⽇興リサーチレビュー

Research Report【続 2】⽇銀の国債買⼊れが JGB のタームプ
レミアムに与える影響の基礎的な実証分析

2016 年 9 ⽉

投資⼯学研究所
⽥中

要

良典

約

⽇本銀⾏は、⿊⽥総裁就任後、デフレ克服のため速やかに量的・質的⾦融緩和を導⼊し、量的・質的⾦融緩和
は 2014 年 10 ⽉に、量・質ともに拡充され、2016 年 1 ⽉にはマイナス⾦利が付加され、マイナス⾦利付き量的・質的⾦融緩和となった。筆者は、拙稿(⽥中［2015］)において、巨額の国債買⼊れが JGB タームプレミアムに与える影響について、スポットレートベースの JGB-OIS スプレッドをタームプレミアムとし、イールドカーブ全体を対象とした実証的な検証を試みた。本稿は、その続編として新たなデータを追加し 3 次元緩和期間も考慮した上で、国債買⼊や⾦融政策アナウンスメントがタームプレミアムに与える影響について再検証したものである。
その結果、3 次元緩和以降、超⻑期ゾーンのタームプレミアムが急速に縮⼩していることが分かった。また、
⽥中［2015］と同様に、国債買⼊れや強いコミットメントを⽰した⾦融政策運営⽅針が、タームプレミアムを縮⼩させていたこと、そして、これらファクターの感応度は緩和期間が進むにつれて鈍化したことが⽰唆された。
しかしながら、3 次元緩和期間においては、買⼊オペインパクト(前⽉末時点の市中残存国債に対する当⽉の買いオペ合計額)とタームプレミアムには有意な正の関係が検出された。つまり、3 次元緩和以降、買⼊れオファーが流動性の枯渇懸念リスクとして意識されだした可能性がある。

1. はじめに
2. ⽅法
2.1 JGB スポットレートカーブ、OIS スポットレートカーブの推定
2.2 買⼊ゾーン、タームプレミアム、買⼊オペインパクト、国債市中残存率、価格ボラティリティ
2.3 ⾦融政策運営⽅針の公表によるアナウンスメント効果
2.4 統計的な検証
3. 結果
3.1 緩和期間別の各変数の時系列推移
3.2 緩和区分別のタームプレミアムと各説明変数の関係
3.3 統計的な検証
4. 考察

本資料は、信頼性の高いデータから作成されておりますが、当社はその正確性・確実性に関し、いかなる保証をするものではございません。本資料は、情報提供を目的としており、投資勧誘を目的としたものではございません。証券投資に関する最終判断は、投資家ご自身の判断でなさるようにお願いいたします。本資料の著作権は当社に帰属し、本資料の転用および販売は固く禁じられております。

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⽇興リサーチレビュー

1. はじめに
⽇本銀⾏は、⿊⽥総裁が就任した翌⽉の 2013 年 4 ⽉に、デフレ克服のため速やかに量的・質的⾦融緩和を導⼊し、そのうちの１つの要素として巨額の国債買⼊れと極めて⼤規模なマネタリーベースの供給によってイールドカーブ全体に低下圧⼒を加えた。そして量的・質的⾦融緩和は 2014 年 10 ⽉には、
量・質ともに拡充され、2016 年 1 ⽉には量・質にマイナス⾦利が付加され、マイナス⾦利付き量的・質的⾦融緩和として拡張された(「ジャクソンホールにおける講演」2016 年 8 ⽉ 27 ⽇)。これにより、⽇本国債のイールドカーブはブルフラット化していき、マイナス⾦利付き量的・質的⾦融緩和導⼊以降
は、特に超⻑期ゾーンを中⼼にブルフラット化した(図表 1)。
図表 1 新発国債イールドカーブの推移

新発国債の利回り(%)

2.5
2.0

1.50

2010/10/28
2013/4/4

1.00

2014/10/31
2016/1/29

0.50

2016/8/31

1.5

0.00

1.0

-0.50

0.5

-1.00

0.0

-1.50

(0.5)

-2.00
2年債

5年債

10年債

20年債

30年債

利回りの変化幅(%)

3.0

40年債

注：図中の棒グラフは利回りの変化幅を表し、薄い部分は 2010/10/28-2016/1/29 の差分を、濃い部分は 2016/1/29-2016/8/31 の差分を⽰す。スケールは右軸を参照。
（出所）SMBC ⽇興証券データより⽇興リサーチセンター作成

ところで、⻑期⾦利は予想短期⾦利平均とタームプレミアムで構成され、タームプレミアムは⾦利リ
スクプレミアム、流動性プレミアムで構成される（翁［2013］）。これに基づき筆者は、拙稿(⽥中［2015］)
において、巨額の国債買⼊が「タームプレミアムを押し下げ、イールドカーブ全体に押下げ圧⼒をかけていく1」かについて、スポットレートベースの JGB-OIS スプレッドをタームプレミアムとし、イール
ドカーブ全体を対象とした実証的な検証を試みた（OIS は Overnight Index Swap の略称、以下 OIS）。
その結果、国債買⼊れが流動性プレミアムと⾦利リスクプレミアムを縮⼩させていたこと、また、買いオペのオファーや強いコミットメントを⽰した⾦融政策運営⽅針がタームプレミアムを縮⼩させていたことが⽰唆された。また、これらのファクターの感応度は緩和期間が進むにつれて鈍化していたことも⽰された。しかしながら、⽥中[2015]以降、上述のように新たな緩和政策が実施され、イールドカー
ブは更にフラット化した。そこで本稿では、このような環境下、改めてタームプレミアムに着⽬し、そ1

