研 究 ノ ー ト

為替変動に対し安定的な日本の決済通貨比率

小野 充人 Mitsuhito Ono（財）国際貿易投資研究所

研究主幹

日本の貿易取引における決済通貨をみると地域別にその差異はあるが、円、米ドル、その他（EU 通貨）に大別できる。そして、それらの動きをみると、為替変動にかかわらず非常に安定している。
本稿では、まず、日本の貿易を主要財別に分析し、価格の変動が貿易にどの程度の影響を与えているのかをみる。そして、為替変動と決済通貨比率との関係を考察する。
いることが分かる。輸入については米

1. 安定的に推移する決済通貨比率

ドル建てが長期的に低減、円が逓増傾向を示しているが、米ドルが約 7 割、円が 2 割強、その他の通貨が 5 ％前後

図 1、2 は日本の総輸出入について、で推移しており輸出と比率は異なる

決済通貨がどのようになっているのかが、これも安定的に推移していることをみたものである。

が分かる。

これより、日本の貿易決済通貨は、

図 3 は円の対米ドルレートおよび輸出の場合は、90 年代中央にかけて

より多角的な通貨との関係を表すと考米ドルの比率が高まる一方、円建てのえられる名目実質為替レート（ neer ）比率が低下したが、概して米ドルが 5の動きを示したものである。92 年以

割、円が 4 割弱、その他の通貨（ EU

降の為替レートの動きをみると、プラ通貨）が約 1 割で安定的に推移して

ザ合意時のような大きな為替変動はな

季刊 国際貿易と投資 Spring 2005 / No.59•129

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いものの、動きが全くなかったわけでの比率との間には相関がみられず、両はない。しかし、為替変動と決済通貨者の動きには直接的な関係が見出せ

図1

図2

決済通貨の推移（総輸出）
米ドル

%

円

その他

決済通貨の推移（総輸入）
米ドル

%
80.0

60.0

円

その他

70.0

50.0

60.0

40.0

50.0

30.0

40.0
30.0

20.0

20
01
年
20 1月
02
年
20 1月
03
年
20 1月
04
年
1月

19
92
年
19 9月
94
年
19 9月
95
年
19 9月
96
年
19 9月
97
年
9月

0.0

19
92
年
19 9月
94
年
19 9月
95
年
19 9月
96
年
19 9月
97
年
9月

10.0

0.0

図3

20
01
年
20 1月
02
年
20 1月
03
年
20 1月
04
年
1月

20.0

10.0

対ドルレートと名目実効為替レートの推移

2000年＝100

円／米ドル
80

120
neer
rf

90

110

100
100
110
90
120
80
130

70

140

150
月
01
04
年

月
01

月
01

03
年

月
02
年

01

月
01

年
01

年

01

月
00

99
年

01

月

月
98
年

01

01

月
97
年

月

月

01

96
年

95
年

01

月
01

94
年

93
年

92
年

01

月

60

130• 季刊 国際貿易と投資 Spring 2005 / No.59

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為替変動に対し安定的な日本の決済通貨比率ない。
このことは、日本の貿易では輸出入
共に為替変動が決済通貨の選択に影響を与えていないことを示唆する。
次に、より詳細に分析するため、地域別に決済通貨の比率をみる。

図4

決済通貨の推移（対米輸出）
米ドル

%
100.0

円

その他

80.0
60.0
40.0
20.0

図 4 〜 9 は日本の貿易決済通貨比率を 92 年から 2004 年までについて
地域別にみたものである。

図5

20
01
年
20 1月
02
年
20 1月
03
年
20 1月
04
年
1月

出入

0.0
19
92
年
19 9月
94
年
19 9月
95
年
19 9月
96
年
19 9月
97
年
9月

2. 価格に非感応的な日本の輸

決済通貨の推移（対 EU 輸出）
米ドル

%
70.0

円

その他

60.0

対米輸出では、米ドル建て比率が 850.0

割に上昇、円建て比率は 2 割弱、そ

40.0

20.0
10.0
1
02 月
年
1月
03
年
20 1 月
04
年
1月
20

20

20

01

年
97

年

9月

9月
年
19

年

96

95

19

9月

9月

94

年

年
92
19

通貨の比率が 5 割〜 6 割を占め、一

9月

0

一方、EU 向け輸出では、その他の19る。（図 4）30.019の他の通貨の比率はほとんど皆無であ方、円の比率が 4 割〜 3 割で推移、米ドルの比率は 1 割強で安定している。（図 5）
アジア向け輸出では、米ドルと円建

図6

決済通貨の推移（対アジア輸出）
米ドル

%
60.0

円

その他

50.0
40.0

その他の通貨建ての比率は 2 ％前後

30.0で安定的に推移している。（図 6）

20.0

1年
20 1月
02
年
20 1月
03
年
20 1月
04
年
1月

20
0

9月

7年

9月
19
9

6年

9月
19
9

5年

9月

9月

4年

19
9

れる。しかし、その変動は小さく、決済

0.0
2年

易相手国の通貨比率が高まる傾向がみら

10.0

19
9

地域別に決済通貨の比率をみると、貿199て比率がほぼ 5 割前後の割合で推移、

季刊 国際貿易と投資 Spring 2005 / No.59•131

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通貨比率はほぼ安定しているといえる。

反映することが分かる（注 2）。

ちなみに、地域ごとの決済通貨比率

このことより、各通貨の決済比率はが全体の決済通貨比率にどの程度の影

総じて安定しているが、米ドルに関し響を与えているのかをみると、米ドルては、アジアの動きを、円に関しては建て決済比率については、アジアが米国とアジアの動きをより反映すると

