業がなくなったので、暴力集団の構成員は解放同盟への関心を失い、相対的に理想主義者の影響力が増したはずである。

第二に、部落民に対する一般民の偏見は下がったと考えられる。部落と暴力団との結びつきが少なくなると、恐怖から部落民を避けていた日本人はもはや彼らを差別しなくなる。逆に、若い部落民は、部落を離れて一般社会に加わるのが容易になるはずである。

b. 教育への投資が増加した。転出が容易になり、暴力団が支払う報酬が低くなり、地方自治体の仕事が再び競争による雇用の対象となるため、若い部落民は教育により多くの投資をするようになる。時間が経つにつれて、さらに高レベルの転出を起こすだろう。

我々がこの影響を直接測定することはでき。教育レベルに関する自治体規模のデータは存在するが、それらのデータは私たちが知りたいことを測定するものではない。意欲的な部落民は、高校を卒業し、大学に入学し、日本の一般社会に加わると、部落を去っていく。必然的に、彼らの教育レベルは部落のどのデータにも表れなくなる。結局、彼らは去っていくのだから。

c. 部落民の収入が増えた。同じ理由で、我々は部落におけるの収入を測定できない。意欲的な部落民が他の場所で良い仕事を求めて去った場合、部落民の収入データには表れない。部落のデータは、もはや彼らの収入を反映していない。

C.部落の場所

1. 1936年の全国部落調査

我々の研究は、部落近隣地域を特定することに注力している。我々は、長く封印されていた1936年の全国部落調査を通じてそれらを特定する。政府は、関連部落民団体である中央融和事業協会を通じて全国部落調査を実施した。342ページの手書き文書には、各部落の場所、各部落の部落民世帯数、および各部落民の人口が記載されている。情報のほとんどは1935年のものである。

私たちはこのリストをたどり、1936年の場所を現在の地方自治体に変換した。ほとんどの場合、1936年当時の名称を保持しているのは大きな都市だけである。現在の1,742の自治体の大多数は、分割、統合、名称の変更、場合によってはそれらを何度も行っている。全国部落調査の各項目について、私たちは1936年の部落を現在の場所まで追跡した。

私たちは2015年後半に1936年の全国部落調査を取得した。鳥取ループというペンネームをで使っている宮部龍彦は、彼のインターネットサイトにその文書を一時的に投稿していた。宮部はフリーランスのライター兼出版社として働いているようで、数年間部落解放同盟に対して激しい反腐敗キャンペーンを行ってきた。彼は明らかに部落民であると自認しているが、2017年初頭現在、彼は部落解放同盟との危険な戦いに固着したままである。宮部が全国部落調査再版の計画を発表したとき、部落解放同盟は出版を禁止するよう訴えた。全国連のウェブサイトで、「鳥取ループの化けの皮をはぎ、徹底糾弾し、彼を社会から永久追放するまで戦う」という計画を宣言した<全国連(2016)。2016年4月18日、横浜地方裁判所は、印刷物の発行を禁止し、ウェブサイトの解体を命じた。宮部が全国部落調査を掲載しただけではどうなるかは定かではないが、部落解放同盟指導者140人の氏名、自宅住所、自宅電話番号、地域で最も一般的な部落民の苗字も記載していた。2016年後半までに、ウェブサイトが復活し、全国部落調査はインターネット上の他の場所で再び利用可能になった。しかし、訴訟はまだ進行中である。裁判所の命令を尊重し、学術的な読者にとってはほとんど価値がないため、ここでは1936年の部落の特定を省略する。概要は同和地区(2016)を参照のこと。被差別(2016)、角岡(2016:60-65)。>。

1936年の全国部落調査の一般的な信頼性を疑う理由はない。戦後部落解放同盟に発展した、松本(訳注:治一郎)の暴力的な水平社よりも中央融和事業協会が穏健であったことを考えると、解放同盟がそれを攻撃することを期待する向きもあったかもしれない。だが解放同盟はそうはしなかった。むしろ、少なくとも部落解放同盟公式出版物のひとつは、デボス&我妻(1967:117)と同様に、全国部落調査に書かれた実際の合計値に依拠している(野口他1997:13)。

確かに、全国部落調査には明らかな誤りがある。たとえば、我妻(1967:93)は青森の部落について言及しているが、全国部落調査にはその地域は含まれていない。1920年の全国部落所在地調(デボス&我妻 1967:116および中央融和 1936:336で再掲)の都道府県の分布も同様に、1936年の全国部落調査に記載されていない北東地域の部落を示している。

