欧州財政危機は事前予測可能であったかか？

計 上している日本においては当面「危 機」 が 起きる可 能 性は低い、 ②

欧州財政危機は事前予測可能であったか？

もっとも将 来的には、 高 齢 化を背 景とした国内貯 蓄 減 少を受けて経 常
調査研究部

木下

茂

収支が赤字化する可能性も否定できず、その場 合には財 政面での脆弱性が強く意識される可能性がある、ということになろう。

目 次
1．問題意識 …………………………………………………… 205

キーワード

2．通貨危機に関する理論展開と欧州財政危機、ユーロ、通貨危機

これまでの実証分析の概観 ……………………………… 207
3．今回の財政危機についての分析……………………… 211

4．総括 ………………………………………………………… 230

アブストラクト

1．問題意識⑴2010 年欧州財政危機の経緯
2009 年 10 月にギリシャの財政赤字が公表値よりも大幅に悪化していた2010 年春に表面化した欧州財政危機は、その後ギリシャ、アイルラ
ンド、 ポルトガ ル への財 政 支 援が 行われたものの、 依 然 財 政 再 建国の資 金 繰 り 懸 念 が 払 拭 さ れ ず、 現 在 も 終 息 し て い な い。 今 回 の 危 機 は、現象面としては統一通貨内での混乱であったため表面上はいわゆる「通貨 危 機」 にはあたらないと考えられるものの、 内 容としては 財 政 不 安を背 景とする市 場 混 乱であった。この点から過 去の通 貨 危 機同 様、 事
前にそれを察 知できるマクロファンダ メンタル ズ 面での兆 候はなかったのであろうか、という疑問が想起される。典型的な通貨危機の場合、これに先 立って財 政 赤 字 や 経 常 収 支 赤 字の悪 化、 ファイナンスの短 期
資金への依存度上昇などが観測される。本稿ではこうした「警戒指標」
を用いて、 今 回の市 場 混 乱は 起きるべくして起きたものなのか、 あるい は、 マ ク ロ ファン ダ メン タ ル ズ 指 標 の 監 視 で は 予 測 不 可 能 で あり、投 機 筋 の 突 発 的 なアタックと捉 えるしかないのか 否 か、といった点を検 証した。 結 論を先 取りすれば、 各 種マクロ指 標を組み合わせて観 察することにより今回の危 機は一 定 程 度 予 測 可 能であったこと、 特に実質実効為替レートや経常収支黒字／赤字は不均衡指標として有効と思
われることなどを確認した。また、政府債務が巨額なものとなっている
日本 へのインプリケーションとしては、 ① 依 然として経 常 収 支 黒 字をことが明らかになるに伴い、金融市場では南欧諸国を中心にいわゆるソブ
リンリスクが強く意識されるようになった。ギリシャ国債市場が機能不全に陥るとともに、ギリシャ政府の資金繰り悪化、ユーロ圏でのインターバ
ンク市場の流動性枯渇といった事態が生じ、通貨ユーロの急落を招いた。
これに対して、当初は自国の国内世論を意識した中核国間の足並みの乱れもあり、ＥＵ当局は効果的な対策の策定に出遅れた。その後、世界的な株価急落などの市場混乱を受けて 2010 年５月、IMF と共同で資金繰りスキームを策定するとともに、欧州中央銀行は国債の市場買い入れなどの市場安定化措置を打ち出すことを余儀なくされた。財政規律に関する市場の信認を失ったギリシャや、財政基盤が脆弱とみられているスペイン、ポル
トガルは相次いで財政再建策を公表した。
こうした対応が奏功し、 夏場にかけて市場は小康状態を得たものの、９月にアイルランドの銀行国有化コストを含んだ財政赤字が GDP 比で 32％
程 度 に な る こ と が 公 表 さ れ る と、 同 国 の 財 政 持 続 可 能 性 へ の 懸 念 が 高 まり、 市場は再び不安定化した。 その後 11 月に同国政府からＥＵに対し金融支援が要請されたことを受け、ＥＵ、ユーロ参加国、IMF は欧州金融安
定化メカニズムに基づく支援を決定することとなった。
さらに今年３月に入ると、 ポルトガルにおいて政府が提出した追加財政