0 . 63、米国が 0 . 28、 EU が 0 . 24 のウいえる。特に、90 年代中央にかけて

ェイトを持ち、アジアの動きを大きく総額で見た場合に、米ドル建ての比率

反映することが分かる（注 1）。

が高まる一方、円建ての比率が低下し一方、円建て決済比率の場合は、米国が 0.85、アジアが 0.67、EU が− 0.13

た動きは、アジア地域向け輸出の動きを反映したものとみられる。

となり、米国とアジアの動きを大きく
表1

次に、地域別に輸出関数を推計して地域別・財別輸出関数の結果一覧

米国

ＥＵ 15

推計できず

推計できず

影響は小さいこ 推計できずとを示唆（0.14 〜 0.15）

推計できず

推計できず

影響は小さいこ 推計できずとを示唆（0.26 〜 0.27）

推計できず

推計できず

推計できず

推計できず

推計できず

推計できず

推計できず

影響は小さい（0.55）

推計できず

影響は小さいこ 影響は小さいとを示唆（0.14 〜 0.15）（0.06）

推計できず

推計できず

推計できず

推計できず

総合

資本財

東アジア

中国

耐久消費財

非耐久消費財

工業用原料

推計できず

食料・直接消費財（注）1.（ ）内は相対価格の弾力性
2. 東アジアは、NIES ＋ ASEAN4 の 8 カ国
3. 検定は、符合条件、D.W.値で行った。これらの検定量を満たし、t 値が 5 ％水準で有意かつ自由度調整済み決定係数が 0.8 以上の場合に、影響が大きい、小さいを判断した。t 値が 15 ％の有意水準を満たし、自由度調整済み決定係数が 0.6 以上の場合は示唆と表記した。

132• 季刊 国際貿易と投資 Spring 2005 / No.59

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為替変動に対し安定的な日本の決済通貨比率

価格変化が財の取引にどのような影響

相対価格要因で回帰させた。推計には対数型を用い、推計パラメータが弾力性を表すようにした。
輸出関数の推計結果は概して悪い。
特に米国向け輸出は有効な方程式を推計できなかった。

米ドル

%
100.0

円

その他

80.0
60.0
40.0
20.0
0
20
01
年
20 1月
02
年
20 1月
03
年
20 1月
04
年
1月

輸出関数は、輸出数量を所得要因と決済通貨の推移（対米輸入）

19
92
年
19 9月
94
年
19 9月
95
年
19 9月
96
年
19 9月
97
年
9月

を与えているのかをみる。（表 1）

図7

ただ、数少ない推計できた地域・財については、いずれも相対価格要因の弾力性が極めて低く、為替の影響が小さいことを示している。

図8

決済通貨の推移（対 EU 輸入）
米ドル

%
60.0

円

その他

50.0
40.0

広範な国にまたがるので、貿易額の大30.0

きい東アジアと中国を代表例として取20.0

り上げ推計した。

10.0

1
03 月
年
1
04 月
年
1月
20

20

20

年
01

02
年

1月

9月

97

年
20

9月

9月
年
19

年
95

96
19

9月

9月
年

94

19

92
年

では米ドルの比率が約 8 割、円の比

0.0

19

次に輸入についてみると、対米輸入

19

なお、決済通貨比率統計のアジアは率が約 2 割で、その他の通貨の比率
図9対 EU 輸入では、円が 4 割〜 5 割%
80.0に上昇する一方、米ドルの比率が 2

70.0

20.0
10.0
1月

4年

1月

3年

1月

1月

0.0

20
0

その他の通貨の比率が 1 ％強で安定

30.0

2年

7 割と高く、円の比率が 25 ％前後、

40.0

20
0

対アジア輸入では、米ドルの比率が

その他

50.0

20
0

している。（図 8）円

1年貨の比率は 4 割前後で安定的に推移

米ドル

60.0

19
92
年
19 9月
94
年
19 9月
95
年
19 9月
96
年
19 9月
97
年
9月

割から 1 割程度に低下、その他の通決済通貨の推移（対アジア輸入）

200は 1 ％以下と低い。（図 7）

季刊 国際貿易と投資 Spring 2005 / No.59•133

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映することが分かる（注 4）。

的に推移している。（図 9）
輸入についても地域ごとの決済通貨輸入関数の推計結果は比較的良い。

比率が全体の決済通貨比率にどの程度

若干、決定係数が低いまたは t 値が検の影響を与えているのかをみると、米定を通らないため「推計できず」としドル建て決済比率の場合は、米国がたものがあるが、その場合でも符合条

0 . 44、アジアが 0 . 33、 EU が 0 . 12 と件は満たしており、関数の定式化はかなり、米国、アジアの動きを大きく反なり良かったといえる。（表 2）

映することが分かる（注 3）。一方、円地域ごとに財別の弾力性をみると、

建て決済比率をみると、アジアが地域・財の特性を反映して変化がみら

0 . 41、 EU が 0 . 29、米国が 0 . 16 と、れる。
米国輸入では、個別の財でみると耐アジア、そして EU の動きを大きく反

表2
米国

地域別・財別輸入関数の結果一覧
ＥＵ 15

東アジア

中国

中東

総合

影響は小さい 影響は小さい 影響は小さい 影響は大きい 影響は小さいことを示唆
ことを示唆 （0.83）（1.14）
ことを示唆（0.47）（0.23）（0.05）

資本財

影響は小さい 推計できずことを示唆（0.71）

影響は大きい 影響は大きい 影響は小さい
ことを示唆 （1.22）（0.91）（1.70）

耐久消費財

影響は大きい 推計できずことを示唆（1.60）

影響は小さい 影響は小さい 影響は小さい
ことを示唆
ことを示唆
ことを示唆
（0.80）（0.66）（0.58）

影響は大きい 影響は小さ
影響は大きい 影響は大きい 推計できず
いことを示唆 （1.10）（1.65）
非耐久消費財 （1.83）（0.79）
推計できず
工業用原料