それにもかかわらず、1936年の全国部落調査は、いくつかの戦後の都道府県の同和地区実態調査と密接に関連している。戦時中および戦後初期の日本国内での大規模な人口移動にもかかわらず、部落の場所はほとんど変わっていない。部落解放同盟自身が大阪府(1958年)と長野県(1963年)の部落民人口調査を発表した。別の団体が和歌山(1952年)、さらに別の団体が鳥取県(1979年)の人口調査を公開した。1979年の鳥取県部落民人口(近代市町村ごと)と1936年の全国部落調査による部落民人口とのペアワイズ相関は0.696、1958年の大阪とは0.985、1963年の長野県(世帯)とは0.987、1952年の和歌山県とは0.978である<これらの戦後の本のいくつかは、図書館から広く入手できる。宮部もウェブサイトに掲載していた。2016年の宮部への裁判所命令を尊重し、本の名前は省略する。>。

表1のパネルAは、1936年の全国部落調査による部落民の都府県分布を示している。先に述べたように、中日本と北東部に部落民はほとんどいなかった。代わりに、ほとんどが関西地方(三重県、滋賀県、京都府、大阪府、兵庫県、奈良県、和歌山県)にあり、南西部のいくつかの県にも住んでいた。滋賀県を除けば、関西の関西地方の府県は北東部の23都道府県のどこよりも部落民が多かった。関西地方は部落解放同盟の集中地域である。福岡とともに、日本の組織犯罪の中心地である。

表1のパネルBは、1936年に部落民が最も多い都市(2015年の市の範囲による)を示している。これらの都市はいずれも関西地方の北東ではない。代わりに、それぞれが関西地方自体、またはそこより南西の地域にある。

2.部落解放同盟支部

より強固なチェック方法として、部落解放同盟支部のリストを使用する。このリストは、おそらく部落解放同盟に敵対する誰かによって投稿されたもので、インターネットから取得した。ここでも明らかに信頼性が問題となるが、(1)市町村の支部数と(2)1936年の部落民人口の相関係数は0.570であることに注意する必要がある<このサイトでは、部落解放同盟の名前に架空の変名が使用されている。2016年の宮部への裁判所命令を尊重し、サイトの表記を省略する。>。

D.変数

表4. 回帰変数による要約統計

n最小値中央値平均値最大値
従属変数
転出24,761554014323,690
不動産価格19,9530.5430635,180
部落民変数
部落民
全体1,742001155,008
部落民> 0812.6741182465,008
解放同盟支部
全体1,742000.46113.0
支部> 07010.01190.6311.1513.0
制御変数
所得45,2900.21.11.19.5
人口54,0020.19227713,689
人口密度52,2600221002,203
出生率54,00009294390
死亡率54,00008791697
出典:本文参照

1.部落変数

部落近隣地域について、以下の変数を計算する。

●部落民:現在の市町村の領域内の、1980年の市町村人口10,000人あたりの1936年に住んでいた部落民の数。

●部落解放同盟支部:現在の市町村の領域内の、1980年の市町村の人口10,000人あたりの解放同盟支部の数。

要約統計を表4に示す。日本の市町村の約半数(812 / 1,742)に部落が含まれていることに注意する必要がある。部落を持つ約100の市町村(812-701)には、解放同盟支部がない。

2.パネル変数

我々のパネルデータは、1,742の日本の市町村すべてを網羅するさまざまな政府の情報源から得られたものである<これらすべての変数のデータを政府のウェブサイトからダウンロードした。 e-Stat>。日本には非法人地域が存在しない(訳注:アメリカには非法人地域という市町村が存在しない地域がある)ので、全国すべての地域を網羅している。これらのデータ源では東京都は都道府県の一つとして扱い、各区(区、市)を市町村として扱っている。他の大都市(横浜市、大阪市など)は単一の市町村として扱っている。過去数年間のデータをまとめる際に、政府は、現在の地方自治体を合併前の地理的範囲にまでさかのぼったと報告している。言い換えれば、特定の地域がある市町村から別の市町村に移動した場合、政府は現在の地理的境界線に従って、移動前数年間の関連する市町村の値を再計算したということであ。

以下を計算する。

a. 従属変数
  • 転出:人口10,000人当たりの、1996年から2010年まで各年(総務省によるさまざまな年)の、市町村を離れた日本人の数(転入の数を除く)。(a)
  • 不動産価格:1993年はじめから毎年入手可能(国土交通省による各年)な、調査対象の不動産の平均価格(単位は1,000円/1平方メートル)。
b. 制御変数
  • 所得:1985年から2010年まで各年(総務省による各年)の、前年度分の1人当たりの課税所得(個人のみ、単位は1000,000円)。(c)
  • 人口:人口を1,000で割った値。日本政府は5年ごとにのみ人口調査を行っているため、我々はその間の年(総務省によるそれぞれの年)を補完した。(b)
  • 密度:1981年から2010年まで各年(総務省によるさまざまな年)の、10ヘクタールあたりの人口を市町村の面積で割ったもの。(b)
  • 出生率:1980年から2010年まで各年(厚生労働省人口動態調査によるさまざまな年)の、人口10,000人あたりの出生数。
  • 死亡率:1980年から2010年まで各年(厚生労働省人口動態調査によるさまざまな年)、人口10,000人あたりの死亡数。