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か？

緊縮策が否決され、ソクラテス首相が辞表を提出した。これを受けて政治るなど、表面的な現象は当然ながら通常の通貨危機とは異なる展開となっ的不透明感が高まったとして格付け機関が相次いで格下げを行ったことなた。もっとも、最終的には国際機関の関与した資金供与措置が策定されたどから、 同国国債の利回りは一段と上昇し、４月に入ってついにポルトガ

こと、及びそれと引き換えに当事国は厳しい財政緊縮策を公表するに至っルはＥＵに対して金融支援を要請するに至った。その後も、ギリシャの資たことからみて、財政不安を背景とする「事実上の通貨危機」が生じたと

金 繰 り 不 安 か ら 同 国 国 債 の 利 回 り が 15％ を 上 回 る な ど、 欧 州 財 政 危 機 はみるのが妥当ではないかと思われる。

本稿執筆時点（ 11 年５月下旬）においてもなお終息していない。

⑶

表1

さて、今回の混乱を「通貨危機」と捉えた場合、事前にそれを察知できこれまでの財政支援状況（単位：億ユーロ）ギリシャ

アイルランドポルトガル（ 2010 / 5 月） （ 2010 / 12 月） （2011 / 5 月）

IMF

225

260

800

450

520

225

260

600

177

260

4 , 400

EFSM
ＥＵ

ユーロ未参加国危機の場合、これに先立って財政赤字や経常収支赤字の悪化、ファイナン
スの短期資金への依存度上昇などが観測される。本稿ではこうした「警戒指標」を用いた検証を行うことにより、今回の市場混乱は起きるべくして48

起きたものなのか、仮にそうであったとして、何が今回の市場混乱を引き

1 , 100

850

蓄積されていたのか、あるいは、反対に今回の市場混乱はマクロファンダ
メンタルズ指標の監視では予測不可能であり、投機筋の突発的なアタック

175

アイルランド政府
額

2 , 500

る兆候はなかったのであろうか、という疑問が想起される。典型的な通貨起こした主たる要因であったのか、すなわちどのようなマクロ的不均衡が

EFSF（欧州金融安定ファシリティ）

総

資金枠

300

（欧州金融安定メカニズム）

事前予測可能性の検証とその意義と 捉 え る し か な い の か 否 か、 と い っ た 点 を 確 認 す る こ と に し た い。 さ ら
780

7 , 500（出典）各種報道などに、こうした「警戒指標」が一般的に有効性を持つものであれば、現在未曾
有の財政悪化が生じている日本において、将来的に「通貨危機」あるいは⑵ 「通貨危機」としての今回の欧州市場混乱さ て、 こ う し た こ れ ま で の 一 連 の 事 態 の 推 移 を 改 め て 振 り 返 っ て み る

それに類似した事態が起きるか否かを見通す上でも、一定のインプリケー
ションを得ることができるであろう。

と、今回の市場混乱は統一通貨ユーロ圏内における一種の「通貨危機」でなお、前述したように欧州財政危機は今なお進行中であり、総括的分析あったのではないかと考えられる。典型的な通貨危機の場合は、固定相場を行うには時期尚早と思われるが、本稿においては危機の事前予測可能性

制あるいはペッグ制を採用している特定国の通貨に対して、ファンダメン

検証という点にテーマを限定し、主として危機以前のデータを用いて分析

タルズの悪化などにより実態対比割高となったタイミングを狙って市場がを行うこととしたい。

アタックをかけるというパターンが多い。この場合、当初は通貨当局が市場介入で防衛を試みるものの、やがて介入資金の枯渇により最終的には大2．通貨危機に関する理論展開とこれまでの実証分析の概観

幅なリアラインメントを余儀なくされるとともに、大規模な財政引き締めなどの対応策をとらざるを得なくなる。
これに対して、今回の市場混乱の場合、直接の標的となった諸国は統一