例えば「総裁記者会⾒要旨」2013 年 10 ⽉ 7 ⽇

本資料は、信頼性の高いデータから作成されておりますが、当社はその正確性・確実性に関し、いかなる保証をするものではございません。本資料は、情報提供を目的としており、投資勧誘を目的としたものではございません。証券投資に関する最終判断は、投資家ご自身の判断でなさるようにお願いいたします。本資料の著作権は当社に帰属し、本資料の転用および販売は固く禁じられております。

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⽇興リサーチレビューの時系列推移や、巨額の国債買⼊れがタームプレミアムに与える影響の再検証を⾏った。具体的には、
⽥中[2015]の続編として、2015 年 9 ⽉分から 1 年間分のデータを加えて再度分析することで、改めて以下のことを調べた。
 買いオペゾーンごとのタームプレミアムは追加緩和以降どのように推移してきたか？
 国債市中残存額が減少するとタームプレミアムが縮⼩する正の関係は継続していたか？
 価格ボラティリティが上昇するとタームプレミアムが拡⼤する正の関係は継続していたか？
 3 次元緩和期間においても、⾦融政策運営⽅針、オペレーションのオファーはタームプレミアムを縮⼩させる効果があったか？
 包括緩和期間、異次元緩和期間、追加緩和期間、3 次元緩和期間でこれらファクターの値に違いは
あったか？

2. ⽅法
2.1

JGB スポットレートカーブ、OIS スポットレートカーブの推定

JGB スポットレートカーブは、ディスカウントファクターをノンパラメトリックに推定する⽅法を⽤いた。まず、0 年から 40 年まで 3 ヶ⽉(0.25 年)毎に 160 個のグリッドを設定し、各グリッドのディス
カウントファクターをパラメーターとして与えた。次に、国債のキャッシュフローと設定したディスカ
ウントファクターから理論価格を算出し、各銘柄の理論価格と時価の差の 2 乗の合計値が最⼩となるよ
うにパラメーターを決定した。時価は SMBC ⽇興証券基準レート(仲値)（以下、⽇興時価）を⽤いた。
また、銘柄数による重み付けや、瞬間フォワードレートの曲率に対する罰則項を加えた(詳細は、⽥中［2015］)。これらを簡潔に式で表すと以下のようになる2。
min （

1

λ

.

2

）

また、キャッシュフローが⽋損しているグリッドのディスカウントファクターは、前後のディスカウ
ントファクターを線形補完することにより決定した。得られた 160 個のディスカウントファクターからJGB スポットレートを算出した。なお、データは⽇次ベースで算出した。
OIS スポットレートカーブは、JGB スポットレートカーブのグリッドに合わせるために、0.25 年刻
みで OIS レートのスプライン補間を⾏った後、ブートストラップ法を⽤いて 160 個のディスカウントファクターを計算し、得られたディスカウントファクターから OIS スポットレートを算出した。⽤いたOIS レートの年限は、3M、6M、9M、1Y、15M、18M、2Y、3Y、4Y、5Y、6Y、7Y、8Y、9Y、10Y、12Y、15Y、20Y、25Y、30Y、35Y、40Y でブルームバーグより取得した。OIS レートは、年限が⻑く

2 ただし、: 銘柄 j の時価、DF : 残存 0.25 年のディスウントファクター、: 平滑化パラメーター 本稿では 100,000 、 : 残存 0.25 年から 0.25

: 銘柄 の残存 0.25 年のキャッシュフロー、

1 年のフォワードレート、: 残存 0.25 年のスポットレートの修正デュレーション、 : 銘柄 が属するグリッド期間に存在する銘柄数
本資料は、信頼性の高いデータから作成されておりますが、当社はその正確性・確実性に関し、いかなる保証をするものではございません。本資料は、情報提供を目的としており、投資勧誘を目的としたものではございません。証券投資に関する最終判断は、投資家ご自身の判断でなさるようにお願いいたします。本資料の著作権は当社に帰属し、本資料の転用および販売は固く禁じられております。

3⽇興リサーチレビュー

なるほど流動性プレミアムや、カウンターパーティーリスクプレミアムを無視できなくなる。この点において、OIS スポットレートカーブを予想短期⾦利平均として⽤いる際、より⻑いゾーンになるほど実際の予想短期⾦利平均を過⼤評価することになることには留意が必要である(詳細は、⽥中［2015］)。

2.2

買⼊ゾーン、タームプレミアム、買⼊オペインパクト、国債市中残存率、価格ボラティ

リティ
タームプレミアムを説明する要因としては、翁[2013]を参考に以下のように仮定した。
当⽉のタームプレミアム= 当⽉の⻑期⾦利 – 当⽉の予想短期⾦利平均 + その他要因= 当⽉の JGB スポットレート - 当⽉の OIS スポットレート + その他要因= 当⽉の流動性プレミアム + 当⽉の⾦利リスクプレミアム + その他要因=（前⽉の流動性プレミアム + 当⽉の買いオペアナウンスメントによる流動性プレミアムの縮⼩)+ 当⽉の⾦利リスクプレミアム + ⾦融政策運営⽅針アナウンスメント効果 + その他要因
ここで、前⽉の流動性プレミアムを表す要因として前⽉末時点の国債市中残存率を、⾦利リスクプレ
ミアムとして価格ボラティリティを設定した。またアナウンスメント効果として当⽉の買いオペアナウ
ンスメントと、⾦融政策運営⽅針も説明変数に加えた。当⽉の買いオペアナウンスメントは、前⽉末時
点の市中残存額に対する当⽉買⼊額オファーのインパクトを表すファクターとして導⼊した。具体的には、当⽉の買いオペオファー合計額を、前⽉末の市中残存額で割った値を買⼊オペインパクトとして定義した。⾦融政策運営⽅針は別途後述する。解析に⽤いるデータは、国債買いオペが 1 年超 3 年以下などゾーンごとに⾏われているため、各買⼊ゾーンの⽉次の平均値や合計値とした。
各⽉の買⼊ゾーンは、これまで実施されてきた買いオペレーションの年限区分のみをもとに設定し、結果として、以下の 8 つの買⼊ゾーンを設定した。包括緩和期間における輪番オペは本研究の対象としたが、同緩和期間の 30 年超のゾーンに関しては買いオペの対象外であった為、本研究の対象外とした。
また、残存 1 年以下のゾーンも対象外とした(詳細は⽥中[2015]参照)。
買⼊ゾーン名対象残存年数