VI 結果

A.外への転出

1.差分の差分法

表5. 転出率の決定要素 従属変数:転出

依存変数:転出
(1)(2)(3)
部落民–0.0479***
(0.0116)
–0.0403***
(0.0100
解放同盟支部–13.7***
(2.44)
2002年以降–68.3***
(3.48)
–60.5***
(5.15)
–61.6***
(5.16)
部落民 * 2002年以降0.0145***
(0.0043)
0.0127***
(0.0044)
解放同盟支部 * 2002年以降3.989***
(1.08)
人口–0.0254
(0.0187)
–0.0389
(0.0255)
–0.0397
(0.0256)
収入151***
(17.2)
81.4***
(28.5)
82.5***
(28.4)
人口密度0.1552***
(0.0203)
0.1528***
(0.0203)
出生率1.883***
(0.367)
1.856***
(0.364)
死亡率0.305
(0.345)
0.321
(0.344)
R20.1650.2450.247
注記:係数と、それに続くロバスト標準誤差。n=24,760。回帰分析は最小二乗法であり、年固定効果と市町村ごとに分割された標準誤差を使用。***、**、*: 1、5、および10%レベルで統計的に有意。 出典:本文参照のこと。

同和対策事業が終了すると、かなりの数の部落民がその地区を離れ始めた。表5は、修正された差分の差分法を使用して、部落民の転出に対する同和事業終了の影響を研究している。部落民の増加が、2002年以降の人口移動の大きな変化と関連しているかどうかを調査する。従属変数として、各市町村からの転出率(一人当たり。転出の総数ではない)を使用する。すべての回帰分析には、年の固定効果が含まれる。1936年の市町村の部落民の数は1980年から2010年の間変化しないため、市町村の固定効果を使用しない(実際、数学的に使用できない)。いずれの場合も、回帰分析には最小二乗法を使った。

最も単純な計算(回帰(1))から始める。独立変数として、(1)1936年の市町村の部落民の数(一人当たり)、(2)2002年以降についてはダミー変数1、(3)1936年の部落民と2002年以降のダミーとの相互作用、(4)人口、(5)一人当たりの所得を使用する。後の回帰分析では、(6)人口密度(都市化の代用)、(7)出生率(年齢分布の代用)、および(8)死亡率(年齢分布の代用)を、追加する。すなわち、次の等式が成り立つと推定する。

転出 = a * 部落民 + b * 2002年以降 + c * 部落民 * 2002年以降 + 制御変数

これは古典的な離散群の差分の差分法回帰分析ではないが、部落民の多い市町村と部落民の少ない市町村が古典的な2つのグループを構成し、部落民の多い市町村が2002年の同和事業が終了したことによる要因であると想像できる。2002年以前の2つのグループの転出は、制御変数と部落民密度変数によって同様に影響を受けたと想定する。2002年の後の変数は、両方のグループに影響を与えた2002年に変化があり、交互作用項は、処置された(つまり、部落民の多い)グループに固有の変化を見出す。

重要なのは、交互作用項の係数が正で有意であるということである。同和事業は2002年に終了し、部落民が集中している市町村からの転出が最も増加した。一般的に、部落民が多い都市は他の都市よりも転出率が低かった(基本的な部落民変数の負の係数が示すように)。これは2002年以降も当てはまるが、部落民の多い市町村からの転出率は上昇し始めている。

回帰(2)は人口密度と出生率、死亡率を追加するが、基本的なポイントは変わらない。すなわち、2002年以降、人々が部落地域を離れる割合は、他の市町村を離れる割合よりも増加した。

いくつかの簡単な観察に注意する必要がある。裕福な家は貧しい家よりも移動性が高く、転出は所得と正の相関がある。若い家族は年配の家族よりも移動性が高く、転出は出生率と正の相関がある。また、都市部の家族は農村部よりも移動性が高く、転出は人口密度と正の相関がある。

係数の大きさは、部落民が2002年以降にかなりの数の部落を離れ始めたことを示唆している。部落変数は、1936年に部落に住んでいた部落民の数に基づいていることを思い出して欲しい。全国でその数は999,700人である。1975年には、110万人の部落民が今でも伝統的な地区に住んでいた(セクションII.Aを参照)。明らかに、1975年には1936年よりも約10%多くの部落民が伝統的な地域に住んでいた。

人口10,000人の町を想像してみよう。全国平均を追跡した場合、部落民変数は115で、年間の転出は432である(表4を参照)。表5の回帰(2)における部落民の係数が0.0403であるとすると、町に部落民がいなかった場合、転出は115 * 0.0403=4.63増加して436.63になる。したがって、部落民がいない10,000人の町では、転出率は0.0437であった。部落民変数が115の町には、1975年に実際に(115 * 1.1 =) 127人の部落民がいたことを考えると、一般民は9,873人住んでいた。もし彼らが0.0437の割合で転出したとしたら、一般民の転出はほぼ正確に431人に等しいと言える。127人の部落民のうち、毎年1人も去っていなかったであろう。