影響は小さい 影響は小さい 影響は小さい 影響は小さい
ことを示唆 （0.86）（0.98）
ことを示唆（0.78）（0.07）

影響は小さい 影響は小さい 影響は小さい 影響は大きい 推計できず
食料・直接消ことを示唆 （0.69）（1.31）
ことを示唆
費財（0.45）（0.22）（注）1.（ ）内は相対価格の弾力性
2. 東アジアは、NIES ＋ ASEAN4 の 8 カ国
3. 検定は、符合条件、D.W.値で行った。これらの検定量を満たし、t 値が 5 ％水準で有意かつ自由度調整済み決定係数が 0.8 以上の場合に、影響が大きい、小さいを判断した。t 値が 15 ％の有意水準を満たし、自由度調整済み決定係数が 0.6 以上の場合は示唆と表記した。

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為替変動に対し安定的な日本の決済通貨比率

久・非耐久消費財は為替変動の影響を計がない。しかし、輸入品の太宗が価大きく受けるが、全体としては影響が格の影響を受けにくい鉱物性燃料でか小さい。これは、大きなウェイトを占つ取引が国際市況商品であることを反める資本財が技術集約的なもので価格映して、米ドルで決済されることが分の影響を受けにくいとみられること、かっている。工業用原材料（原油）にまた、価格弾力性が低いと考えられる

ついて輸入関数を推計すると、相対価

農産品のウェイトが大きく、これらが格弾力性が極めて低い。

価格の影響を小さくしたものと考えられる。
欧州（ EU 15）からの輸入は、相対的に非耐久消費財、工業用原料の弾力

これらの結果から、日本の輸入においても、中国からの輸入を除き輸入数量の変動に相対価格の変化が及ぼす影
響が小さいことが分かる。

性が高いが、それでも 0.8 以下と非弾

これは同時に為替変動が輸入数量の力的である。やはり、輸入品が技術・変動に与える影響が小さいことを意味

品質優位の製品で、価格の影響を受けする。

にくいものであることが想定される。
東アジアからの輸入は、弾力性が全

3. 決済通貨を決める要因

体としては小さい。財別にみると資本財、非耐久消費財は弾力性が 1 を上

国際通貨研究所の「円の国際化推進回っている。一方、耐久消費財は家電

勉強会報告書」（注 5）は、日本企業がなどが水平分業を行っており、価格の円建て決済をしている商品の具体例を

変動の影響を受けにくいとみられる。

挙げている。輸出の場合は、電子部品

非耐久消費財は普及品が主体で、価格

用コーティング材、一部のメディカルの影響を受けやすい財を中心に輸入しの精密化学品、精米機など日本企業がていることを示唆する。

独占している商品、プラント輸出（フ中国からの輸入は、国・地域としてァイナンスを付ける場合）などである。

は唯一、価格の弾力性が 1 以上と価

一方、輸入の場合は、生のマグロ（刺格変動の影響を受けやすいとの結果が身用）、スーパー等の開発輸入品、さでた。

らに、部品を輸出して製品を輸入する

中東については、決済通貨比率の統分業を行っている場合も円建て決済を

季刊 国際貿易と投資 Spring 2005 / No.59•135

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行う場合があるという。

することで、為替リスクを回避できる。

逆に日本企業が、輸出の際、外貨建輸出先が北米の場合は、決済通貨は米てで決済している場合としては、ブラドル、東南アジア向けに輸出し再加工

ンド品、航空機、原油、 LNG など、して日本に輸入する場合は円、プラン

一方、輸入の場合は、鉄鋼（ミル）なト輸出などで円建てファイナンスが付どを例として挙げている。

く場合で、その製品を日本向けに輸出

一般的に、取引通貨を決める際に考することになっている場合なども、円慮することは、①為替リスクの回避、が決済通貨となる。

②調達コストを下げる、③商品の取引③ 市場での独占力・ブランド力慣行などである。

日本企業製品の輸出競争力が強く、同報告書は、決済通貨の選択要因を市場で独占的な地位を占めている場合

輸出取引の場合について、大きく以下

は、円が決済通貨になる場合がある。

の 5 つに分類している。

この例としては、電子部品のコーティ① 顧客の通貨選好

ング材、精米機、中東アフリカ向け自輸出相手の選好は、為替リスクを回避できる現地通貨建てである。この結動車輸出などがある。
④ 現地拠点のリスク管理能力

果、北米は米ドル、アジアも米国向け

海外拠点の人員配置で、経理財務要

輸出が多いこと、また、地場企業も米員がいない場合などは、為替リスクのドルを決済通貨としているところが多管理を本社が行うことが合理的であいことから、米ドルが選好される。一る。この場合は、決済を米ドルまたは方、欧州向けはユーロ建てが主体と現地通貨に集中させることが多い。

なる。

⑤ 企業のグローバル展開② マリー

多国籍企業の場合、地域ごとに決済

マリーとは外貨建て債権、債務の持通貨を決めているところもある。このち高を均衡させ、為替ポジションを中場合、多く選好される通貨は米ドルと立化させることである。輸出のためのユーロである。