対象期間

買⼊ゾーン１

残存 1 年超 10 年以下2010 年 10 ⽉から 2013 年 5 ⽉

買⼊ゾーン 2残存 10 年超 30 年以下2010 年 10 ⽉から 2013 年 3 ⽉

買⼊ゾーン 3残存 10 年超 40 年以下

2013 年 4 ⽉から 2014 年 6 ⽉

買⼊ゾーン 4残存 1 年超 3 年以下2013 年 6 ⽉以降

買⼊ゾーン 5

残存 3 年超 5 年以下2013 年 6 ⽉以降

買⼊ゾーン 6

残存 5 年超 10 年以下

2013 年 6 ⽉以降

買⼊ゾーン 7

残存 10 年超 25 年以下2014 年 7 ⽉以降

買⼊ゾーン 8残存 25 年超2014 年 7 ⽉以降

本資料は、信頼性の高いデータから作成されておりますが、当社はその正確性・確実性に関し、いかなる保証をするものではございません。本資料は、情報提供を目的としており、投資勧誘を目的としたものではございません。証券投資に関する最終判断は、投資家ご自身の判断でなさるようにお願いいたします。本資料の著作権は当社に帰属し、本資料の転用および販売は固く禁じられております。

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タームプレミアムは、グリッドごとに JGB スポットレートと OIS スポットレートの差を取り、まず買⼊ゾーンごとに⽇次ベースで当⽉末時点の市中残存額で加重平均値を計算し、その後⽉ベースで単純平均を取ることで買⼊ゾーンごとの⽉次値とした。国債市中残存率は、各買⼊ゾーンにおいて、発⾏額合計から⽇銀保有額合計を引いた値を、発⾏額合計で割った値とした。⽇銀保有額は、各⽉末時点で調整した(詳細は⽥中[2014])。価格ボラティリティは、個別銘柄毎に 25 営業⽇分の時価データから、⽇次のヒストリカルボラティリティを計算した。タームプレミアム同様、買⼊ゾーンごとに当⽉末時点の市中残存額で加重平均した⽇次値を計算した後、⽉ベースで単純平均を取ることで買⼊ゾーンごとの⽉次値とした(詳細は⽥中[2015]参照)。

2.3

⾦融政策運営⽅針の公表によるアナウンスメント効果

⾦融政策運営⽅針の公表による緩和スタンスの強弱によって、タームプレミアムに違いがあるかを検証するために、⾦融政策運営⽅針の公表時の拡⼤スタンスの度合いをカテゴリカル変数として導⼊した。
資産買⼊れ等の基⾦の増額とともに、”⾦融緩和の強化について”というタイトルで発表された時の緩和
スタンスを、緩和スタンス(拡⼤)とし、2012 年 2 ⽉のバレンタイン緩和のように、「『中⻑期的な物価安定の⽬途』について」等が合わせて発表された際のより強い緩和スタンスを、緩和スタンス(拡⼤強)とした。異次元緩和、追加緩和は緩和スタンス(拡⼤強)とした(図表 2)。”当⾯の⾦融政策運営について”と発表された時は現状維持とし、緩和スタンスは、次のスタンス変更があるまで同じスタンスとした。
新しい緩和スタンスは、公表後最初の買⼊れが実施された⽉からとした。また、⽥中［2015］では、緩和スタンス公表後の時間的な波及効果を調べるために、公表後最初の買⼊れが実施された⽉を０、それ以外の⽉を１としてカテゴリカル変数を導⼊したが、有意な差は検出されなかった。そのため本稿では、
この買⼊実施⽉の有無を統計モデルにおいて考慮していない。
図表 2
公表⽇

⾦融政策運営⽅針のアナウンスタイトルと緩和スタンス

買⼊れ開始⽉アナウンスタイトル

緩和スタンス2010/10/28 2010年11⽉(2010/11/08)「資産買⼊等の基⾦運営基本要領」の制定等について

拡⼤強2011/03/14 2011年03⽉(2011/03/28)

⾦融緩和の強化について拡⼤

2011/08/04 2011年08⽉(2011/08/08)

⾦融緩和の強化について拡⼤

2011/10/27 2011年11⽉(2011/11/02)

⾦融緩和の強化について拡⼤

2012/02/14 2012年02⽉(2012/02/15)

⾦融緩和の強化について、「『中⻑期的な物価安定の⽬途』について」

拡⼤強2012/04/27 2012年05⽉(2012/05/01)

⾦融緩和の強化について拡⼤

2012/09/19 2012年09⽉(2012/09/20)

⾦融緩和の強化について拡⼤

2012/10/30 2012年11⽉(2012/11/07)

⾦融緩和の強化について、デフレ脱却に向けた取組について

拡⼤強2012/12/20 2013年01⽉(2013/01/11)

⾦融緩和の強化について拡⼤

2013/01/22 2013年01⽉(2013/01/24)「物価安定の⽬標」と「期限を定めない資産買⼊れ⽅式」の導⼊について 拡⼤強2013/04/04 2013年04⽉(2013/04/08)「量的・質的⾦融緩和」の導⼊について