2002年以降、部落民は伝統的な部落地域をより多く離れ始めた。部落民 * 2002年以降 の交互作用項の係数は0.0127である(表5、回帰(2))。部落民変数が115の場合、転出は0.0127 * 115 = 1.46増加する。同和事業が終了する前は、毎年1人の部落民が転出した。2002年以降、部落民の転出は2倍以上の2.5人になった。

2.部落解放同盟支部

表5の回帰(3)は、回帰(2)と同じ仕様を使用しているが、部落民のコミュニティは部落解放同盟支部の数で識別されている。先に述べたように、1936年の人口と、戦後のいくつかの都府県の同和地区実態調査との間の相関は高い。それでも、1936年の全国部落調査が現代の部落民の位置をどれだけ正確に捉えているかを示す追加の検証として、1人あたりの部落解放同盟支部の数を示す。

その結果は変わらなかった。すなわち、同和対策特措法の終了に伴い、部落解放同盟支部の数が多い都市を離れる割合は、他の場所よりも増加した。

3.年-相互作用項

表6. 転出率と不動産価格の決定要素

転出と不動産価格転出と不動産価格
依存変数(1)(2)(3)(4)
部落民–0.0364***
(0.0103)
–0.0024
(0.0028)
解放同盟支部–1.28***
(0.256)
–2.65***
(0.848)
部落民 * 1998–0.0131**
(0.0059)
0.0053***
(0.0016)
解放同盟支部 * 1998–2.638*
(1.462)
1.85***
(0.432)
部落民 * 1999–0.0011
(0.0055)
0.0072***
(0.002)
解放同盟支部 * 1999–1.234
(1.421)
2.44***
(0.526)
部落民 * 2000–0.0067
(0.0055)
0.0092***
(0.0021)
解放同盟支部 * 2000–1.994
(1.327)
3.04***
(0.483)
部落民 * 2001–0.0049
(0.0052)
0.0082***
(0.0030)
解放同盟支部 * 2001–0.944
(1.327)
3.48***
(0.528)
部落民 * 2002–0.0007
(0.0052)
0.0118***
(0.0035)
解放同盟支部 * 20020.0056
(1.370)
4.45***
(0.825)
部落民 * 2003–0.0114*
(0.0059)
0.0108***
(0.0030)
解放同盟支部 * 2003–1.300
(1.884)
4.04***
(0.719)
部落民 * 20040.0021
(0.0070)
0.0090***
(0.0024)
解放同盟支部 * 20040.993
(1.545)
3.96***
(0.774)
部落民 * 20050.0115
(0.0075)
0.0092***
(0.0028)
解放同盟支部 * 20052.589
(1.839)
3.99***
(0.820)
部落民 * 20060.0139*
(0.0080)
0.0083***
(0.0026)
解放同盟支部 * 20066.038***
(2.210)
3.56***
(0.819)
部落民 * 20070.0130*
(0.0072)
0.0079***
(0.0023)
解放同盟支部 * 20074.050**
(1.862)
3.59***
(0.755)
部落民 * 20080.0229***
(0.0083)
0.0071***
(0.0025)
解放同盟支部 * 20085.948***
(1.894)
3.19***
(0.845)
部落民 * 20090.0159**
(0.0070)
0.0090***
(0.0025)
解放同盟支部 * 20095.438***
(2.047)
3.91***
(0.735)
部落民 * 20100.0045
(0.0079)
解放同盟支部 * 20101.048
(1.642)
人口–0.0389
(0.0255)
–0.0117
(0.0116)
–0.0397
(0.0256)
–0.0117
(0.0116)
収入81.4***
(28.5)
160.10***
(54.50)
82.5***
(28.4)
159.94***
(54.51)
人口密度.01552***
(0.0203)
0.2141***
(0.0309)
0.1528***
(0.0203)
0.2140***
(0.0309)
出生率1.883***
(0.367)
–0.2666**
(0.1205)
1.855***
(0.364)
–0.2678**
(0.1205)
死亡率0.3050
(0.345)
0.3379
(0.2288)
0.320
(0.344)
0.3403
(0.2297)
R20.250.660.250.66
n24,76019,95124,76019,951
注記:係数と、続いてロバスト標準誤差。回帰分析は最小二乗法であり、年固定効果と市町村ごとに分割された標準誤差を使用。***、**、*: 1、5、および10%レベルで統計的に有意。 出典:本文参照のこと。

2002年以降、部落民のコミュニティからの転出が増加するペースを調査するために、表6で、我々が見積もった部落民密度をそれぞれの年と相互作用させる。回帰(1)で、1936年の部落民人口と各年を相互作用させ、回帰(3)で、部落解放同盟支部の数と相互作用させる。その結果は似ている。