本節では、まず通貨危機に関する理論の系譜を概観するとともに、危機についての実証分析の流れについても振り返ってみることにしたい。
⑴

第１世代通貨危機理論

通貨ユーロに参加していたため、当該通貨を売り浴びせることは不可能で本理論は、70 〜 80 年代に発生したラテンアメリカにおける通貨危機をあり、国債の価格下落（ドイツ国債とのスプレッド急拡大）という形をと説明するため Krugman（1979）を先駆けとして構築されたものである。ラ

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テンアメリカ諸国の場合、通貨危機に先立って共通の現象がみられた。す的な景気悪化を招くなどコストがかかる。そこで政府は、固定相場制を維

なわち、大幅な財政赤字がまず存在し、これをファイナンスするため通貨持するメリットとこれらのコストを比較して判断するという行動様式をと膨張政策がとられているが、固定相場を維持するため外貨準備が減少してるものとした。

いく。最終的には外貨準備は枯渇し、やがて通貨危機が生じるというもの

第２の 特 徴 と し て は、 マ ク ロ 的 な フ ァ ン ダ メ ン タ ル ズ の 悪 化 だ け で なである。結局、固定相場制度維持とは非整合的な金融・財政政策がとられ

く、市場参加者の期待の変化が自己実現的に危機発生の確率を高める点をていることに問題がある点を明らかにした理論ということができる。

考慮していることである。何らかの理由により将来の為替レート下落予想

この理論の問題点としてあげられるのは、投機家は通貨危機以前におけが台頭すると、市場での通貨売り圧力が強まり、通貨危機が自己実現的にる中央銀行の政策ルールを知っており、通貨危機に至るプロセスを予測で発生してしまう。またこの際に、危機が発生する均衡としない均衡というきる合理的主体であるという想定であるのに対し、政府については、通貨

複数均衡の存在を許容している。

危機発生の直前においても金利引き上げなどの政策対応をとることなく、⑶

一定の率で国内信用を増加し続けるという極めて単純な行動様式を設定し第３世代通貨危機理論
第３世代と呼ばれる理論は、97 年東アジア通貨危機の経験を踏まえて構ている点が不自然ということであろう。

築 さ れ た も の で あ る。97 年 以 前 の 東 ア ジ ア 経 済 で は、 高 成 長 を 実 現 す る⑵

一方でインフレ率は比較的低く、輸出部門が国際競争力を持っていたため第２世代通貨危機理論
92 〜 93 年 に 起 き た 欧 州 通 貨 危 機 は、 上 述 の ラ テ ン ア メ リ カ 型 の 危 機

経常収支の大幅な赤字は見られなかった。 この点で、 第１世代理論が想定とは異なるものと受け止められた。 当時の欧州諸国においては第１世代危

する、固定相場制度と非整合的な拡張的財政・金融政策は行われなかった

機 理 論 が 想 定 す る よ う な マ ク ロ 経 済 指 標 の 顕 著 な 悪 化、 例 え ば 財 政 赤 字ことに加え、 第２世代理論が想定するようなマクロ経済情勢の悪化も存在

や経常収支赤字は観察されていなかったためである。 これを受けて、第２していたとはいえなかったことから、新しい理論的枠組みが必要とされた

世 代 と 呼 ば れ る 通 貨 危 機 理 論 が 構 築 さ れ た。 代 表 的 理 論 モ デ ル と し て はの で あ る。 代 表 的 な 研 究 と し て Chang and Velasco（ 2000 ）、Corsetti，

Obstefeld（ 1994 ）があげられる。

Pesenti and Roubini（ 1999 ）、Krugman（ 1999 ）がある。

欧州通貨危機の経緯を簡単に振り返ると、まずドイツにおいて、東西統

ま ず、 東 ア ジ ア 危 機 に お い て は、 金 融 危 機 と 通 貨 危 機 と い う い わ ゆ る

一に伴いインフレ圧力が生じたことから、ドイツ連邦銀行は高金利政策を「双子の危機」が生じたため、第３世代理論でもこの点を考慮している。金

実施していた。これに対し他の欧州諸国では景気が低迷していたため、本融危機に至る過程においては、銀行部門に政府の暗黙の保証がなされてい来は金融緩和が必要な状況であったにもかかわらず ERM（欧州為替相場ると仮定し、そこからモラルハザードが生じたとする。すなわち、政府のメ カ ニ ズ ム） 維 持 の た め、 金 融 緩 和 に 踏 み 切 れ ず に い た。 や が て 市 場 で暗黙の債務保証のもとでは銀行は海外から過大な借入を行って企業に貸し