拡⼤強2014/10/31 2014年11⽉(2014/11/04)「量的・質的⾦融緩和」の拡⼤

拡⼤強2016/01/29 -「マイナス⾦利付き量的・質的⾦融緩和」の導⼊

拡⼤強注：買⼊れ開始⽉の()内の⽇付は、新しい緩和スタンス公表後の最初の買いオペ(輪番オペを除く)の実施⽇を⽰す。2013 年 1 ⽉
は、緩和スタンスが重複したため、後に公表されたアナウンスを優先し「拡⼤強」とした。また、2016 年 7 ⽉も「⾦融緩和の強化について」のタイトルで発表されたが、ETF 買⼊れ額の増額による⾦融緩和強化の為、本稿では勘案していない。
(出所)⽇本銀⾏のデータより⽇興リサーチセンター作成
本資料は、信頼性の高いデータから作成されておりますが、当社はその正確性・確実性に関し、いかなる保証をするものではございません。本資料は、情報提供を目的としており、投資勧誘を目的としたものではございません。証券投資に関する最終判断は、投資家ご自身の判断でなさるようにお願いいたします。本資料の著作権は当社に帰属し、本資料の転用および販売は固く禁じられております。

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⽇興リサーチレビュー

2.4

統計的な検証以上のデータと仮説から、下記式に基づく⼀般線形モデルの解析を⾏った。
タームプレミアム＝ α + β1×前⽉末時点の国債市中残存率 + β2×買⼊オペインパクト(緩和期間)+ β3×価格ボラティリティ(緩和期間) + 緩和スタンス(強、弱) + ε
緩和期間は、各緩和期間においてファクターに違いがあるかを検証するために交互作⽤として導⼊したカテゴリカル変数である。各緩和期間は、発表⽇ではなく実質的な開始⽇を基準とし、包括緩和（2010年 11 ⽉~2013 年 3 ⽉)、異次元緩和(2013 年 4 ⽉~2014 年 10 ⽉)、追加緩和(2014 年 11 ⽉~2016
年 1 ⽉)、3 次元緩和(2016 年 2 ⽉~)とした。なお、前⽉末時点の国債市中残存率については、多重共線性3を無視できなかったため、緩和期間ごとの国債市中残存率を導⼊していない (Appendix1)。⽇次
ベースの観察期間は、2010 年 10 ⽉ 1 ⽇から 2016 年 8 ⽉ 31 ⽇までであり、解析に使⽤した⽉次ベースの買⼊ゾーン別データ数は 244 であった。

3. 結果
3.1 緩和期間別の各変数の時系列推移
図表 3 左上は、タームプレミアムの時系列推移である。2012 年 2 ⽉のいわゆるバレンタイン緩和か
ら縮⼩傾向となり、2012 年 9 ⽉以降、緩和拡⼤のペースが速まった頃から、異次元緩和開始直前の 2013年 3 ⽉までタームプレミアムは急激に縮⼩した。また、異次元緩和期間は横ばいで推移し、追加緩和開始後の 2014 年 11 ⽉から再び縮⼩傾向となった。3 次元緩和の期間においては、買⼊ゾーン 8(残存 25年超)は追加緩和期間対⽐で減少しているものの、それ以外の買⼊ゾーンでは、直近は上昇傾向となった。
また、タームプレミアムの下限は、観察期間を通して-0.1%程度であった。
図表 3 右上は買⼊オペインパクトの時系列推移である。異次元緩和以降、買⼊ゾーン 4(残存 1 年超 3年以下)、買⼊ゾーン 5(残存 3 年超 5 年以下)、買⼊ゾーン 6(残存 5 年超 10 年以下)では、買⼊オペイ
ンパクトが上昇していた。⼀⽅で、⼀回当たりのオファー⾦額が減額されたことを反映し、買⼊ゾーン
7(残存 10 年超 25 年以下)は 2016 年 5 ⽉以降、買⼊ゾーン 8(残存 25 年超)では 2016 年 4 ⽉以降減少していた。
図表 3 左下は国債市中残存率の時系列推移である。異次元緩和以降、どの買⼊ゾーンも国債市中残存率の低下ペースが速まり、そのままのペースが維持されていた。2016 年 8 ⽉末時点の国債市中残存率
は、最も買⼊れが進んでいる買⼊ゾーン 5(残存 3 年超 5 年以下)で 53.0%、買⼊ゾーン 6(残存 5 年超
10 年以下)で 52.8%であった。

3 説明変数間に強い相関関係がある場合、このことが原因となって係数の推定精度が悪くなる、もしくは不安定になる現象を多重
共線性という。多重共線性の診断に使う指標の１つに VIF(Variance Inflation Factor)がある。絶対的な基準は無いものの、１つの⽬安として VIF が 10 以上になる説明変数を同時にモデルに⽤いると、多重共線性を引き起している可能性が⾼い。
本資料は、信頼性の高いデータから作成されておりますが、当社はその正確性・確実性に関し、いかなる保証をするものではございません。本資料は、情報提供を目的としており、投資勧誘を目的としたものではございません。証券投資に関する最終判断は、投資家ご自身の判断でなさるようにお願いいたします。本資料の著作権は当社に帰属し、本資料の転用および販売は固く禁じられております。

6⽇興リサーチレビュー

図表 3 右下は価格ボラティリティの時系列推移である。包括緩和、異次元緩和期間では緩和開始直後、追加緩和期間では 2015 年 2 ⽉が最も⾼く、その後⼀旦落ち着いた。また、3 次元緩和開始後は、2016
年 3 ⽉がピークであった。
図表 3