図2. 部落民と年相互作用項(転出)の値

出典:表6

回帰(1)を検討してみよう。1936年の一人当たりの部落民の数の係数はここでも負である。すなわち部落民が多い市町村は一般的に他よりも低い転出率であった。しかし、2006年頃から、その差は消え始めている。部落地域と一般地区の転出の差は2008年まで拡大し続けている。それまでに、部落地域からの転出率の当初の差(0.0229 / 0.0364)のほぼ3分の2が消失した。図2は、これらの交互作用項の値をグラフ化したものである。

B.地域への影響

表7. 転出率の決定要素:ロバスト性検査

A. 市町村規模ごと
依存変数:一人あたり転出者数
(1)(2)
部落民–0.0265
(0.0178)
–0.031***
(0.0096)
2002年より後–78.2***
(5.52)
–4.37
(9.30)
部落民 * 2002年より後0.0240***
(0.0071)
0.00275
(0.0051)
n11,71113,049
R20.5020.209
市町村規模
B. 地方ごと
依存変数:一人あたり転出者数
(1)(2)(3)(4)(5)
地方関西四国九州中国その他
部落民–0.0149
(0.0164)
–0.00516
(0.0066)
–0.0357*
(0.0207)
–0.0242
(0.0337)
–0.1619***
(0.0519)
2002年より後–96.0***
(7.98)
–82.4***
(12.4)
–30.9*
(17.4)
–91.9***
(12.3)
–48.7***
(7.47)
部落民 * 2002年より後0.0162*
(0.0091)
0.0113*
(0.0060)
0.00122
(0.0104)
–0.00662
(0.0143)
0.0215
(0.0150)
n3,2461,3753,4931,60515,041
R20.3850.3960.1560.2850.278
C. 主要府県
依存変数:一人あたり転出者数
(1)(2)(3)(4)(5)
府県兵庫県大阪府京都府和歌山県福岡県
部落民–0.0368*
(0.0191)
–0.0291
(0.0306)
–0.0070
(0.0162)
–0.0353
(0.0275)
0.0630***
(0.0186)
2002年より後–123.8***
(27.4)
–76.9***
(20.3)
–84.0***
(18.0)
–79.2***
(17.2)
16.395
(11.086)
部落民 * 2002年より後0.0628***
(0.0175)
0.0471
(0.0402)
0.0201**
(0.00975)
0.00691
(0.0100)
–0.0186*
(0.0102)
n614632390450900
R20.7570.6290.6320.1580.615
注記:すべての回帰には、人口、収入、人口密度、出生率、死亡率が含まれる。係数と、続いてロバスト標準誤差。回帰分析は最小二乗法であり、年固定効果と市町村ごとに分割されている標準誤差を使用。***、**、*: 1、5、および10%レベルで統計的に有意。 出典:本文参照のこと。

検証の追加確認として、地域レベルおよび市町村レベルの回帰である表7を参照しよう。表2Aに示すように、関西の都市、神戸市、大阪市、京都市では、1936年に最大の部落があった。他の大きな部落は、四国から瀬戸内海をまたいで、岡山県、広島県、そして西の福岡県に存在する。組織犯罪も主に関西と福岡県の都市現象である。東京にもギャングがいるが、暴力団の中心は関西と福岡県である(犯罪は、日本で数少ない東京を中心としない事象の1つである)。

我々の主張を思い出してほしい。すなわち、特措法の下での政府資金の大規模な流入は、犯罪組織に莫大な新しい収入源をもたらしたと我々は考える。犯罪活動から期待される収入の増加は、若い部落民を合法的な仕事から組織的に離脱させた。若い男性は、教育に投資して部落を離れるのではなく、学校をやめて暴力団に加わった。同和事業が2002年に終結したとき、非合法および合法的な活動に期待される見返りは、相対的に合法的な仕事へと取って代わった。これまで以上に、若い男性は教育に投資し、日本の一般社会で仕事を見つけて去っていった。実質上、彼らは部落民ではなくなった。

最初に表7のパネルAに移る。これらの回帰では、1980年の市町村の人口の中央値(29,200)でデータセットを分割する。列(1)では、表3回帰(2)変数の大都市での1人あたりの転出を回帰する。列(2)では、小規模な市町村についても同じことを行う。組織犯罪は主に都市現象であり、2002年以降の部落民転出の大幅な増加は大都市でのみ見られる。

表7のパネルBでは、さまざまな地理的地域で同じ回帰を推定している。日本の組織犯罪は関西地方を中心としており、関西(回帰(1))と四国(回帰(2))の両方で、2002年以降、部落からの転出が大幅に増加している。関東や北部の県では、部落はどんどん小さくなっている。これらの地域の結果は、有意ではないが質的に類似している。交互作用項の係数は関西や四国よりもさらに大きくなるが、標準誤差も大きくなる(回帰(5))。中国地方(主に広島と岡山)では犯罪組織の役割は小さく、相互作用項の係数は正ではない(回帰(4))。