原材料が輸入原材料に依存する場合な

例えば、ある自動車メーカーは、北

どは、原材料の輸入決済通貨と輸出通

米とアジアは米ドル、欧州はユーロに貨を円建て、もしくは外貨建てに統一

統一しているという。

136• 季刊 国際貿易と投資 Spring 2005 / No.59

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為替変動に対し安定的な日本の決済通貨比率

一方、輸入取引の場合は、以下の 7て価格と円建て価格の差が大きくなる

つの要因が考えられる。

場合がある。このような場合は、為替① 国際市況との関係

リスクをとっても価格の安い米ドル建エネルギー関連製品など国際市況商てを選好する。

品は、国際価格が米ドル建てであるこ⑥ 輸入量と採算性とから、米ドル決済となる。
② コストの問題

日本国内の価格競争が厳しく、輸入者が為替リスクを負担するほどマージ

東南アジアでは、現地通貨対円の相ンがない場合でも、輸入量が大きい場

場が銀行間で建たず、米ドル経由のク合は、海外の輸出業者が円建てを提示

ロスレートのため、円建てがコスト高する場合がある。

になるといわれる。こういった場合は、

例えば、電器関連雑貨、家具、衣料

米ドル建てにしてコストの上昇を抑えなどが例として挙げられる。

る場合がある。

⑦ 海外の輸出業者の戦略③ 円建ての反対取引の有無

海外の輸出業者が、日本市場開拓の

海外の輸出業者に円建て支払いの反ために、末端価格まで戦略的に支配す対取引がある場合は、円建てになる。

る取引の場合、円建てになる。例えば、④ 円建ての国際価格が成立している

多国籍企業の日本現地法人向け輸出取場合

引の場合、円建て決済が多い。

日本での消費が大半を占めており、

つまり、企業は原則、為替リスクを円建ての国際価格が成立しているもの回避するために自国通貨建てで決済をは、円建てとなる。例えば、刺身用マ

望むとみられる。しかし、諸事情で決グロやすり身、乾燥カットワカメなど済通貨を自由に変更できない場合でが例として挙げられる。

も、他通貨での取引をバランスさせる⑤ 開発輸入ことで為替変動リスクをヘッジするこ

大手小売業などの開発輸入の場合のとができる。つまり、必ずしも決済通ように、輸入者の意向が反映しやすい

貨を通貨の変動によって変更する必要場合は円建てになる。しかし、海外のがない環境を自ら創り出しているとみ

委託先が原材料を米ドル建てで調達しられる。

て製造している場合などは、米ドル建

季刊 国際貿易と投資 Spring 2005 / No.59•137

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通貨決済でバランスさせることをより

4. 多様な方法で為替リスクを回避

一層容易にしていると思われる。
日本の貿易決済通貨比率の安定は、これらの複合的な要因から成り立って決済通貨の比率が為替レートの変動

いるとみられる。

とは無関係に安定していることは、企業が為替変動リスクを様々な方法でヘッジしており、必ずしも為替変動のリ
スクを決済通貨の変更で対応する必要がない環境で取引を行っているためとみられる。
また、日本の貿易取引においては、
2.で分析したように、価格弾力性が低いものが多く、価格の変化、ひいては為替の変化にあまり影響されない財が多い。これは、日本の貿易の構成が安定している一因と考えられる。そして、（注 1）世界＝ 0.28 ×米国＋ 0.24 × EU ＋

0 . 63 ×アジア− 6 . 05（米ドル建て
決済通貨比率）（注 2）世界＝ 0.85 ×米国− 0.13 × EU ＋
0 . 67 ×アジア− 4 . 25（円建て決済
通貨比率）（注 3）世界＝ 0.44 ×米国＋ 0.12 × EU ＋
0 . 33 ×アジア＋ 8 . 72（米ドル建て
決済比率）（注 4）世界＝ 0.16 ×米国＋ 0.29 × EU ＋
0 . 41 ×アジア− 4 . 17（円建て決済
比率）（注 5）国際通貨研究所「円の国際化推進勉
強会報告書」平成 14 年 6 月

http://www.mof.go.jp/jouhou/kokkin/tyousa/tyou063.htm

このことは、企業が為替リスクを他の138• 季刊 国際貿易と投資 Spring 2005 / No.59

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為替変動に対し安定的な日本の決済通貨比率【推計方程式一覧】
対 EU ・工業用原料輸出
LOG(EXPQ24) = 3.80169478 + 0.2776840492*LOG(Y2)-0.06435342145*LOG(RE24A)（1.126268）（-5.890533）
EXP24 ：日本の輸出数量指数(対 EU ・工業用原材料)(1995 ＝ 100)
Y2 ：ヨーロッパの実質 GDP 指数(2000 ＝ 100)
RE24A ：相対価格指数（日本の円建て輸出価格指数(対 EU ・工業用原材料) / (GDP デフレー
タ指数(ヨーロッパ)×ユーロレート指数)）
推計方法： OLS
自由度調整済み決定係数＝ 0.73
推計期間： 1988-2003
D.W. 値は 1 ％水準で有意。 （1.510310）
所得要因のｔ値が低いものの、相対価格は有意で非弾力的であることを示している。
対東アジア・総輸出
LOG(EXPQ30)=2.630566562+0.607361852*LOG(Y3)-0.1541864407*LOG(RE30A)（4.131235）（-1.298567）
EXP30 ：日本の輸出数量指数(対東アジア・総合)(1995 ＝ 100)
Y3 ：アジアの実質 GDP 指数(2000 ＝ 100)
RE30A ：相対価格指数（日本の円建て輸出価格指数(対東アジア・総合) / (GDP デフレータ指数(アジア)×ドルレート指数)）
推計方法： OLS
自由度調整済み決定係数＝ 0.93
推計期間： 1988-2003
D.W. 値は 1 ％水準で有意。（1.328755）
価格要因のｔ値が低いものの、相対価格は有意で非弾力的であることを示している。
LOG(EXPQ30) = 2.532353271 + 0.621152607*LOG(Y3) - 0.1396482299*LOG(RE30B)（-1.114579）（3.963232）
EXP30 ：日本の輸出数量指数(対東アジア・総合)(1995 ＝ 100)
Y3 ：アジアの実質 GDP 指数(2000 ＝ 100)
RE30B ：相対価格指数（日本の円建て輸出価格指数(対東アジア・総合) / (CPI(アジア)×ドル
レート指数)）
推計方法： OLS
自由度調整済み決定係数＝ 0.93
推計期間： 1988-2003
D.W. 値は 1 ％水準で有意。（1.291571）
価格要因のｔ値が低いものの、相対価格は有意で非弾力的であることを示している。