緩和期間ごとにみたタームプレミアム（左上）、買⼊オペインパクト（右上）
、

0.6

4.0

0.5

3.5

0.4

3.0

買⼊オぺインパクト(%)

0.3
0.2
0.1
0

-0.1

1.5
1.0
0.5

買⼊ゾーン3
買⼊ゾーン7

2016/10

2016/04

2015/10

2015/04

2014/10

2014/04

2013/102013/04

2012/10

買⼊ゾーン2
買⼊ゾーン6

2013/10

買⼊ゾーン1
買⼊ゾーン5

買⼊ゾーン4
買⼊ゾーン8

2012/04

2011/10

2011/04

2010/10

2016/10

2016/04

2015/10

2015/04

2014/10

2014/04

買⼊ゾーン3
買⼊ゾーン7

2012/04

買⼊ゾーン2
買⼊ゾーン6

2013/102013/04

2012/10

2012/04

2011/10

2011/04

買⼊ゾーン1
買⼊ゾーン5

買⼊ゾーン4
買⼊ゾーン830100

国債市中残存率(前⽉末時点)(%)

2.0

0.0

2010/10

-0.2

2.5

25

価格ボラティリティ(%)

90

20

80

15

70

10

60

5

2016/10

2016/04

2015/10

2015/04

2014/10

2014/04

2013/04

2012/10

2011/10

2011/04

2016/10

2016/04

2015/10

2015/04

2014/10

2014/04

2013/102013/04

2012/10

2012/04

2011/10

2011/040

2010/1050

2010/10

タームプレミアム(%)

国債市中残存率（左下）、価格ボラティリティ（右下）の時系列推移

買⼊ゾーン1

買⼊ゾーン2

買⼊ゾーン3

買⼊ゾーン4

買⼊ゾーン1

買⼊ゾーン2

買⼊ゾーン3

買⼊ゾーン4

買⼊ゾーン5

買⼊ゾーン6

買⼊ゾーン7

買⼊ゾーン8

買⼊ゾーン5

買⼊ゾーン6

買⼊ゾーン7

買⼊ゾーン8

注：図中の点線は、緩和期間の区分を表す。各買⼊ゾーンは、買⼊ゾーン１：残存 1 年超 10 年以下、2010 年 10 ⽉から
2013 年 5 ⽉、買⼊ゾーン 2：残存 10 年超 30 年以下、2010 年 10 ⽉から 2013 年 3 ⽉、買⼊ゾーン 3：残存 10 年超 40
年以下、2013 年 4 ⽉から 2014 年 6 ⽉、買⼊ゾーン 4：残存 1 年超 3 年以下、2013 年 6 ⽉以降、買⼊ゾーン 5：残存 3
年超 5 年以下、2013 年 6 ⽉以降、買⼊ゾーン 6：残存 5 年超 10 年以下、2013 年 6 ⽉以降、買⼊ゾーン 7：残存 10 年超
25 年以下、2014 年 7 ⽉以降、買⼊ゾーン 8：残存 25 年超、2014 年 7 ⽉以降を⽰す。
（出所）⽇本銀⾏、Bloomberg 等のデータより⽇興リサーチセンター作成

3.2

緩和区分別のタームプレミアムと各説明変数の関係

図表 4 は、タームプレミアムと各説明変数との関係を緩和期間別に表している。図表 4 左上は、ター

本資料は、信頼性の高いデータから作成されておりますが、当社はその正確性・確実性に関し、いかなる保証をするものではございません。本資料は、情報提供を目的としており、投資勧誘を目的としたものではございません。証券投資に関する最終判断は、投資家ご自身の判断でなさるようにお願いいたします。本資料の著作権は当社に帰属し、本資料の転用および販売は固く禁じられております。

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⽇興リサーチレビュー

ムプレミアムと買⼊オペインパクトの関係を⽰している。どの緩和期間においても、買⼊オペインパク
トはタームプレミアムと負の関係が⾒られるものの、緩和が進むごとにその関係性は弱くなっていた。
また、流動性プレミアムの指標とした前⽉末国債市中残存率が低下すると、タームプレミアムも縮⼩する関係にあり、緩和が進むにつれこの関係性が弱まる傾向であった(図表 4 右上)。⾦利リスクプレミア
ムの指標とした価格ボラティリティも、タームプレミアムと正の相関関係がみられたが、各緩和区分で傾きを⽐較すると、買⼊オペインパクト同様、包括緩和に⽐べ、異次元緩和、追加緩和の⽅が傾きは緩やかであった(図表 4 左下)。緩和スタンス（拡⼤、拡⼤強）とその時間的波及効果(開始⽉、開始⽉以外)に関しては、どちらの緩和スタンスとも開始⽉と開始⽉以外の間にあまり差はなかった。しかしながら、緩和スタンス間では、拡⼤よりも拡⼤強の⽅がタームプレミアムは⼩さい傾向にあった(図表 4 右下)。
緩和期間別でみたタームプレミアムと各説明変数の関係

0.60

0.60

0.50

0.50

0.40

0.40

タームプレミアム(%)

タームプレミアム(%)

図表 4

0.30
0.20
0.10

0.30
0.20
0.10
0.00

0.00

-0.10

-0.10
0.0

1.0

2.0

3.0

50

4.0

60

買⼊オペインパクト(%)
異次元緩和

追加緩和

3次元緩和

包括緩和

0.60

0.60

0.50

0.50

0.40

0.40

タームプレミアム(%)

タームプレミアム(%)

包括緩和

70

80

90

100

国債市中残存率(前⽉末時点)(%)