九州の結果(回帰(3))は、石炭産業の衰退を反映している。20世紀前半、九州北部の福岡県は石炭産業の中心地だった。九州の部落民のほとんどは福岡に住んでいて、多くが炭鉱で働いていた。日本の石炭はもはや競争力がなく、炭鉱の町は環境浄化以外の仕事がほとんど残っていない。以前ギャング抗争に巻き込まれたと説明した町(訳注:大任町のこと)は、これらの衰退した炭鉱の町の1つである。人々は2002年よりずっと前にこれらのコミュニティを去っていた。福岡自体(表7、パネルC、回帰(5))、部落民係数は正の0.063であり、t-統計量は3.39である。福岡県の部落からの転出は、すでに非常に多かったという単純な理由で増加しなかった。

表7のパネルCでは、関西の4つの主要な都道府県の基本的な回帰も推定している。比較的田舎である和歌山県からの2002年より後の部落民の転出の増加は見られない。ただし、この地域の都心部である兵庫県、大阪府、京都府では一貫して、2002年以降、転出が増加した。福岡県と同様、これら関西3府県は大都市である。これらは日本最大級の部落のほとんどを含み、解放同盟の中核であり、いくつか主要な犯罪組織のの本拠地である。相互作用項の係数は、京都府の0.02から大阪府の0.05、兵庫県の0.06の範囲である。大阪府の係数は有意ではないが、兵庫県と京都府の係数は1%と5%で有意である。

C.不動産価格

表8. 不動産価格の決定要素

依存変数:不動産価格
(1)(2)(3)
部落民0.003617
(0.00374)
0.00182
(0.00241)
解放同盟支部–1.03
(0.744)
2002年より後–47.251***
(3.568)
–53.412***
(10.231)
–53.944***
(10.198)
部落民 * 2002年より後0.004435**
(0.001674)
0.004435***
(0.001674)
解放同盟支部 * 2002年より後2.10***
(0.614)
人口0.0567*
(0.0296)
–0.0117
(0.0116)
–0.0117
(0.0116)
所得214.3***
(33.00)
160.1***
(54.49)
160.0***
(54.49)
人口密度0.214***
(0.0309)
0.2139***
(0.0309)
出生率–0.267**
(0.0120)
–0.2682**
(0.0120)
死亡率0.338
(0.229)
0.3397
(0.2295)
R20.530.660.66
注記: 係数と、それに続くロバスト標準誤差。n=19,951または19,952。回帰分析は最小二乗法であり、年固定効果と市町村ごとに分割されている標準誤差を使用。***、**、*: 1、5、および10%レベルで統計的に有意。 出典:本文参照のこと。

表8では、不動産価格について説明する。同和対策事業の終了に伴い、大規模部落を抱える都市の不動産価格が上昇したことは明らかである。回帰(1)および(2)では、表5の回帰(1)および(2)で使用されている独立変数に基づいて、市町村レベルの不動産価格を回帰分析する。当然のことながら、価格は裕福な都市、密集した都市、人口の多い地域で高くなっている。ただし、重要なのは、1936年の部落民人口と2002年以降の年との間の相互作用項が正であり、有意であるということである。すなわち、大規模部落近隣地域を抱える都市の価格は、2002年以降、他の都市の価格よりも上昇した。回帰(3)において、部落近隣地域を1936年の全国部落調査ではなく、解放同盟支部によって識別したが、結果は変わらない。

表6の回帰(2)および(4)では、回帰(1)および(3)の転出率に使用した特定の年相互作用条件で不動産価格を回帰分析している。同和対策事業は当初10年に制限されていた。それは一連の一時的な延長法を通じて継続されたが、有権者はその後の腐敗、恐喝、暴力団の権力に次第に反対するようになった。1996年、政府は2002年に同和事業を終了することを決議した。我々は不動産業者が2002年までの市場価格に期待を寄せると予想したが、それは結果が示している。

図3. 部落民と年相互作用項(不動産価格)の値

出典:表8

データは、同和事業がなくなることを知った後、部落の不動産価格が値上がりし始めたことを示していると解釈できる。むしろ、値上がりは1998年以前にすでに始まっている。我々の仮説では、同和事業の終わりが間近になるにつれ、買い手は、暴力団が権力を失い、恐喝が減少し、部落民が犯罪から離れて一般社会に向かうことを期待した。他のすべての条件が同じであれば、典型的な貧しい人は、部落の近隣に住むことを避けたいと思うかもしれない。しかし、特に市場均衡において、他のすべてが等しいということはない。部落地域は家賃が安い。多くは町の中心部に近く、通勤時間が比較的短い。部落民に対する一般的な敵意が薄れるにつれて、一般の日本人はかつての部落地域に移り、不動産の価格を底上げした。図3で、相互作用項の係数をグラフ化する。

