年限構成からみる国債管理政策

年限構成からみる国債管理政策＊1
小枝

要

淳子＊2

約

公的債務の年限構成への関心は政策手段としても近年高まっている。本稿では，年限構成という視点から，国債管理政策の変容について戦後国債管理政策が始まったとされる
1965 年度から現在（2019 年度）までという長期間にわたって考察の対象とする。この期間における年限構成について動学分析を行い，確認された構造変化に基づいて，各期間における相違を生み出した政策的な特徴を比較する。さらに，過去 30 年における国債利回りと元本ベースの年限構成データを用いて，年限構成（あるいは需給要因）が組み込まれた金利の期間構造モデルの構造推計を行い，年限構成と国債利回りの関係について分析を深める。
分析の結果，当初年限構成が安定化するまで時間がかかったこと，1999 年度以降短期の年限構成比率が大幅に増えたこと等が確認できた。また，深刻な不景気では年限構成の短期化が進む傾向があることも示された。さらに，国債の年限構成データから抽出した供給ファクターは，この 30 年間で下がり長期金利を押し下げていたことが，元本ベースによる推計でも確認できた。あわせてプラスの供給ショックが起こった場合，金利上昇リス
クが高いことも示唆された。引き続き国債の年限構成を注意してみていく必要がある。
キーワード：国債管理政策，年限構成（maturity structure），ファクターモデル
JEL Classification：G12，H63

Ⅰ．はじめに我が国の債務管理政策では，基本目標を「国様々な論点がありうるが，中でも国債の年限構債の確実かつ円滑な発行」と「中長期的な調達

成は，実は重要な財政政策手段となりえる。実コストの抑制」とし，国債発行計画の策定・運際に我が国では，次年度の国債の年限別の詳細営が行われている1）。国債管理政策においては，な発行計画が，毎年 12 月年末に予算が閣議決定＊１ 本稿の内容や意見はすべて筆者の個人的見解であり，財務省あるいは財務総合政策研究所の公式見解を示すものではなく，本稿における誤りはすべて筆者個人に帰するものである。本稿で使用している分析や内容について，植田健一先生，大橋和彦先生，亀田啓悟先生，國枝繁樹先生，塩路悦郎先生，土居丈朗先生，
楡井誠先生，林正義先生，福田慎一先生，別所俊一郎先生，吉野直行先生（50 音順），財務省・日本銀行関係者らから有意義なコメントや報告機会を頂いた。
＊２ 前財務省財務総合政策研究所総務研究部総括主任研究官- 110 -

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〈財務省財務総合政策研究所「フィナンシャル・レビュー」令和３年第３号（通巻第 146 号）2021 年６月〉される際に公表されている。次年度になるとこ