0.30
0.20
0.10
0.00

異次元緩和

追加緩和

3次元緩和

拡⼤

拡⼤

拡⼤強

拡⼤強

開始⽉

開始⽉以外

開始⽉

開始⽉以外

0.30
0.20
0.10
0.00

-0.10

-0.10
0

10

20

30

価格ボラティリティ(%)
包括緩和

異次元緩和

追加緩和

3次元緩和

-0.20

注：右下の箱ヒゲ図における横線は、下から最⼩値、第 1 四分位、中央値、第 3 四分位、最⼤値を⽰す。
（出所）⽇本銀⾏、Bloomberg 等のデータより⽇興リサーチセンター作成

本資料は、信頼性の高いデータから作成されておりますが、当社はその正確性・確実性に関し、いかなる保証をするものではございません。本資料は、情報提供を目的としており、投資勧誘を目的としたものではございません。証券投資に関する最終判断は、投資家ご自身の判断でなさるようにお願いいたします。本資料の著作権は当社に帰属し、本資料の転用および販売は固く禁じられております。

8⽇興リサーチレビュー

3.3 統計的な検証
前節 3.2 では、緩和区分を考慮しタームプレミアムと各説明変数との関係をみた。それに対し、タームプレミアムと 4 変数（買⼊オペインパクト、前⽉末国債市中残存率、価格ボラティリティ、緩和スタンス）の関係を同時に考慮し解析した結果が図表 5 である。この結果をみると、買⼊オペインパクトは、包括緩和で-18.03(P<0.001)と強い負の関係性が認められたが、緩和が進むごとに負の関係性は弱くなり、異次元緩和で-2.4(P<0.05)、追加緩和では-1.0 であるものの 5%の有意⽔準で有意でなくなり、3次元緩和においては 2.58(P<0.05)と有意に正の関係へと逆転した。⼀⽅、前⽉末国債市中残存率の係数は 0.75 と、タームプレミアムと有意に正の関係であった。また、価格ボラティリティは、タームプ
レミアムと正の関係にあるものの、3 次元緩和では有意な関係は⾒られなかった。さらに緩和スタンスの⽔準間（拡⼤、拡⼤強）には、0.11％の有意な差が検出された。
図表 5

⼀般線形モデルによる解析結果

モデル、固定効果の検証
要因

⾃由度

平⽅和

F値

Pr > F 決定係数

Model

10

5.50 123.66 <.0001

買⼊オペインパクト

4

0.27

15.38 <.0001

前⽉末国債市中残存率

1

0.22

48.58 <.0001

価格ボラティリィ

4

0.50

28.08 <.0001

緩和スタンス1

0.18

40.46 <.0001

0.841

パラメーター推定要因

推定値 標準誤差

t値

p値

VIF

1σ当たり

切⽚

-0.51

0.09

-5.55 <.0001

1.90

.

買⼊オペインパクト（包括）-18.03

2.83-6.36 <.0001

1.83

-0.06

買⼊オペインパクト（異次元）

-2.43

1.11

-2.19

0.030

3.19

-0.01

買⼊オペインパクト（追加）

-1.08

1.10

-0.98

0.330

6.61

-0.01

買⼊オペインパクト（3次元）

2.58

1.28

2.01

0.045

6.48

0.02

前⽉末国債市中残存率

0.75

0.11

6.97 <.0001

8.93

0.09

価格ボラティリティ（包括）

0.049

0.005

9.96 <.0001

2.52

0.09

価格ボラティリティ（異次元）

0.007

0.004

1.83

0.069

1.82

0.02

価格ボラティリティ（追加）

0.010

0.002

4.28 <.0001

1.97

0.04

価格ボラティリティ（3次元）

0.001

0.002

0.30

0.767

1.42

0.00

緩和スタンス(拡⼤）

0.11

0.02

6.36 <.0001

1.83

.

緩和スタンス(拡⼤強）

0.00

.

.

.

.

.

注：図表右端の「1σ当たり」は、各説明変数が 1 標準偏差増加した時の、タームプレミアムの増減(βi×σ)を表したものである。これは、各説明変数を 1 標準偏差という同じスケールで変動させることで、説明変数の原単位の影響を排除し、被説明変数への影響を⽰す。
(出所) ⽇本銀⾏、Bloomberg 等のデータより⽇興リサーチセンター作成

本資料は、信頼性の高いデータから作成されておりますが、当社はその正確性・確実性に関し、いかなる保証をするものではございません。本資料は、情報提供を目的としており、投資勧誘を目的としたものではございません。証券投資に関する最終判断は、投資家ご自身の判断でなさるようにお願いいたします。本資料の著作権は当社に帰属し、本資料の転用および販売は固く禁じられております。