対東アジア・資本財輸出
LOG(EXPQ31)=3.086829562+0.615544178*LOG(Y3)-0.265360761*LOG(RE31A)（3.187313）（-1.641765）
EXP31 ：日本の輸出数量指数(対東アジア・資本財)(1995 ＝ 100)
Y3 ：アジアの実質 GDP 指数(2000 ＝ 100)
RE31A ：相対価格指数（日本の円建て輸出価格指数(対東アジア・資本財) / (GDP デフレータ
指数(アジア)×ドルレート指数)）
推計方法： OLS
自由度調整済み決定係数＝ 0.92
推計期間： 1988-2003

季刊 国際貿易と投資 Spring 2005 / No.59•139

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D.W. 値は 5 ％水準で有意。（1.548092）
価格要因のｔ値が低いものの、相対価格は有意で非弾力的であることを示している。
LOG(EXPQ31) = 3.067407394 + 0.6217703304*LOG(Y3)-0.2550605799*LOG(RE31B)（3.015069）（-1.494585）
EXP31 ：日本の輸出数量指数(対東アジア・資本財)(1995 ＝ 100)
Y3 ：アジアの実質 GDP 指数(2000 ＝ 100)
RE31B ：相対価格指数（日本の円建て輸出価格指数(対東アジア・資本財) / (CPI(アジア)×ド
ルレート指数)）
推計期間： 1988-2003
推計方法： OLS
自由度調整済み決定係数＝ 0.92
D.W. 値は 1 ％水準で有意。（1.504659）
価格要因のｔ値が低いものの、相対価格は有意で非弾力的であることを示している。

対東アジア・工業用原料輸出
LOG(EXPQ34) = 2.579380312 + 0.6150476345*LOG(Y3)-0.1455144582*LOG(RE34A)（-2.197828）（6.397962）
EXP34 ：日本の輸出数量指数(対東アジア・工業用原材料)(1995 ＝ 100)
Y3 ：アジアの実質 GDP 指数(2000 ＝ 100)
RE34A ：相対価格指数（日本の円建て輸出価格指数(対東アジア・工業用原材料) / (GDP デ
フレータ指数(アジア)×ドルレート指数)）
推計期間： 1988-2003
推計方法： OLS
自由度調整済み決定係数＝ 0.97
D.W. 値は 5 ％水準で棄却できず。 （1.074967）
LOG(EXPQ34) = 2.57479616 + 0.6182384843*LOG(Y3) - 0.1409170797*LOG(RE34B)（6.009113）（-2.002903）
EXP34 ：日本の輸出数量指数(対東アジア・工業用原材料)(1995 ＝ 100)
Y3 ：アジアの実質 GDP 指数(2000 ＝ 100)
RE34B ：相対価格指数（日本の円建て輸出価格指数(対東アジア・工業用原材料) / (CPI 指数(アジア)×ドルレート指数)）
推計方法： OLS
自由度調整済み決定係数＝ 0.96
推計期間： 1988-2003
D.W. 値は 5 ％水準で棄却できず。（1.037145）

対中国・非耐久消費財輸出
LOG(EXPQ43) = 5.553333938 + 0.4147108689*LOG(Y4)-0.5455002453*LOG(RE43B)（1.941985）（-4.588123）
EXP43 ：日本の輸出数量指数(対中国・非耐久消費財)(1995 ＝ 100)
Y3 ：中国の実質 GDP 指数(2000 ＝ 100)
RE43B ：相対価格指数（日本の円建て輸出価格指数(対中国・非耐久消費財) / (CPI 指数(中国)×元レート指数)）
推計期間： 1988-2003
推計方法： OLS
自由度調整済み決定係数＝ 0.94
D.W. 値は 1 ％水準で棄却できず。（0.905699）

140• 季刊 国際貿易と投資 Spring 2005 / No.59

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為替変動に対し安定的な日本の決済通貨比率

対米国・総輸入LOG(IMPQ10)=-340.1487395+3.442939769*LOG(GDPR)-0.4674010897*（-2.068657）（2.814212）
LOG(RELPRI10) + [AR(1)=0.9998359808]（8.188268）
IMPQ10 ：日本の輸入数量指数(対米国・総合)(1995 ＝ 100)
GDPR ：日本の実質 GDP 指数(2000 ＝ 100)
RELPRI10 ：相対価格指数（日本の円建て輸入価格指数(対米国・総合) / 日本の消費者物価指数(総合)）
推計方法： GLS 自由度調整済み決定係数＝ 0.74
推計期間： 1988-2003
D.W. 値は 1 ％水準で棄却できず。（0.822710）
対米・資本財輸入
LOG(IMPQ11) = -10.54005598 + 4.034030765*LOG(GDPR) - 0.710507331*（-2.710921）（1.838560）
LOG(RELPRI11) + [AR(1)=0.8192257424]（3.419463）
IMPQ11 ：日本の輸入数量指数(対米国・資本財)(1995 ＝ 100)
GDPR ：日本の実質 GDP 指数(2000 ＝ 100)
RELPRI11 ：相対価格指数（日本の円建て輸入価格指数(対米国・資本財) / 日本の企業物価指数(資本財)）
推計方法： GLS 自由度調整済み決定係数＝ 0.76
推計期間： 1988-2003
D.W. 値は 1 ％水準で棄却できず。（0.830978）
対米・耐久消費財輸入
LOG(IMPQ12)=-6.450562614+3.984862972*LOG(GDPR)-1.600960101*LOG(RELPRI12)（-6.545032）（6.089779）
IMPQ12 ：日本の輸入数量指数(対米国・耐久消費財)(1995 ＝ 100)
GDPR ：日本の実質 GDP 指数(2000 ＝ 100)
RELPRI12 ：相対価格指数（日本の円建て輸入価格指数(対米国・耐久消費財) / 日本の消費者物価指数(耐久消費財)）
推計期間： 1988-2003
推計方法： OLS 自由度調整済み決定係数＝ 0.78
D.W. 値は 5 ％水準で棄却できず。（1.219670）
対米・非耐久消費財輸入
LOG(IMPQ13) = -3.552375109 + 3.651541194*LOG(GDPR) - 1.828536952*LOG(RELPRI13)（9.857933）（-5.967424）
IMPQ13 ：日本の輸入数量指数(対米国・非耐久消費財)(1995 ＝ 100)
GDPR ：日本の実質 GDP 指数(2000 ＝ 100)
RELPRI13 ：相対価格指数（日本の円建て輸入価格指数(対米国・非耐久消費財) / 日本の消費者物価指数(非耐久消費財)）
推計方法： OLS 自由度調整済み決定係数＝ 0.87
推計期間： 1988-2003