策ツールとしての年限構成については，日本での計画が「市場との対話」を経て実行されていき，

は特に 2013 年度以降，非伝統的金融政策にお年度末に実績ベースの年限構成が確定される。

ける中央銀行による国債購入を背景に関心が高

我が国の学術研究では，そもそも国債管理政

まった。しかし，国債管理政策に焦点を当てた策が有効かという問題意識から，公債の中立命分析は未だ少ないといえるだろう。このギャッ

題や金利の純粋期待仮説が成立するか否かといプを埋めるため，本稿では年限構成について動2）

う議論が行われてきたが ，今まで年限構成と学分析を行い，国債管理政策の変容について統いう切り口で国債管理政策が理論的或いは実証

計的かつ制度的な観点から考察する。

的に分析されることは比較的少なかったといえ

年 限 構 成 に つ い て の デ ー タ は Koeda andよ う。 数 少 な い 研 究 と し て， 例 え ば 土 居

Kimura（2021）のデータベースを使用する。

（2005b）は年限構成と債務の持続可能性につ

ただし本稿では，政策当局者が参考にしている

いて理論的な考察をしている。

と考えられる元本（額面金額）ベース5）で年限

近年になると，モダン・アセットプライシン
グの分野において純粋期待仮説を緩めた分析フ

構成に関する変数（年限構成比率と呼び第Ⅱ章で定義する）を作成し分析に使用する。

レームワークが確立されていき，タームプレミ

年限構成比率の動学分析を行うにあたって，アムを節約するという観点から国債管理政策がまず，誘導型（無制約ベクトル自己回帰）アプ

議論されるようになってきた3）。また，市場分ローチを使用し，基本的なダイナミクスや構造

断仮説を正式に組み込んだモデル（第Ⅴ章で詳変化を捉える。分析結果に基づき，戦後国債管しく議論する）が開発され，需給要因がターム

理政策が始まったとされる昭和 40 年（1965 年

プレミアムや国債利回りへ与える影響も明示的度末）6）から現在（2019 年度末）までを複数のに分析することができるようになった。こう期間に分け，それぞれの期間の特徴を制度的観いった学術研究の発展に伴い，年限構成は国債点から述べる。考察の結果，戦後年限構成が安

管理コストやリスクを考えるうえで重要な情報定化するまで 10 年程かかったこと，その後 10となるという認識が広がったといえよう4）。政数年程年限構成が安定していたが，1999 年以

１）財務省（2020）で提示している通り，IMF・世界銀行が平成 13 年に公表した「公的債務管理のための指針」
においては，公的債務管理政策とは，「必要な政府資金調達を行う観点から，その債務を管理するための戦略を立案・執行すること」とされており，その目的として「必要な財政資金の調達において，リスクを適切な水準に抑えた上で，中長期的視点から政府の資金調達コストを最小化すること」があげられている。また，
黒田（1982）は「国債の満期構成操作が，公債発行コストや有効需要水準に与える効果を分析する政策論」
を「数量的国債管理政策論」と定義した。
２）例えば，土居（2005a）における文献サーベイを参照されたい。
３）タームプレミアムは，長期金利で金利をロックインする追加的な費用であるので，各国の債務管理当局は，これを国債管理の長期コストとしてとらえている。 国債発行当局が，短期国債のみを発行して毎期借り換えていく戦略をとると，将来の債券価格の変動に直接影響を受け，また流動性リスクや借換リスクにも直面することになる。従って国債発行当局には安定的な長期国債発行を行うインセンティブがある。このようなター
ムプレミアムを節約するという問題意識から，小枝（2020）は，国債管理コストという視点から，マクロ環
境を考慮しながら長期金利の動向とその内訳について考察し，タームプレミアム（国債管理の長期コスト）の動向を年限別に分析している。
４）政策当局ではコスト・アット・リスク分析が用いられており，分析内容・前提条件については過去の債務管理リポートのコラムで度々取り上げられている（財務省，2012 等）。初期の議論として，例えば藤井（2004）がある。入門的な紹介として，例えば服部（2021）がある。なお，マクロ計量経済モデルを用いたコスト・リスク分析については，国の債務管理の在り方に関する懇談会（財務省，2019）で紹介されている。
５）例えば公表されている平均残存年数は，額面ベースで計算されたものである。
６）この年，戦後始めて補正予算が組まれて国債発行により歳入不足を補われた。

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年限構成からみる国債管理政策

降のゼロ金利環境下では短期の年限構成比が増

ン パ ル ス 応 答 関 数 よ り， 仮 に プ ラ ス の 供 給えたことが確認できた。また深刻な不景気ではショックが起こった場合は，大幅な金利上昇リ

短期化が進みやすいことも示された。

スクがあることも示された。

次に構造型アプローチを使用して，年限構成

本稿の構成は次のとおりである。第Ⅱ章では，の動学分析に加え，年限構成と国債利回りの関国債の年限構成データについて説明する。第Ⅲ係について分析を深める。具体的には，Koeda

章では，年限構成について誘導型の動学分析をand Kimura（2021）が使用した年限構成が組行う。第Ⅳ章では，年限構成から見る国債管理

み込まれた金利の期間構造モデルを，元本ベー政策の変容について議論する。第Ⅴ章で，年限スの年限構成比率を使って再推計する。分析の構成と国債価格の関係について既存の理論を概結果，国債の年限構成を決定づける供給ファク