9⽇興リサーチレビュー

4.考察
本稿は⽥中[2015]の続編であり、2015 年 9 ⽉分から 2016 年 8 ⽉分までの 1 年間分のデータを加えて再検証したものである。残存年限の最も⻑い買⼊ゾーン 8 のタームプレミアムは、3 次元緩和の実施
前まで 0.25%程度の⽔準を推移していたが、3 次元緩和以降は 0.12%程度まで急速に縮⼩した(図表 3左上)。この急速な縮⼩が、3 次元緩和以降、超⻑期ゾーンを中⼼にブルフラット化させた要因の⼀つと考えらえる。また、価格ボラティリティが上昇するとタームプレミアムは拡⼤するという正の関係が緩
和期間を経るごとに弱まり、3 次元緩和では有意な関係性が無くなった(図表 5)。つまり、価格ボラテ
ィリティが⾼くても、感応度が鈍化したことで、タームプレミアムは拡⼤しにくくなっていた(図表 4左下)。これらは、3 次元緩和をきっかけとして、プラスの絶対利回りを求めた投資家が、唯⼀プレミア
ムの残っていた超⻑期ゾーンを買わざるを得ず、⾦利リスクに対して要求するプレミアムが縮⼩していったことを⽰唆しているのかもしれない。
国債市中残存率の推移をみると、⽥中[2015]と同程度の傾きを保ったまま単調に減少を続けていた(図表 3 左下)。最も買⼊れが進んでいる買⼊ゾーン 5(残存 3 年超 5 年以下)で 53.0%（昨年同⽉ 59.8％）、
買⼊ゾーン 6(残存 5 年超 10 年以下)で 52.8%（同 62.4%）であり、この 1 年でそれぞれ、約 7%、
10%減少している。このままの減少ペースで買⼊れが進むのであれば、今後半年もしないうちにこれらのゾーンの国債の半分以上を⽇銀が保有することになるだろう。⽇銀が⽉末に発表する「当⾯の⻑期国
債買⼊の運営について」において、直近 1 年間の「最初のオファー額」は、それぞれ 3,500-4,400 億円、4,000-4,500 億円で、その平均オファー額は他の買⼊ゾーンより多い。結果として他の買⼊ゾーンに⽐べ市中に残存する国債残⾼も少なくなる上、オファー額⾃体も多いため、買⼊オペインパクトは他のゾーンに⽐べて⾼くなる傾向にあった（図表 3 右上）。それにもかかわらず、買⼊ゾーン 5、6 のター
ムプレミアムは、買⼊ゾーン 4 も併せて、-0.1%程度の⽔準に下限を形成しており、3 次元緩和以降もこの下限が破られることはなかった。そして、買⼊ゾーン 4、5、6 のタームプレミアムは 2016 年 8
⽉末で 2016 年 1 ⽉末対⽐平均 0.04%程度上昇した(図表 3 左上)。これらのことを、年限カテゴリ別のタームプレミアムと買⼊オペインパクト、国債市中残存率の関係としてみると、買⼊オペインパクトの増⼤や国債市中残存率の減少の効果は、直近の買⼊ゾーン 4、5、6 のタームプレミアムの上昇と相まって、僅かではあるがむしろプレミアムを増⼤させる効果をもたらしつつあるようにも⾒える(図表 6)。

本資料は、信頼性の高いデータから作成されておりますが、当社はその正確性・確実性に関し、いかなる保証をするものではございません。本資料は、情報提供を目的としており、投資勧誘を目的としたものではございません。証券投資に関する最終判断は、投資家ご自身の判断でなさるようにお願いいたします。本資料の著作権は当社に帰属し、本資料の転用および販売は固く禁じられております。

10

⽇興リサーチレビュー

年限カテゴリ別でみたタームプレミアムと各説明変数の関係

0.6

0.6

0.5

0.5

0.4

0.4

タームプレミアム(%)

0.3
0.2
0.1
0

0.3
0.2
0.1
0

-0.1

買⼊ゾーン2
買⼊ゾーン6

買⼊ゾーン3
買⼊ゾーン7

買⼊ゾーン4
買⼊ゾーン8

買⼊ゾーン1
買⼊ゾーン5

1.0

0.9

0.8

0.7

買⼊オペインパクト(%)
買⼊ゾーン1
買⼊ゾーン5

0.6

4.0

3.5

3.0

2.5

2.0

1.5

1.0

0.5

0.0

-0.1

0.5

タームプレミアム(%)

図表 6

国債市中残存率(前⽉末時点)(%)
買⼊ゾーン2
買⼊ゾーン3
買⼊ゾーン4
買⼊ゾーン6
買⼊ゾーン7
買⼊ゾーン8

図表 4 の上部２のグラフを、年限カテゴリ別で表現したものである。
（出所）⽇本銀⾏、Bloomberg 等のデータより⽇興リサーチセンター作成

このことは、4 変数を同時に考慮した統計的な検証の結果にも表れた。異次元緩和期間までは、買⼊
オペインパクトとタームプレミアムとの間には、負の関係があったが、その関係性は緩和が進むごとに弱くなり、3 次元緩和においては⼀転して有意な正の関係となった(図表 5)。これは、3 次元緩和期間においては、買⼊オペインパクトが増加するとタームプレミアムは拡⼤することを⽰す。つまり、買⼊れオファーのアナウンスメントは、追加緩和までは徐々に弱くなったものの流動性プレミアムを縮⼩する効果があったが、3 次元緩和以降⼀転して流動性枯渇を引き起こすリスクとして認識されるようになったことを⽰唆している可能性がある。
本稿の解析モデルは、多重共線性の疑いから緩和期間ごとの国債市中残存率を組み込んでいない。しかしながら、国債市中残存率とタームプレミアムの関係は緩和期間を経るにつれ弱まる傾向にあった(図表 4 右上)。そのため、本モデルは国債市中残存率のタームプレミアムに対する感応度が緩和期間ごとに弱まる傾向を捉えられず、買⼊オペインパクトで帳尻をあわせたために、緩和期間が進むにつれて買⼊オペインパクトの感応度は負から正の値を取ったのかもしれない。このことを確かめるために、緩和
区分別の国債市中残存率をモデルに導⼊し再度解析したところ、⼀部のパラメーターの VIF が⾮常に⾼いことは留意すべきであるが、買⼊オペインパクトの感応度の傾向は本稿の結果と変わらなかった(Appendix 1)。また、異次元緩和、追加緩和、3 次元緩和期間のみを対象に解析してもこの傾向は変わらなかった(Appendix 2)。よって、本モデルにおけるタームプレミアムと買⼊オペインパクトの負から正への関係の変化は、タームプレミアムと国債市中残存率の正の関係に対し、タームプレミアム減少の鈍化を、買⼊オペインパクトで調整していることに起因していると思われる。もしそうであるならば、短い年限の買⼊ゾーンのタームプレミアムが減少しない限り、現状の量的緩和の効果はさらに鈍化することになるかもしれない。
本資料は、信頼性の高いデータから作成されておりますが、当社はその正確性・確実性に関し、いかなる保証をするものではございません。本資料は、情報提供を目的としており、投資勧誘を目的としたものではございません。証券投資に関する最終判断は、投資家ご自身の判断でなさるようにお願いいたします。本資料の著作権は当社に帰属し、本資料の転用および販売は固く禁じられております。