ERM が維持不可能との観測が台頭して通貨アタックが始まり、結局 ERM付けるため、過剰投資が生じる。そのことが一段の対外債務の増加を促しは変化バンドを大幅に拡大するとともに、 イギリスとイタリアは ERM の外貨準備が不足する。それをファイナンスするため国内信用が増加し、貨離脱に追い込まれたのである。

幣供給量が膨張するため為替レート減価予想が強まり、最終的に通貨危機

さて、こうした経験をもとに構築された第２世代理論は、まず政府の行が起きるというものである。

動様式を精緻化している点が第１の特徴といえる。 すなわち、 政府は外貨

また、東アジア通貨危機において注目された、危機の「伝染（コンテー

準備の国際市場での借入、金利の引き上げ、財政赤字縮小、資本移動制限ジョン）」効果についても理論的分析が行われている。97 年夏にタイ・インなどの政策オプションを持っているとする。しかしながらこれらには短期ドネシアで生じた通貨の大幅下落はやがてシンガポールや台湾に波及し、創立20周年記念論文集

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さらには香港・韓国にも伝播していった。こうしたプロセスにおいて、あの発生確率を求めることができる。

る一国の通貨危機が一見ファンダメンタルズに問題がないように思われる

後者の「シグナルアプローチ」は、危機発生前に何らかのマクロ指標が国々にも伝播していく現象を「伝染」と呼ぶ。伝染が生じるチャネルとし平常時とは異なった動きを示すはずであるという発想のもと、そうした指ては、貿易を通じたチャネル、金融を通じたチャネル（国際的な投資家が標を危機の先行指標としてモニターし、異常値が観察されればシグナルが複数の国々に投資している場合、一国で通貨危機が発生すると投資家は他発生したとみなして通貨危機の兆候と考えるものである。先駆的研究とし国で資金を引き出すため危機が伝染する）、 国際投資家の期待変化が群集て、Kaminsky，Lizondo and Reinhart（ 1998 ）が著名である。ここで異心理的行動を呼び起こし、危機が伝播するチャネル（純粋伝染）があげら

常値とは当該指数が事前に設定した閾値を超えることを意味する。この場れている。

合、閾値を低く設定すればシグナル回数は多くなるが偽のシグナルも増え⑷

る一方、閾値を高く設定すれば偽のシグナルは減るものの真のシグナルを実証分析の系譜と代表的手法
上述のような理論の発展と並行して、実際の通貨危機に対する実証分析

見逃す可能性も高くなる。ここで、も精力的に行われた。 ここでは、 本稿でも用いる代表的な２つの手法につA：シグナル発生→危機発生

いて概観する。ひとつはプロビットモデルを用いてマクロ指標と通貨危機

B：シグナル発生→危機発生せずの関係をクロスカントリーまたはパネルデータで分析するものであり、いC：シグナル発生せず→危機発生

まひとつは危機に先立って異常な動きを示す指標からシグナルを抽出しよ

D：シグナル発生せず→危機発生せずうとするものである。後者は特に「シグナルアプローチ」、あるいは「早期として以下の表を考える。

警戒システム」とも呼ばれる。

危機発生

前者のプロビットモデル分析の先駆的研究は、Eichengreen，Rose and
Wyplosz（ 1996 ）である。この分析では、1953 年から 93 年までの 20 カ