表9. 不動産価格の決定要素: ロバスト性検査

A. 市町村規模ごと
依存変数:不動産価格
(1)(2)
部落民0.01585*
(0.00944)
0.00181
(0.00173)
2002年より後–116.440***
(19.845)
–17.077***
(1.282)
部落民 * 2002年より後-0.000934
(0.0110)
-0.000870
(0.00120)
n7,49912,452
R0.7460.668
市町村規模
B. 地方ごと
依存変数:不動産価格
(1)(2)(3)(4)(5)
地方関西四国九州中国その他
部落民–0.00695
(0.00488)
0.00108
(0.00134)
–0.00118
(0.00197)
0.00167
(0.00533)
–0.0558**
(0.0270)
2002年より後–52.430***
(6.058)
–12.305***
(3.883)
–7.439***
(1.445)
–12.307***
(3.711)
–62.780***
(12.367)
部落民 * 2002年より後0.01066***
(0.00294)
0.00283*
(0.00143)
–0.000706
(0.00191)
0.000793
(0.00494)
0.00393
(0.00748)
n2,2091,3092,67693113,096
R0.8000.6940.8010.8000.670
C. 主要府県
依存変数:不動産価格
(1)(2)(3)(4)
府県兵庫県京都府和歌山県福岡県
部落民–0.0430***
(0.0108)
–0.0157
(0.0117)
–0.00195
(0.00444)
–0.000789
(0.00266)
2002年より後–95.572***
(18.208)
–55.839***
(12.332)
14.710***
(4.948)
–13.614***
(3.363)
部落民 * 2002年より後0.0392***
(0.0124)
0.0229**
(0.00975)
0.00316
(0.00279)
0.00607***
(0.00220)
n466349346779
R0.9120.9020.7640.878
注記:すべての回帰には、人口、収入、人口密度、出生率、死亡率が含まれる。係数と、続いてロバスト標準誤差。回帰分析は最小二乗法であり、年固定効果と市町村ごとに分割されている標準誤差を使用。***、**、*: 1、5、および10%レベルで統計的に有意。 出典:本文参照のこと。

表9では、不動産価格を従属変数として使用して、表7のロバスト性検査を複製して使用している。結果は、表7に類似した現象を示している。すなわち、正の価格効果を示している地域は、以前に最も過激な解放同盟支部と最大の犯罪を抱えていた地域であった。ただし、データベースを自治体の人口の中央値で分割する場合、相互作用項の係数は、大規模な市町村と小規模な市町村の両方にとって重要ではないことに注意する必要がある。2002年以降の部落からの移住は都市現象だった(表7、パネルA)。対照的に、2002年以降の部落の不動産価値の上昇は、農村部か都市部かという環境の違いにより制約されているようには見えない(表9、パネルA)。

表9のパネルBでは、パネルデータを地方ごとに分けている。部落民の転出の増加(表7、パネルB)と同様に、部落の不動産価格の上昇は関西地方と四国地方の関数である。解放同盟が闘争と暴力の評判を確立したのは関西地方であり、山口組が日本の他の地域に手を伸ばしたのも関西地方からであった。部落解放同盟と暴力団が同和事業の背後にある政府の行政を最もひどく腐敗させ、最も多くの若い部落民を採用したのは関西地方(と福岡県)だった。政府が同和事業を打ち切ったとき、部落の不動産価格が明らかに最も上昇したのは関西地方だった。

表9のパネルCでは、同和事業の終了が府県別の不動産価格に与える影響を追跡している。繰り返しになるが、回帰は、不動産価格へのプラス効果が中核的な都市の部落から生じたことを示している。残念ながら、データセットは大阪の不動産価格情報を反映していない。他の2つの関西府県、兵庫県(神戸市がある)と京都府では、2002年以降、部落の不動産価格が明確に上昇している。九州北部の福岡県(急進的暴力団工藤會の本拠地)でも、同様に2002年の同和事業終了後に部落の不動産価格が上昇している。

D.2002年以降の他の事業

日本が同和事業を解体するにつれ、政府は一部の隣保館・同和対策集会所を転用し、一部の同和公営住宅を一般開放した(角岡2012:244; 2016:27677)。都市は、優先雇用事業を停止または縮小した。転出と不動産価格の上昇に加えて、他の変化も続いた。

解放同盟は衰退した。分配するお金がないので、若い部落民を引き付けることはもうできない。会員数は、同和事業期間中の20万人以上から、5万人に減少した。同盟に残っている人は年をとっており、半数以上が60歳を超えている(小林2015:12;角岡2009:26; 2012:246を参照)。

犯罪組織は縮小した。特措法の有効期限が切れると、同和対策の公共事業からリベートを獲得できなくなった。警察の締め付けが厳しくなると、恐喝や賭博でさえ収益性が低下する。1991年には91,000人、2002年には85,300人の構成員・準構成員がいたのが、犯罪組織の総人員は2010年までに78,600人に減少した。そこから、2015年には46,900人に急減した(警察、平成 27 2015:2)。