11⽇興リサーチレビュー

参考⽂献
翁邦雄[2013],「⾦融政策のフロンティア-国際的潮流と⾮伝統的政策-」,⽇本評論社,2013 年 1 ⽉ 20⽇発刊
⽥中良典[2014],「異次元⾦融緩和環境下における⻑期国債の買⼊れ予測と投資に関する⼀考察」,
NFI リサーチ・レビュー2014 年 7⽉号
⽥中良典[2015],「⽇銀の国債買⼊れが JGB のタームプレミアムに与える影響の基礎的な実証分析」,
⽇興リサーチレビュー2015 年 9⽉号

Appendix1 緩和期間別の前⽉末国債市中残存率を導⼊した解析結果
モデル、固定効果の検証
要因
Model

⾃由度
13

平⽅和

F値

Pr > F 決定係数5.63 109.87 <.0001

買⼊額アナウンスインパクト

4

0.32

20.53 <.0001

前⽉末国債市中残存率

4

0.35

21.94 <.0001

価格ボラティリティ

4

0.27

17.17 <.0001

緩和スタンス

1

0.11

28.51 <.0001

0.861

パラメーター推定要因

推定値 標準誤差

t値

p値

1σ当たり

VIF

の変動

切⽚

-0.44

0.09

-5.00 <.0001

2.00

.

買⼊オペインパクト（包括）-24.68

3.94-6.27 <.0001

3.98

-0.08

買⼊オペインパクト（異次元）

-6.55

1.41

-4.64 <.0001

5.79

-0.04

買⼊オペインパクト（追加）

1.10

1.25

0.88

0.379

9.66

0.01

買⼊オペインパクト（3次元）

4.07

1.36

2.98

0.003

8.24

0.04

前⽉末国債市中残存率（包括）

0.74

0.10

7.27 <.0001

98.90

0.02

前⽉末国債市中残存率（異次元)

0.76

0.11

7.13 <.0001 103.10

0.05

前⽉末国債市中残存率（追加）

0.56

0.11

5.18 <.0001

84.04

0.05

前⽉末国債市中残存率（3次元）

0.55

0.12

4.71 <.0001

43.93

0.05

価格ボラティリティ（包括）

0.037

0.007

5.14 <.0001

6.04

0.07

価格ボラティリティ（異次元）-0.001

0.004

-0.25

0.805

2.64

0.00

価格ボラティリティ（追加）

0.017

0.003

6.26 <.0001

2.91

0.06

価格ボラティリティ（3次元）

0.004

0.002

2.09

0.038

2.23

0.03

緩和スタンス(拡⼤ 開始⽉）

0.09

0.02

5.34 <.0001

2.16

.

緩和スタンス(拡⼤ それ以降）

0.00

.

.

.

.

.

注：前⽉末国債市中残存率の VIF が⾼いことには留意が必要である。
(出所) ⽇本銀⾏、Bloomberg 等のデータより⽇興リサーチセンター作成

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12

⽇興リサーチレビュー

Appendix2 異次元緩和以降で前⽉末国債市中残存率を導⼊した解析結果
モデル、固定効果の検証
⾃由度

平⽅和

Model

要因

9

1.57

F値

61.18 <.0001

Pr > F 決定係数

買⼊額アナウンスインパクト

3

0.15

17.33 <.0001

前⽉末国債市中残存率

3

0.26

30.44 <.0001

価格ボラティリティ

3

0.18

20.47 <.0001

0.760

パラメーター推定要因

推定値 標準誤差

t値

p値

VIF

1σ当たり

切⽚

-0.42

0.08

-5.45 <.0001

2.05

.

買⼊オペインパクト（異次元）

-6.53

1.22

-5.34 <.0001

5.21

-0.04

買⼊オペインパクト（追加）

0.85

1.07

0.79

0.429

8.59

0.01

買⼊オペインパクト（3次元）

3.78

1.17

3.24

0.001

7.97

0.03

前⽉末国債市中残存率（異次元)

0.72

0.09

7.94 <.0001

89.02

0.05

前⽉末国債市中残存率（追加）

0.53

0.09

5.68 <.0001

74.04

0.05

前⽉末国債市中残存率（3次元）

0.52

0.10

5.15 <.0001

42.61

0.05

価格ボラティリティ（異次元）

0.000

0.004

-0.07

2.53

0.00

0.944

価格ボラティリティ（追加）

0.017

0.002

7.49 <.0001

2.79

0.07

価格ボラティリティ（3次元）

0.004

0.002

2.53

2.19

0.03

0.012

注：前⽉末国債市中残存率の VIF が⾼いことには留意が必要である。異次元緩和以降は全期間において緩和強のスタンスであるため、ここでは緩和スタンスは考慮していない。
(出所) ⽇本銀⾏、Bloomberg 等のデータより⽇興リサーチセンター作成

本資料は、信頼性の高いデータから作成されておりますが、当社はその正確性・確実性に関し、いかなる保証をするものではございません。本資料は、情報提供を目的としており、投資勧誘を目的としたものではございません。証券投資に関する最終判断は、投資家ご自身の判断でなさるようにお願いいたします。本資料の著作権は当社に帰属し、本資料の転用および販売は固く禁じられております。

13