危機発生せずシグナル発生

A

B

シグナル発生せず

C

D

国のパネルデータを用いるとともに、「伝染効果」に着目したほか、危機の定義についても明示している。まず、「為替市場圧力指標（EMP）」を以下の式で定義する。

そこで、次の式により求められるノイズ／シグナル比率を最小にするよ
うに閾値を決定する方法がとられる。

EMP ＝ α×名目為替レート変化率＋β×名目金利変化−γ×

NS ratio ＝

外貨準備変化率

B
B ＋D

/

A
A ＋C

加重する際のウェイトは、それぞれの変数の標準偏差の逆数が用いられる。 この EMP を以下のルールで処理し、 異常値の場合は通貨危機である

3．今回の財政危機についての分析と認定して通貨危機ダミーを作成する。

⑴ 「危機」指標の定義と使用する先行指標の選定

EMP ＞ 1 . 5σEMP ＋μEMP のとき Crisis ＝ 1

以 下 で は、 上 述 の 理 論 展 開 及 び こ れ ま で の 実 証 分 析 の 動 向 を 踏 ま え つ

EMP # 1 . 5σEMP ＋μEMP のとき Crisis ＝ 0

つ、「今回の財政危機は起きるべくして起こったのかどうか、あるいは予測

ここでσ EMP、μ EMP はそれぞれ EMP の標準偏差と平均値である。この危可能であったのかどうか」という視点から分析を行う。

機指標を被説明変数とし、様々なマクロ指標を説明変数とするプロビット

まず、今回の場合、固定相場制の崩壊を見越した通貨アタックが生じたモデルを推計する。有意なモデルが推計されれば、これをもとに通貨危機

わけではないことから、何をもって「危機」の指標とするかが問題となる。

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従来の通貨危機分析においては、上述のように為替レートの減価率や金利変動、外貨準備の減少率を加重平均した「為替市場圧力指標」を用いることが多かったが、本稿では各国の独自通貨が既に廃止された統一通貨圏内
で の 混 乱 で あ っ た こ と を 考 慮 し、 圏 内 各 国 の 対 ド イ ツ 長 期 金 利 差 を「危機」指標として用いることにしたい。過去の分析でも、「 圧力指標」算出に
海外（アメリカなど）との金利差を含めた例がある。
次に、 危機を予測するための先行指標として何を選ぶかが問題となる。
今 回 の 危 機 の 性 格 を 考 え る と、 基 本 的 に は 財 政 不 安 に よ る も の で あ る た
め、 通貨危機理論としては第１世代型のマクロファンダメンタルズ悪化に着目する枠組みが適用できるように思われる。すなわち、財政赤字、ある
いは経常収支赤字が持続する中でそのファイナンスのために通貨膨張政策がとられる結果、当該通貨の価値が低下し、一定の為替レート水準を維持
で き な く な る と い う も の で あ る。 本 稿 で は こ れ ら を 考 慮 し て、 実 質 為 替
レート、財政収支、経常収支、通貨供給量（Ｍ２）、国内向け貸出に注目する。過去の先行研究においては、有効な先行指標としてしばしば外貨準備䟺ᖳ 㻒᭮䟻

図1

各国の実質為替レートの推移①

高があげられることが多かったが、今回は上述したように統一通貨圏内における混乱であり、投機筋による通貨アタックやこれに対する当局の通貨防衛も行われなかったことから、観察対象から除くことにする。
なお、ユーロ圏は周辺国にも年々拡大をしているが、ここでは統計デー
タの入手可能性や市場などでの影響度を勘案し、分析対象国をオーストリ
ア、 ベルギー、 フィンランド、 フランス、 ドイツ、 ギリシャ、 イタリア、
アイルランド、オランダ、ポルトガル、スペインに限定する。また、実際に資金支援を受けたのは本稿執筆時点ではギリシャ、アイルランド、ポル
トガルであるが、ドイツとの金利差拡大幅を考慮して、スペインにも同様の「危機」が起きたものとみなすことにする。
⑵

先行指標の動向
以下では、指標ごとに今回の危機に先立つ期間における時系列推移をグ

ラフにより定性的に確認する。
実質実効為替レート
今回問題国とされた国々とそれ以外の諸国に分けて、ユーロ発足以降の推移を図１、図２に示す（ユーロ発足時の 99 年１月を 100 として指数化）。

䟺ᖳ 㻒᭮䟻

図2

各国の実質為替レートの推移②

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一見して明らかであるのは、ドイツを中心としたコア諸国がユーロ発足後