観し，年限構成が組み込まれた金利の期間構造

ターは，この 30 年間下がり続けて長期金利をモデルの構造推計を行う。
第Ⅵ章で結論を述べる。

押し下げていたことが，再確認できた。またイ

Ⅱ．国債の年限構成データについて
国債とは，「国が発行し，利子及び元本の支払い（償還）を行う債券」（財務省，債務管理

分けることが望ましい。本稿では，市場性を有しない国債を，以下の銘柄と定義する。

リポート 2019）である。本稿では，利子が発✓ 資金運用部資金引受，年金資金引受，簡

生しない償還が一年以内の国庫短期国債7）も国

保積立金引受，郵便貯金資金引受，郵貯債の定義に含める。

対策資金引受国債のほとんどを占める固定利付債や割引債✓

郵貯窓販，新窓販国債といった個人国債
その他（出資国債，交付国債等）

は，発行時に将来のキャッシュフローが確定され✓る8）。従ってその時点で償還を迎えていない銘柄

図 1：国債の残高は，市場性を有する国債ののキャッシュフローを残存年数別に足し合わせれ残高（点鎖線）と市場性と非市場性を有する国

ば，年限構成データが構築できる。Koeda and

債を合わせた残高（破線）の推移を示す。二つ

Kimura（2021）は，1965 年度 末から 2019 年度の線の差が非市場性国債となる。非市場性国債

末までの年限構成についての変数を，公社債便覧，

については，80 年代まではほとんど資金運用

財務省の各種入札情報，日本銀行の国債保有情部による引受であったが，その後，財政投融資

報を合わせて使用して，銘柄ベースの属性情報の改革を通じて年金や郵便貯金に関する引受が（発行日，償還日，利払い日，発行額，クーポンレー増えた。2013 年度以降になると日本銀行の非ト，発行形態，現存額）から構築している。

伝統的金融政策による国債購入が増え，日銀保

ただし，市場金利との関係を考える上では，各銘柄を，市場性を有する（marketable）国

有を除く市場性を有する国債残高（実線）が2019 年度末までに 200 兆円近く減った。

債と有しない（non marketable）国債に振り

図 2：年限構成（市場性を有する国債から日

７）平成 21 年 2 月からは，政府短期証券は割引短期国債（Treasury Bills，略称：TB）との統合発行を開始し，国庫短期証券（Treasury Discount Bills，略称：T-Bill）という統一名称の下で発行され市中で流通している。
８）物価連動債と変動利付債に関しては額面ベースの計算を行う。なお，公社債便覧では，バイバック，流動性供給などを考慮した現存額も公表しているのでこれを計算に使用する。

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〈財務省財務総合政策研究所「フィナンシャル・レビュー」令和３年第３号（通巻第 146 号）2021 年６月〉

図１

国債の残高（兆円）：市場性の有無

1000
marketable + non-marketable

900

marketable excl. BOJ holdings
marketable

800

700

600

500

400

300

200

100

0
1960

1970

1980

1990

2000

2010

2020

（データ） Koeda and Kimura（2021）データベースより元本（額面金額）ベースで計算。

図２

年限構成（市場性を有する国債から日銀保有を除く）

（ａ）兆円

200

150

1

6

11

16

2

7

12

17

3

8

13

18

4

9

14

19

5

10

15

20

100

50

0
1960

1970

1980

1990

2000

2010

2020

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年限構成からみる国債管理政策
（ｂ）割合

0.7

0.6

0.5

1

6

11

16

2

7

12

17

3

8

13

18

4

9

14

19

5

10

15

20

0.4

0.3

0.2

0.1

0
1960

1970

1980

1990

2000

2010

2020

（ｃ）割合：1 年以内，5 年超 10 年以内，10 年超1<=1 year>5 year & <=10 year

0.8

>10 year

0.6

0.4

0.2

0
1960

1970

1980

1990

2000

2010

2020

（出所） Koeda and Kimura（2021）データベースより元本ベース（額面金額）で計算。

銀保有を除く）は，日銀保有を除く市場性を有額）ベースで積み上げた残存額を残存年数別でする国債の年限構成を示す。図 2a では，市場示している。図 2b では，年限構成比率（sn,t）性を有する国債を銘柄レベルから元本（額面金を示す。具体的に sn,t とは，残存年数が n－1- 114 -