季刊 国際貿易と投資 Spring 2005 / No.59•141

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D.W. 値は 5 ％水準で棄却できず。（1.096119）
対米・食料/直接消費財輸入
LOG(IMPQ15) = 4.671473729 + 0.4329536695*LOG(GDPR) - 0.4510280927*LOG(RELPRI15)（1.814281）（-3.668862）
IMPQ15 ：日本の輸入数量指数(対米国・食料/直接消費財)(1995 ＝ 100)
GDPR ：日本の実質 GDP 指数(2000 ＝ 100)
RELPRI15 ：相対価格指数（日本の円建て輸入価格指数(対米国・食料/直接消費財) / 日本の消費者物価指数(総合)）
推計期間： 1988-2003
推計方法： OLS 自由度調整済み決定係数＝ 0.77
D.W. 値は 1 ％水準で棄却できず。（0.795806）
対ヨーロッパ(EU15)・総輸入
LOG(IMPQ20) = -2.638491357 + 1.812253412*LOG(GDPR) - 0.2302001207*LOG (RELPRI20)（-1.071937）（4.811460）
IMPQ20 ：日本の輸入数量指数(対 EU15 ・総合)(1995 ＝ 100)
GDPR ：日本の実質 GDP 指数(2000 ＝ 100)
RELPRI20 ：相対価格指数（日本の円建て輸入価格指数(対 EU15 ・総合) / 日本の消費者物価指数(総合)）
推計方法： OLS 自由度調整済み決定係数＝ 0.75
推計期間： 1988-2003
D.W. 値は 1 ％水準で棄却できず。（0.972153）
価格要因のｔ値が低い。
対ヨーロッパ(EU15)・非耐久消費財輸入
LOG(IMPQ23)=-1.149986714+2.041034153*LOG(GDPR)-0.7861287682*LOG(RELPRI23)(4.183948)(-3.504686)
IMPQ23 ：日本の輸入数量指数(対 EU15 ・非耐久消費財)(1995 ＝ 100)
GDPR ：日本の実質 GDP 指数(2000 ＝ 100)
RELPRI23 ：相対価格指数（日本の円建て輸入価格指数(対 EU15 ・非耐久消費財) / 日本の消費者物価指数(非耐久消費財)）
推計方法： OLS 自由度調整済み決定係数＝ 0.67
推計期間： 1988-2003
D.W. 値は 5 ％水準で棄却できず。
対ヨーロッパ(EU15)・工業用原料輸入
LOG(IMPQ24)=3.964189173+0.9434677416*LOG(GDPR)-0.7819823996*LOG(RELPRI24)（4.528742）（-3.773688）
IMPQ24 ：日本の輸入数量指数(対 EU15 ・工業用原料)(1995 ＝ 100)
GDPR ：日本の実質 GDP 指数(2000 ＝ 100)
RELPRI24 ：相対価格指数（日本の円建て輸入価格指数(対 EU15 ・工業用原料) / 日本の企業物価指数(素原材料)）推計方法： OLS 自由度調整済み決定係数＝ 0.62
推計期間： 1988-2003
D.W. 値は 5 ％水準で棄却できず。

142• 季刊 国際貿易と投資 Spring 2005 / No.59

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為替変動に対し安定的な日本の決済通貨比率

対ヨーロッパ(EU15)・食料/直接投資財輸入
LOG(IMPQ25) = -0.5661302095 + 1.381090887*LOG(GDPR) - 0.2241194336*LOG(RELPRI25)（-1.461546）（6.704574）
IMPQ25 ：日本の輸入数量指数(対 EU15 ・食料/直接投資財)(1995 ＝ 100)
GDPR ：日本の実質 GDP 指数(2000 ＝ 100)
RELPRI25 ：相対価格指数（日本の円建て輸入価格指数(対 EU15 ・食料/直接投資財) / 日本の消費者物価指数(総合)）
推計期間： 1988-2003
推計方法： OLS 自由度調整済み決定係数＝ 0.80
D.W. 値は 5 ％水準で棄却できず。（1.123065）
価格要因のｔ値が低い。
対東アジア・総輸入
LOG(IMPQ30) = -19.94479402 + 6.24022052*LOG(GDPR) - 0.8271239339*（6.067305）（-2.365113）
LOG(RELPRI30) + [AR(1)=0.647218131]（4.864548）
IMPQ30 ：日本の輸入数量指数(対東アジア・総合)(1995 ＝ 100)
GDPR ：日本の実質 GDP 指数(2000 ＝ 100)
RELPRI30 ：相対価格指数（日本の円建て輸入価格指数(対東アジア・総合) / 日本の消費者物価指数(総合)）推計期間： 1988-2003
推計方法： GLS 自由度調整済み決定係数＝ 0.97
D.W. 値は 1 ％水準で有意。
対東アジア・資本財輸入
LOG(IMPQ31) = -54.67777478 + 14.73673037*LOG(GDPR) - 1.702880178*（8.510910）（-1.567425）
LOG(RELPRI31) + [AR(1)=0.5264291582]（3.074214）
IMPQ31 ：日本の輸入数量指数(対東アジア・資本財)(1995 ＝ 100)
GDPR ：日本の実質 GDP 指数(2000 ＝ 100)
RELPRI31 ：相対価格指数（日本の円建て輸入価格指数(対東アジア・資本財) / 日本の企業物価指数(資本財)）
推計方法： GLS 自由度調整済み決定係数＝ 0.97
推計期間： 1988-2003
D.W. 値は 5 ％水準で有意。 価格要因のｔ値が低い。
対東アジア・ 耐久消費財輸入
LOG(IMPQ32) = -32.72555115 + 8.996537598*LOG(GDPR) - 0.7977601684*（-1.608454）（6.412376）
LOG(RELPRI32) + [AR(1)=0.4841121558]（2.729626）
IMPQ32 ：日本の輸入数量指数(対東アジア・耐久消費財)(1995 ＝ 100)
GDPR ：日本の実質 GDP 指数(2000 ＝ 100)