䟺䟸䟻は比較的割安水準での推移を続けたのに対し、アイルランドや南欧諸国は概ね高めの推移となっていることである。名目為替レートはユーロ参加国間で固定されているので、こうした推移の差をもたらしているのは、内外のインフレ率格差であると思われる。リーマンショック以前の景気拡大期
においてアイルランドは高い成長を実現していたこと、南欧諸国では経済の効率改善が遅れていることなどを反映したものであろう。過去の通貨危
機 で も、 フ ァ ン ダ メ ン タ ル ズ が 悪 化 し て い る に も か か わ ら ず、 実 質 為 替
レートが割高に放置されたことがその後の大幅調整につながるという事例が観察されるが、今回の欧州においても同様の考え方ができよう。
財政収支（名目 GDP 比）
今回の危機の直接のきっかけとなった財政赤字であるが、問題国の間でも若干の差異がみられる（図３、図４）。アイルランドとスペインでは高い䟺ᖳ䟻

成長率を実現する中で財政健全化努力も着実に実施され、ユーロ圏内ではむしろ「優等生」としてみなされていたのに対し、ギリシャやポルトガル

図3

各国の財政収支の推移（名目 GDP 比）①

は政権が不安定であったことなどもあり、財政赤字の削減が進まず赤字基調が続いたのである。 もっとも、 リーマンショック後は、 アイルランド・䟺䟸䟻

スペインとも景気対策や不良債権を抱えた銀行部門の処理コストにより大幅な財政赤字に転じることとなった。
経常収支（名目 GDP 比）
程度の差はあるものの、アイルランドと南欧諸国の赤字持続が目立っている（図５、図６）。特に、ユーロ発足以降リーマンショック直前期まで赤字幅の拡大が進んだことがわかる。これについては、割高な実質為替レー
トにより対外競争力が悪化したことに加え、インフレ格差が残存する中での政策金利一本化により国内的に実質金利が低めとなり、内需が刺激されたことも対外バランスの悪化につながったと解釈できよう。
通貨供給量（Ｍ２）、国内向け貸出（前年比増加率）
2005 年から住宅バブル崩壊直前までの時期にかけて、 いずれの国においても通貨供給、 貸出の増加が加速しているが、 とりわけアイルランド、䟺ᖳ䟻

スペインなどの伸びが高いことがわかる（図７〜 10 ）。
図4

各国の財政収支の推移（名目 GDP 比）②

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欧州財政危機は事前予測可能であったか
か？

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図5

図6
各国の経常収支の推移（名目 GDP 比）①

各国の経常収支の推移（名目 GDP 比）②216䟺ᖳ 㻒᭮䟻

図7

図8

各国の通貨供給量（M 2、前年比）の推移①

䟺䟸䟻

䟺ᖳ䟻

䟺ᖳ 㻒 ᭮䟻

各国の通貨供給量（M 2、前年比）の推移②

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欧州財政危機は事前予測可能であったかか？

今回の危機における長期金利上昇と各指標との対比
さて、以上みてきた各先行指標の動きを今回の危機における問題国の金利上昇と関連づけてみよう。図 11 〜 15 に、各指標を横軸、各国の対独長期金利差を縦軸にとった散布図を示している。財政収支及び経常収支と長期金利差には負の相関が、実質為替レートや金融指標との間には正の相関が観察できる。
⑶

シグナルアプローチによる有効性の確認
さて、これまで観察してきた各先行指標をシグナルアプローチの枠組みで処理してみよう。シグナルアプローチは、先行指標に一定の閾値を設けて、 これを超える異常な動きが生じた時にシグナルが点灯したと見なし、

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㻒
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通貨危機の早期警戒指標とするものである。そのため、この閾値の設定水䟺ᖳ㻒᭮䟻

準によりシグナル点灯の頻度が左右されることになる。閾値を低くとればシグナルは敏感になるもののノイズも多くなる一方、閾値を高くとれば真のシグナルを見逃す可能性も高まる。過去の研究例ではノイズとシグナル