表10. 年齢ごとの犯罪組織構成員の減少

年齢1988200620102014
29歳以下30%11%8%5%
30代31292521
40代28232933
50以上11373841
出典:警察、白書(1989:図1-6、2015:図2)

犯罪組織はただ構成員を失っただけでなく、若い構成員を失った。表10は、会員数の減少が若い年齢層にどのように集中しているかを示している。一時は、若い部落民男性の10~25パーセントが暴力団に加わったが、現在、ほとんど誰も加わっていない(角岡 2009:113–14も参照)。暴力団の数はわずか47,000人で、そのうち30歳未満はわずか5%(2,300人)である。これらの男性の70%が部落民であったとしても、犯罪組織の若い部落民の数は1,600人にすぎない。

恐喝も減少した。法務省が2013年に部落民の恐喝(訳注:えせ同和行為のこと)に関する10回目の調査を委託するまでに、恐喝は急減した(人権2014)。1988年には、建設会社の16.4パーセント、銀行の14.5パーセント、大阪の会社の14.2パーセントを含む、17.5パーセントの会社が部落民の恐喝を受けたと報告した。2013年の4,398人の回答者のうち、恐喝を受けたと報告したのはわずか5.1%だった。恐喝を経験したのは、建設会社の9.7%、銀行の1%、大阪の会社の3.8%に過ぎなかった。1988年、恐喝を経験した大阪の会社は平均8.8回である。2013年には、1.9回しか受けなかった(人権 2014:付録表1、2、6)。

VII. 結論

2002年、日本政府は、被差別部落民対象を絞った助成の30年にわたる実験を終了した。その過程で、犯罪組織の最も収益性の高い収入源の1つを終了させたことになる。暴力団がこれらの資金をどのように流用したか、そしてこれらの資金が若い部落民男性に与えた影響について検証した。すなわち、合法および違法な活動への相対的な期待収益が入れ替わることにより、資金は犯罪組織での地位を選択した若い男性への恩恵となった。

部落民についての定量的研究は、次の単純な理由で難しい。部落民コミュニティの場所は厳重に守られた秘密である。私たちは1936年の全国部落調査を通じてこの問題を克服した。この全国部落調査査のコピーを偶然に取得したので、5,000余の伝統的な部落地域を特定できた。私たちは、各部落を、日本の社会統計で使用されている現代の市町村の領域までたどった。次に、さまざまな社会的および経済的変数を網羅する市町村レベルのパネルデータセットを構築した。

このデータセットを使用して、同和事業の終了により、才覚のある部落民が一般社会に溶け込み、他の日本人がより魅力的な住む場所としての部落を見出すことができるかどうかを検証した。我々は、それらの現象の証拠を見つけた。同和事業が終了すると、部落民はますます部落を離れ、日本の一般社会へ溶け込んだ。もちろん、この現象は、並行した政策の変化と結びついている。国会は1996年に、2002年に同和事業を集結することを決議し、1991年に暴力団に対する法的手段を強化し始め、2000年に摘発数を増やした。私たちは2つの原因は解明しない。どちらも犯罪的職業から合法職業への転換を増やし、2006年までに部落地域を擁する自治体からの転出が急増し始めた。

腐敗と恐喝の減少は、解放同盟と暴力団の衰退とともに、他の日本人に部落地域が住む場所としてより魅力的だと考えさせた。そして同和事業が終了すると、他の日本人が移住してきた。進歩的な部落民は立ち去り、日本の一般社会へと消え去った。代わって、一般の人々が部落へ移住してきて、部落の不動産価格を押し上げた。

謝辞等

J. マーク・ラムザイヤーへの連絡先、電子メール:[email protected]

ラムザイヤーは、ハーバード大学の三菱日本法学教授。

ラスムセンは、インディアナ大学ケリー経営学部のダンR.およびキャサリンM.ダルトン教授。

我々は、次の方々の非常に有益な助言と提案に心から感謝する。トム・ギンズバーグ、林正義、マシュー・マッカビンズ、カーティス・ミルハウプト、三輪 芳朗、ロバート・ムヌーキン、グレゴリー・ノーブル、アリス・ラムザイヤー、ジェニファー・ラムザイヤー、フランシス・ローゼンブルース、リチャード・サミュエルズ、ロック・スプルック、フランク・アップハム、マーク・ウエスト、数名の匿名の学術論文審査員、および米国法律経済協会の発表時の参加者、実証法学学会会議、ハーバード法科大学院、ハーバード大学GFIAジャパンプログラム、全米経済研究所(NBER)、カリフォルニア大学バークレー校法科大学院、シカコ大学法科大学院、およびハーバード法科大学院の寛大な財政的支援。

シリーズ記事

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鳥取ループ について

ジャーナリスト、ソフトウェアアーキテクト。信州大学工学部卒。 同和行政を中心とする地方行政のタブー、人権ビジネス、個人情報保護などの規制利権を研究している。「ネットの電話帳」管理人。

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