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年超から n 年以内の国債の現存額（兆円）をそ

図 3：平均残存年数は，平均残存年数を元本の年度における現存総額で割った割合を表す。

ベースで計算した場合とクーポンを考慮した

ここでは，t 年 3 月末（年度末）において 10 年

キャッシュフローベースで計算した場合を示し

物でも 1 年物でも残存年数 1 年であれば「1 年ている。他の先進国と比較して特別長いとは言以内」に含まれる。図 2c は，1 年以内，10 年超，

えないものの（財務省）現在過去最長となって5 年超 10 年以内の年限構成割合を表す。

いる。

Ⅲ．年限構成についての動学分析
この章では，年限構成比率の動学式についてする。以後，残存年数 1 年以下，残存年数 5 年

誘導型アプローチを用いて分析を行い，構造変超 10 年以下，残存年数 10 年超の年限構成比率化の検定も行う。具体的には年限構成比率がベを，stS（短期），stL（長期），stSL（超長期）と表

クトル自己回帰（VAR）モデルに従う（年限記する。
まず，全サンプル期間（1965-2019 年度）に構成比率が前年度の値に依存する）と仮定する。

対して次の式を推計する。

年限構成比率の次元が大きくなるとパラメターの数が指数関数的に増えてしまうので，図 2csti＝c0,L＋cS  stS－1＋cLstL－1＋cSLstSLで示した 3 タイプの年限構成比率を分析に使用＋c99dummy99,t＋utS,

図3

（１）

平均残存年数

8

7

6

5

4

3

cf
principal

2
1960

1970

1980

1990

2000

2010

2020

（出所） Koeda and Kimura （2021） データベースより計算。cf はキャッシュフロー・ベース，
principal は元本ベース（額面金額）。縦軸の単位は残存年数。

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i＝S,L,

uti～N（0,ωi）

ン（ａ）（ｂ）（ｃ）の結果を示している。（ａ）

式（１）では，10 年超の年限構成比（stSL）には，景気循環を表す変数は含まれていない。

に強いトレンドがあるので（図 2c），を外生変（ｂ）には，内閣府が推計している産出ギャッ

数として取り扱っている。また，1999 年度に 1プ（xtgap）を変数に含む。ここで，産出ギャッ

年以内と残存年数 10 年の年限構成比率の水準

プは補遺図 1：産出ギャップに示している。
（ｃ）

が変わっていることから（図 2c），1999 年度かには，次に定義する不況変数（xtrecession）を含む。

ら 1 の値を取るダミー変数（dummy99,t）も加不況変数は，産出ギャップがプラスの場合は 0えている。

の値を取り，マイナスの場合は産出ギャップの9）二乗の値をとる変数とする。（ｂ）と（ｃ）のに基づくと，強い構造変化が 1975 年度で，短サンプル期間は，産出ギャップのデータ制約に期長期の年限構成式ともに見つかったので，より 1980-2010 年度となる。

Quandt-Andrews の構造変化に対する検定

VAR 分析は，1975-2019 年度をサンプル期間と

このようなシンプルな VAR モデル分析でして次の式を推計する。

も，いくつか興味深い結果を得ることができた。

St＝c0＋CSt－1＋cSLstSL＋c99dummy99,t＋cx  xt＋Ωεt,

第一に，c99 の推計値を見ると，どのモデルに（２）

おいても，1999 年より残存年数一年以下の年

εt～N（0,I）

限構成比（sS）は 6％ほど増えている。一方，

xt は，景気を表すコントロール変数とする。

残存年数 5 年超 10 年以下の年限構成比（sL）

表 1：推計パラメター値は式（２）の VAR モ

は 10％ほど減っている。これは当時の短期金デルの推計値を示す。具体的には，3 つのパター

融市場の拡大の規模を捉えていると考えられ

St＝［stS,stL］,

表１

推計パラメター値

（ａ）

c0′
C

cSL′
c99′

（ｂ）

（ｃ）

sS

sL

sS

sL

sS

sL

0.1821（0.0337）
0.4234（0.1028）0.5997（0.1083）－0.2672（0.0598）
0.0650（0.014）－0.1463（0.0356）－0.1968（0.0418）
1.1063（0.0441）0.2518（0.063）－0.0918（0.0147）