各国の国内向け貸出（前年比）の推移①の比率を最小にするように閾値が設定されているが、本稿では簡便性を優

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図9

䟺ᖳ㻒᭮䟻

図 10

各国の国内向け貸出（前年比）の推移②

図 11

実質為替レートの上昇率と対独長期金利差の関係

創立20周年記念論文集

218

219

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欧州財政危機は事前予測可能であったか
か？

図 12

財政収支（名目 GDP 比）と対独長期金利差の関係

図 13

経常収支（名目 GDP 比）と対独名目金利差の関係

図 14

図 15

通貨供給量（M 2）伸び率と対独長期金利差の関係

国内向け貸出（名目 GDP 比）と対独長期金利差の関係

創立20周年記念論文集

220

221

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欧州財政危機は事前予測可能であったかか？
表2

先行指標のシグナル点灯状況⑷

Austria Belgium Finland France Germany Greece Ireland Italy Netherlands Portugal Spain
実質為替レート（前年比）
2005
2006
2007
2008
2009

な処理により、今回注目した各先行指標は一定の有効性を持っていること
＊

＊

＊
＊
＊
＊

＊

＊
＊

を確認した。以下では、もう一つの代表的分析手法であるプロビットモデ
ルによる分析を行うことにより各先行指標の有効性を別の角度から検証す＊ることにしたい。もっとも、過去の先行指標分析では、サンプル国数を多＊財政赤字収支（対名目 GDP 比）

く確保した上で、クロスカントリーあるいはパネルデータを用いた分析が

2005
2006
2007
2008
2009

主流である。本稿では対象をユーロ圏内諸国に限定していることから、個＊＊別の問題国ごとに時系列データを用いた分析を行うことにする。当然サン＊＊

プル依存性の問題はあるものの、個別国の特異性に注目するという視点か

経常収支赤字（対名目 GDP 比）
2005
2006
2007
2008
2009

らは一定の意義はあろう。

＊
＊

＊
＊
＊
＊

まず、被説明変数については、問題国の対独長期金利差が目立って拡大し始めた 09 年 10 月以降を１、 それ以前を０とする２値指標を作成した。

＊＊

また、ユーロ導入以前に対独格差が 09 年 10 月以降並みに拡大していた期

通貨供給量（前年比）
2005
2006
2007
2008
2009

時系列データを用いたプロビットモデルによる分析
以上、定性的な先行指標の観察に加え、シグナルアプローチでの定量的＊＊＊間も１と置いた。 この期間においては危機が生じていたわけではないが、

＊
＊
＊

＊
＊
＊
＊

＊
＊

＊

国内向け貸出（対名目 GDP 比）
2005
2006
2007
2008
2009

＊
＊
＊
＊
＊

＊

（注）判定基準：ユーロ圏平均＋標準偏差× 1 . 5 を当該年中に一度でも超えればシグナル点灯とみなした

ドイツとの金利格差を生じさせるファンダメンタルズ要因を確認するという観点から上述のようにした。
説明変数については、先にみた実質為替レート（水準）、経常収支（季節調整済み実額）、 通貨供給量（前年比）、 国内向け信用（名目 GDP 比） を用いる。 データ頻度確保のため月次ベースで推計を行うことにしたため、財政収支は除外している。また、国内向け信用には直線補間により月次化した GDP を用い、アイルランドの経常収支は四半期統計のみであるため、代理変数として貿易収支を使用した。表３〜６にプロビットモデル推計の先し、かつ、ユーロ圏内での各国の相対的なファンダメンタルズ悪化を抽

出力結果（ギリシャ、アイルランド、ポルトガル、スペイン）を示す。全

出するという観点から、各先行指標につき「ユーロ圏平均値＋ 1 . 5 ×標準体としての推計パフォーマンスは必ずしも良好とはいえないものの、本稿偏差」 を超えた場合をシグナルとみなすことにする。 表２には 2005 年以で注目した先行指標は概ね統計的な有意性を示しており、危機を予測する

降のシグナル点灯状況を指標別・国別に示している。これによれば、単一上でこうした指標に注意を払う意義は確認できたものと思われる。 図 16の指標により今回の危機国を全て予測できるほどの精度があるわけではな〜 19 には、 内挿予測ではあるが、 推計されたモデルによる危機発生確率