季刊 国際貿易と投資 Spring 2005 / No.59•143

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RELPRI32 ：相対価格指数（日本の円建て輸入価格指数(対東アジア・耐久消費財) / 日本の消費者物価指数(耐久消費財)）
推計期間： 1988-2003
推計方法： GLS
自由度調整済み決定係数＝ 0.95
D.W. 値は 5 ％水準で有意。 価格要因のｔ値が低い。
対東アジア・非耐久消費財輸入
LOG(IMPQ33) = -6.23874395 + 3.509129081*LOG(GDPR) - 1.102224602*LOG(RELPRI33)（7.089332）（-4.499466）
IMPQ33 ：日本の輸入数量指数(対東アジア・非耐久消費財)(1995 ＝ 100)
GDPR ：日本の実質 GDP 指数(2000 ＝ 100)
RELPRI33 ：相対価格指数（日本の円建て輸入価格指数(対東アジア・非耐久消費財) / 日本の消費者物価指数(非耐久消費財)）
推計方法： OLS 自由度調整済み決定係数＝ 0.94
推計期間： 1988-2003
D.W. 値は 5 ％水準で棄却できず。
対東アジア・工業用原料輸入
LOG(IMPQ34) = -7.415572334 + 3.502642098*LOG(GDPR) - 0.8552146551*（-2.739939）（3.751876）
LOG(RELPRI34) + [AR(1)=0.7727495712]（8.923855）
IMPQ34 ：日本の輸入数量指数(対東アジア・工業用原料)(1995 ＝ 100)
GDPR ：日本の実質 GDP 指数(2000 ＝ 100)
RELPRI34 ：相対価格指数（日本の円建て輸入価格指数(対東アジア・工業用原料) / 日本の企業物価指数(素原材料)）
推計期間： 1988-2003
推計方法： GLS 自由度調整済み決定係数＝ 0.89
D.W. 値は 5 ％水準で有意。
対東アジア・食料/直接投資財輸入
LOG(IMPQ35) = 3.452021131 + 0.9526383646*LOG(GDPR) - 0.6852314693*LOG(RELPRI35)（-2.995590）（2.476130）
IMPQ35 ：日本の輸入数量指数(対東アジア・食料/直接投資財)(1995 ＝ 100)
GDPR ：日本の実質 GDP 指数(2000 ＝ 100)
RELPRI35 ：相対価格指数（日本の円建て輸入価格指数(対東アジア・食料/直接投資財) / 日
本の消費者物価指数(総合)）
推計期間： 1988-2003
推計方法： OLS 自由度調整済み決定係数＝ 0.85
D.W. 値は 5 ％水準で棄却できず。（1.418439）
対中国・総輸入LOG(IMPQ40) = -32.51751987 + 9.341494271*LOG(GDPR) - 1.143631575*（7.905435）（-3.426578）
LOG(RELPRI40) + [AR(1)=0.5231608376]（3.574410）

144• 季刊 国際貿易と投資 Spring 2005 / No.59

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為替変動に対し安定的な日本の決済通貨比率

IMPQ40 ：日本の輸入数量指数(対中国・総合)(1995 ＝ 100)
GDPR ：日本の実質 GDP 指数(2000 ＝ 100)
RELPRI40 ：相対価格指数（日本の円建て輸入価格指数(対中国・総合) / 日本の消費者物価指数(総合)）
推計期間： 1988-2003
推計方法： GLS 自由度調整済み決定係数＝ 0.98
D.W. 値は 5 ％水準で有意。
対中国・資本財輸入
LOG(IMPQ41) = -97.14083426 + 23.63303323*LOG(GDPR) - 1.222800174*（11.11472）（-2.880633）
LOG(RELPRI41) + [AR(1)=0.4310363308]（2.361222）
IMPQ41 ：日本の輸入数量指数(対中国・資本財)(1995 ＝ 100)
GDPR ：日本の実質 GDP 指数(2000 ＝ 100)
RELPRI41 ：相対価格指数（日本の円建て輸入価格指数(対中国・資本財) / 日本の企業物価指数(資本財)）
推計期間： 1988-2003
推計方法： GLS 自由度調整済み決定係数＝ 0.98
D.W. 値は 5 ％水準で有意。
対中国・耐久消費財輸入
LOG(IMPQ42) = -63.57915877 + 15.65111058*LOG(GDPR) - 0.6637048261*LOG(RELPRI42)（14.73242）（-1.074685）
IMPQ42 ：日本の輸入数量指数(対中国・耐久消費財)(1995 ＝ 100)
GDPR ：日本の実質 GDP 指数(2000 ＝ 100)
RELPRI42 ：相対価格指数（日本の円建て輸入価格指数(対中国・耐久消費財) / 日本の消費者物価指数(耐久消費財)）
推計方法： OLS 自由度調整済み決定係数＝ 0.93
推計期間： 1988-2003
D.W. 値は 1 ％水準で棄却できず。 価格要因のｔ値が低い。
対中国・非耐久消費財輸入
LOG(IMPQ43) = -26.46581557 + 8.504532063*LOG(GDPR) - 1.647947248*LOG(RELPRI43)（16.19044）（-4.541931）
IMPQ43 ：日本の輸入数量指数(対中国・非耐久消費財)(1995 ＝ 100)
GDPR ：日本の実質 GDP 指数(2000 ＝ 100)
RELPRI43 ：相対価格指数（日本の円建て輸入価格指数(対中国・非耐久消費財) / 日本の消費者物価指数(非耐久消費財)）
推計方法： OLS 自由度調整済み決定係数＝ 0.97
推計期間： 1988-2003
D.W. 値は 1 ％水準で有意。