0.1533（0.081）0.4509（0.3692）
0.3998（0.2499）－0.2225（0.1462）0.0648（0.0632）

0.0360（0.0981）－0.1477（0.1206）
0.7926（0.14）
0.0245（0.0891）－0.1024（0.0194）0.1411（0.0562）
0.4667（0.3098）0.4105（0.2448）－0.1867（0.1399）
0.0584（0.0641）0.0305（0.094）－0.1357（0.0959）
0.7981（0.1352）0.0409（0.0881）－0.1058（0.0212）－0.0015（0.0043）0.0011（0.0028）
0.0025（0.001）0.0192（0.0046）－0.0010（0.0056）0.0002（0.001）0

cgap′
crecession′Ω（

0.0198（0.0022）－0.0022（0.0032）00.0208（0.0023）0.0206（0.0045）－0.0005（0.0045）00.0127（0.002）0.0129（0.0023））内の値は標準誤差を表す。

９）帰無仮説は式（１）において c0,L，cS，cL に構造変化がないという仮定を置いている。

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る。第二に，cSL の推計値をみると，超長期のに有意でないため）。しかし，産出ギャップが大

年限構成比と年限構成比との関係は，（ｂ）と幅にマイナスになるとき，sS が増える傾向にあ（ｃ）では統計的に有意でない。超長期と短長ることが確認できた（（ｃ）における crecession の期の国債発行に強い相関がみられないのは，前

推計値が有意に正であるため）。例えば，産出者の発行がもちきりタイプの投資家の需要を反ギャップが－4.1％となった 2009 年度では（補映しているからかもしれない。第三に，年限構

遺図 1），sS が 4％以上増えるという解釈ができ成比が産出ギャップに反応することは確認できる。従って，深刻な不景気では年限構成の短期なかった（（ｂ）における cgap の推計値が統計的化が進む傾向にあることが示唆されよう。

Ⅳ．年限構成データから見る国債管理政策
前章の年限構成に対する構造変化の検定結果も少なかったからと考えられる。1965 年（昭（1975，1999 年度）を踏まえて，本章では，

和 40 年度）の発行開始時には国債は 7 年債の国債管理政策を次の 4 つの期間に分け，それぞ

1 種類のみしかなかった。流通市場も発展段階

れの期間における政策的な特徴を論じる。具体にあったといえよう。1970 年代半ばまでは流

的 に は，1965-1974 年 度 を 第 一 期（初 期 の 発

通市場が未発達であった（財務省，2004，第 1

展），1975-1998 年度を第二期（年限構成の安定

章第 1 節）。

化），1999-2012 年度を第三期（更なる市場の発発行方式は，シンジケート団（シ団）引受と10）の二種類のみであった。シ展），2013 年度 - 現在を第四期（非伝統的金融

資金運用部引受政策の拡大）とする。図 1 を見ると構造変化検団引受については，1970 年代半ばまでは満期定の対象としなかった 2013 年度に市場性を有まで保有されているものが多かったものの，一する国債残高が日本銀行の非伝統的金融政策下

部は証券会社を通じて一般投資家に取得されてにおける国債購入により大きく減っていることいた。

がわかる。年限構成比率という観点からは，顕著な構造変化は見られないが，この期間は日本

第二期：年限構成の安定化，1975-1998 年度

銀行が非伝統的金融政策の下で顕著に残存年数

市場規模（現存額）が第一期と比べると厚みの長い国債の購入を増やした時期であるので，が出てきて（図 2a），年限構成の安定化（図別の時期として議論する。

2b）が進んだといえよう。この背景として，
11）
を迎えるに
1980 年代半ばからの「大量償還」

第一期：初期の発展，1965-1974 年度

あたって 1970 年代半ばから流通市場の拡大・第一期では，年限構成がまだ安定していな安定化や国債の多様化についての議論が活発とかったことがわかる（図 2b）。これは，発行額なり，流通市場も発展していったこと（財務省，が少なく（図 2a），かつ発行できる債券の種類

2004，第 2 章）があげられよう。超長期債の発10）資金運用部資金法は昭和 26 年に施行されていたが，1965 年緊急避難的に資金運用部の引き受けで半分近くの国債が消化された。それ以来資金運用部は有力な引受先となった。（財務省，2004）
11）1970 年代後半から 1980 年代を通じて政府が目指した特例国債からの脱却は成功しなかった。詳細については，例えば，中島（2013）や米澤（2013）を参照されたい。また当時の背景を金融政策側から議論したものに伊藤・小池・鎮目（2015）等がある。

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年限構成からみる国債管理政策

行 も 開 始 さ れ た（15 年 変 動 利 付 債 は 1982 年

15）。資金運用部は 2001 年に廃止され，「市2a-c）

度，20 年固定利付債は 1983 年度）。1980 年代

場との対話」もさらに重視されるようになり各半ば（昭和 60 年代）になると，金融の自由化・

種懇談会も定期的に開かれるようになった。さ国際化への対応も求められ，外国金融機関もシらに債務管理リポートも 2004 年より毎年公表

団へ参入するようになった（財務省，2004，第されるようになった。長年続いたシ団引受は3 章第 3 節）。米澤（2013）は 1984 年度の「金2005 年度に廃止された16）。

国分離」は国債の歴史において「近代の到来を
第四期：非伝統的金融政策の拡大，2013 年度

告げる転換点」と論じている。

- 現在

市場の発展も進んだ時期であり，戦後初の公日 本 銀 行 に よ る 量 的 質 的 緩 和（QQE） が募入札方式（対象は 3 年物利付国債，1978 年），
12）短期国債の公募入札開始（1985 年） ，先物取2013 年 4 月に開始され，平均残存年数に対す

引開始（1986 年），引受額入札導入（1987）部

るターゲットとともに長期国債が日銀によって

13）

分的入札

方式の導入（1989 年，平成元年）

等市場構造に変化が見られた。

活発に購入されるようになった。日銀保有分を除いている市場性を有する国債は 2013 年以降
特 に 5 年 超 10 年 以 内 の 国 債 に つ い て 大 き く

第三期：更なる市場の発展，1999-2012 年度減っている（図 2c）。2016 年秋になるとイール

14）

のため，

ドカーブコントロールの下で 10 年物金利をコ

1 年物 FB について公募入札開始され，残存年

ントロールするために国債購入のコミットメン

数 1 年 以 内 の 市 場 規 模 が 大 き く な っ た（図トが強まっている。

1999 年より，短期金融市場育成等

Ⅴ．年限構成を組み込んだ金利の期間構造モデル
この章では，公的債務の年限構成と国債利回にモダン・アセットプライシング17） の枠組み

りとの関係について，理論モデルを紹介し，モに取り入れた先駆者である。彼らのモデルには，デルの構造推計を行う。代表的なモデルとして，「裁定取引者」と「投資家」が存在する。投資

Vayanos and Vila（2021）があげられよう。彼家（preferred habitats）は特定の年限の国債

らは特定期間選好（preferred habitat）理論

を好んで持つ。裁定取引者は様々な年限の国債（市場分断仮説とも呼ばれる）の考え方を正式が含まれるポートフォリオの一期間保有リター

12）短期国債導入に関する議論は，例えば，財務省（2004，第 2 章第 1 節），米澤（1986，2013），蝋山（1986）
を参照されたい。
13）部分的入札では，毎月発行額の 40％に引き受けシ団が価格競争入札を行い，残る 60％部分については価格
競争入札の募入平均価格によりシ団が固定シェアに応じて引き受けた。（財務省，2004，第五章）
14）国債の年限の多様化による円滑な市中消化，円の国際化の推進なども理由とされる（財務省（2004））。
1999 年度からの他の JGB マーケット整備については，例えば富田（2001）を参照されたい。
15）白川（1999）は 97 年末において日本の残存年数一年以内の国債構成比が海外に比べて低いことを示している。
16）シ団引受の特徴や廃止の背景について，例えば中島（2011）を参照されたい。ただし，三団と市場の発展については，再評価が必要と思われる。
17）もしも国債の市場が年限別に完全に分断されている場合は，理論上は国債の利回りはその年限における需給のみによって決まる。