季刊 国際貿易と投資 Spring 2005 / No.59•145

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対中国・工業用原料輸入
LOG(IMPQ44) = -11.53445159 + 4.547893231*LOG(GDPR) - 0.9772715752*（-5.370471）（5.566624）
LOG(RELPRI44) + [AR(1)=0.5335584562]（4.354081）
IMPQ44 ：日本の輸入数量指数(対中国・工業用原料)(1995 ＝ 100)
GDPR ：日本の実質 GDP 指数(2000 ＝ 100)
RELPRI44 ：相対価格指数（日本の円建て輸入価格指数(対中国・工業用原料) / 日本の企業物
価指数(素原材料)）推計方法： GLS 自由度調整済み決定係数＝ 0.98
推計期間： 1988-2003
D.W. 値は 1 ％水準で有意。
対中国・食料/直接投資財輸入
LOG(IMPQ45) = -3.665011696 + 3.171359845*LOG(GDPR) - 1.306174203*LOG(RELPRI45)（-5.110724）（6.329061）
IMPQ45 ：日本の輸入数量指数(対中国・食料/直接投資財)(1995 ＝ 100)
GDPR ：日本の実質 GDP 指数(2000 ＝ 100)
RELPRI45 ：相対価格指数（日本の円建て輸入価格指数(対中国・食料/直接投資財) / 日本の消費者物価指数(総合)）
推計方法： OLS 自由度調整済み決定係数＝ 0.96
推計期間： 1988-2003
D.W. 値は 5 ％水準で有意。（1.691245）
対中東・総輸入LOG(IMPQ50) = -3.340643204 + 1.792746556*LOG(GDPR) - 0.04532142773*LOG(RELPRI50)（-1.357429）（18.02930）
IMPQ50 ：日本の輸入数量指数(対中東・総合)(1995 ＝ 100)
GDPR ：日本の実質 GDP 指数(2000 ＝ 100)
RELPRI50 ：相対価格指数（日本の円建て輸入価格指数(対中東・総合) / 日本の消費者物価指数(総合)）
推計方法： OLS 自由度調整済み決定係数＝ 0.96
推計期間： 1988-2003
D.W. 値は 5 ％水準で有意。 価格要因のｔ値が低い。
対中東・資本財輸入
LOG(IMPQ51) = -29.76094569 + 8.492188637*LOG(GDPR) - 0.9065085157*（2.327121）（-3.131512）
LOG(RELPRI51) + [AR(1)=0.6680737706]（3.230006）
IMPQ51 ：日本の輸入数量指数(対中東・資本財)(1995 ＝ 100)
GDPR ：日本の実質 GDP 指数(2000 ＝ 100)
RELPRI51 ：相対価格指数（日本の円建て輸入価格指数(対中東・資本財) / 日本の企業物価指数(資本財)）
推計方法： GLS
自由度調整済み決定係数＝ 0.84
推計期間： 1988-2003

146• 季刊 国際貿易と投資 Spring 2005 / No.59

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為替変動に対し安定的な日本の決済通貨比率

D.W. 値は 5 ％水準で有意。
対中東・耐久消費財輸入
LOG(IMPQ52) = -10.35345825 + 3.793864658*LOG(GDPR) - 0.5781763188*LOG(RELPRI52)（-5.547029）（2.754758）
IMPQ52 ：日本の輸入数量指数(対中東・耐久消費財)(1995 ＝ 100)
GDPR ：日本の実質 GDP 指数(2000 ＝ 100)
RELPRI52 ：相対価格指数（日本の円建て輸入価格指数(対中東・耐久消費財) / 日本の消費者物価指数(耐久消費財)）
推計方法： OLS 自由度調整済み決定係数＝ 0.66
推計期間： 1988-2003
D.W. 値は 5 ％水準で有意。
対中東・工業用原料輸入
LOG(IMPQ54) = -3.517153975 + 1.85558252*LOG(GDPR) - 0.06782478941*LOG(RELPRI54)（17.44471）（-1.405541）
IMPQ54 ：日本の輸入数量指数(対中東・工業用原料)(1995 ＝ 100)
GDPR ：日本の実質 GDP 指数(2000 ＝ 100)
RELPRI54 ：相対価格指数（日本の円建て輸入価格指数(対中東・工業用原料) / 日本の企業物
価指数(素原材料)）推計方法： OLS 自由度調整済み決定係数＝ 0.96
推計期間： 1988-2003
D.W. 値は 1 ％水準で有意。 価格要因のｔ値が低い。

季刊 国際貿易と投資 Spring 2005 / No.59•147

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