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ンを最大化する。例えば，何らかの需給ショッ

整合的である（この供給ファクターが増えるとクがあり，長期国債の供給超過が生じたとしよイールドカーブがベア・スティープ化する）こう。このショックを裁定取引者が長期国債を購とを Greenwood and Vayanos（2014）を少し拡

入して吸収するインセンティブを持つには，長張したモデル20）の構造推計を行うことで示した。

期国債価格は下がらなければならない。さらに

本稿ではキャッシュフローベースの代わり

裁定取引者はこの吸収によりより多くのデュに，元本ベースで構築した年限構成比率を使用

レーション・リスク（duration risk）を抱える

して Koeda and Kimura（2021）を再推計すことになる。この結果，彼らは短期金利の動向る21）。以下に主な推計結果 1-3 をまとめる。

により敏感になり，他の年限の国債価格も下が✓ 結 果 1：過去 30 年ほど，我が国の債務ることになる。従ってイールドカーブはベア・GDP 比は上がっていったにもかかわらスティープ化する。Greenwood and Vayanos

ず，供給ファクターは低下していった。

（2014）は，Vayanos and Vila（2021）モデル

図 4：国債利回り要素では，供給ファク

18）の特殊形を提示して ，政府の国債供給が国債

ター（実線，supply factor）と短期金利利回り等に与える影響について分析を行った。

（破線，short rate，1 年利回りを年率％nt

理論的には，ｎ期物の国債利回り（r ）は，次で示す）を示している。これらは，式（３）のように政府の年限構成を形づける「供給ファで示した様々な年限の国債利回りの動き

クター」（β）と短期金利（r）の線形関数（affineを説明する共通ファクターである。供給function）と表される。

ファクターは，特に短期金融市場が拡大

nt

r ＝an＋b’nXt,

Xt＝［βt,rt］’（３）

そこで，Greenwood and Vayanos（2014）は，した 1999 年度頃と 2013 年以降の低下が著しい。

供給ファクターの代理変数として，（年限構成✓ 結果 2：年限構成は，ゼロ金利下におけで加重した）政府債務 GDP 比を使用し，国債る長期金利の低下を説明できる。図 5：

利回り（被説明変数）を政府債務 GDP 比と短

10 年物利回りの内訳（年率％）では，期金利で回帰し，供給ファクターと利回りの正（３）式の推計値に基づいて，実績値か19）の相関を示した 。

ら定数項を引いた値（一点鎖線），供給

しかし，日本では政府債務 GDP 比は上がっ

ファクターの項（実線），短期金利の項ていく一方で金利は下がっていった。このよう（破線）を示す。供給ファクターは，90な状況では，供給ファクターと利回りには負の

年代は長期金利を押し上げる効果を持っ相関があるように見えるので，上述の理論と不ていたが，2000 年代にはいると長期金整合に見える（国債利回りについては補遺図 2

利を押し下げる効果を持つようになったを参照されたい）。そこで，Koeda and Kimura

ことが確認できる。

（2021）は，政府債務 GDP 比のかわりに，年限✓ 結果 3：もし正の供給ショックがあった

構成比に対する主成分分析の第一成分を供給

場合，金利上昇リスクが高くなる。図 6：

ファクターに使用した。さらに，それが理論と供給ショックに対するインパルス応答関18）Greenwood and Vayanos（2014）モデルの特徴は，投資家は国債価格には敏感でないと仮定したことで民間投資家が需給ショックを吸収する役割を強調しなかったことにある。
19）舟山（2014）は，Greenwood and Vayanos（2014）のパネル分析を日本のデータを用いて行った。
20）モデルの拡張は裁定取引者によって供給ショックがすべて吸収されるというモデル仮定を 10 年超の国債保有はもちきりタイプの投資家によって保有されるとしたことである。
21）従ってモデルや推計方法については Koeda and Kimura（2021）を参照されたい。推計結果は Koeda andKimura（2021）と整合的なものとなった。構造推計に使った年限構成比率は市場金額に直したものである。

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年限構成からみる国債管理政策

図４

国債利回り要素8
supply factor
short rate (%)

6

4

2

0

-2
1990

1995

2000

2005

2010

2015

元本ベースで構築した年限構成比率を使用して供給ファクター（supply factor）を抽出。年次デー
タを使用しているので，短期金利（short rate）は 1 年利回り。

図５

10 年物利回りの内訳（年率％）7
act.-a(n)6b(n):supply factorb(n):short rate

5
4
3
2
1
0
-1
-2
1990

1995

2000

2005

2010

2015

元本ベースで構築した年限構成比率を使用して Koeda and Kimura（2021）を再推計。

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図６

供給ショックに対するインパルス応答関数

short rate (%)

supply factor

1

0.4
0.5

0

0.2
0
0

2

4

6

8

10

0

2

6

8

10

8

10

5y yield (%)

10y yield (%)

1

4

0.6
0.4

0.5

0.2
0

0

2

4

6

8

0

10

0

2

4

6

元本ベースで構築した年限構成比率を使用して Koeda and Kimura（2021）を再推計。
横軸の単位は年。破線は各反応の不確実性の幅（68％エラーバンド）を示す。

数を示す。ここでのインパルス応答関数

異なるかを示す。ショックがある場合，は，供給ファクターが 1（1 標準誤差に10 年物の利回り（10y yield）は瞬時に値する）上がるショックが起こった場合，

90 ベーシスポイント近く上がり，それショックが起こらなかったときに比べてが下がっていくとは限らない（図 6 左どれだけ利回り等のモデル変数の反応が

下）。

Ⅵ．結論
本稿では，誘導型・構造型両方のアプローチ

より抽出した供給ファクターが過去 30 年にわを用いて国債の年限構成の動学分析を行った。

たって低下し，長期金利を押し下げていたこと，誘導型分析では，その結果に基づき，1965 か②国債供給へのショックが起こった場合，金利ら 2019 年度までの国債管理政策を，1965-1974が上昇し高止まりするリスクが高いこと等が示

年度を第一期（初期の発展），1975-1998 年度を唆された。借り換え規模が毎年 GDP の 20％も第二期（年限構成の安定化），1999-2012 年度を占める日本国債市場では，今後も需給要因に関第三期（更なる市場の発展），2013-2019 年度をする潜在リスクについて政策当局者が注意深く

第四期（非伝統的金融政策の拡大）に分け，各

見ていくことが不可欠である。

期間における政策的な特徴について振り返っ

最後に，1000 兆円規模の世界で二番目に大た。構造型分析では，①国債の年限構成データ

きい国債市場が如何にして育成されてきたかを- 121 -

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年限構成からみる国債管理政策

データに基づいて記述することは，途上国やアと，為替市場等とも結びつきの強い短期金利市

ジアにおける国内債券市場の育成を考える上で場の育成は長期債券市場育成の後であったことも参考になる。日本の場合，金融自由化前であっは興味深い。こういった特徴が国債市場に与えた初期には一種類のみの国債発行を行って時間

た効果についてさらに分析することは有意義とをかけてイールドカーブが作られていったこなろう。今後の課題としたい。

参

考

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財務省（2004）「昭和財政史」昭和 49―63 年度，

html

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年限構成からみる国債管理政策

補遺図１

産出ギャップ

3

2

1

0

-1

-2

-3

-4

-5
1985

1990

1995

2000

2005

補遺図２

国債利回り

2010

2015

（出所） 内閣府

8

7

6

5

4

3

2

1

0
1990

1995

2000

2005

2010

2015

（出所） ブルームバーグ（年率％，ゼロクーポンイールド）- 124 -

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