く、また危機が生じていない国でもシグナルが出るといった難点はあるものグラフを示している。

のの、各指標のいずれかが各国の危機を概ね予測できており、一応の目安になることがわかる。
創立20周年記念論文集

222

223

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欧州財政危機は事前予測可能であったかか？
表3

ギリシャについてのプロビットモデル推計結果

表4

アイルランドについてのプロビットモデル推計結果

Dependent Variable : GR

Dependent Variable : IR

Method:ML‑Binary Probit（Quadratic hill climbing）

Method : ML‑Binary Probit（Quadratic hill climbing）

Sample（adjusted）: 1999 M 01 2010 M 09

Sample（adjusted）: 1992 M 09 2010 M 09

Included observations : 141 after adjustments

Included observations : 217 after adjustments

Convergence achieved after 6 iterations

Convergence achieved after 13 iterations

Covariance matrix computed using second derivatives

Covariance matrix computed using second derivatives
VariableCoeﬃcient

Std. Errorz‑Statistic

Prob.
VariableCoeﬃcient

Std. Errorz‑StatisticProb.

6 . 295880

0 . 0000

CUR̲GR̲SA（ 24）0 . 050011

0 . 021463

2 . 330124

0 . 0198

REE̲GR（ 24）0 . 092717

0 . 042533

2 . 179873

0 . 0293

REE̲IR（ 24）

0 . 305361

0 . 048502

C

10 . 40240

3 . 975112

2 . 616882

0 . 0089

TRBL̲IR（ 24）Mc Fadden R‑squared

0 . 287652

Mean dependent var

0 . 234043

S.D. dependent var

0 . 424908

S.E. of regression

0 . 337756

Akaike info criterion

0 . 817752

Sum squared resid

15 . 74294

Schwarz criterion

0 . 880492

Log likelihood

54 . 65153

2 . 96 E‑ 06

4 . 85 E‑ 07

6 . 096287

0 . 0000C

25 . 24525

3 . 989073

6 . 328601

0 . 0000

Mc Fadden R‑squared

0 . 638759

Mean dependent var

0 . 304147

S.D. dependent var

0 . 461109

S.E. of regression

0 . 266473

0 . 471497

Sum squared resid

15 . 19568

Hannan‑Quinn criter.

0 . 843247

Restr. log likelihood

76 . 72022

Akaike info criterion

LR statistic

44 . 13739

Avg. log likelihood

0 . 387600

Schwarz criterion

0 . 518224

Log likelihood

48 . 15743

Prob（LR statistic）

0 . 000000

Hannan‑Quinn criter.

0 . 490373

Restr. log likelihood

133 . 3113

LR statistic

170 . 3076

Avg. log likelihood

0 . 221924

Prob（LR statistic）

0 . 000000

Obs with Dep= 0108

Obs with Dep= 1

33

Total obs

（注）CUR̲GR̲SA は季節調整済経常収支、REE̲GR は実質実効為替レート、カッコ内はラグ月数141

Obs with Dep= 0

151

Obs with Dep= 1

66

Total obs

217

（注）REE̲IR は実質実効為替レート、TRBL̲IR は季節調整済貿易収支、カッコ内はラグ月数

創立20周年記念論文集

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欧州財政危機は事前予測可能であったかか？
表5

ポルトガルについてのプロビットモデル推計結果

表6

スペインについてのプロビットモデル推計結果

Dependent Variable : PT

Dependent Variable : SP

Method : ML‑Binary Probit（Quadratic hill climbing）

Method : ML‑Binary Probit（Quadratic hill climbing）

Sample（adjusted） : 2002 M 01 2010 M 09

Sample（adjusted） : 2002 M 01 2010 M 09

Included observations: 105 after adjustments

Included observations : 105 after adjustments

Convergence achieved after 9 iterations

Convergence achieved after 7 iterations

Covariance matrix computed using second derivatives

Covariance matrix computed using second derivatives

Variable

CUR̲PT̲SA（ 12）

Coeﬃcient

Std. Errorz‑StatisticProb.

1 . 187533

0 . 450402

2 . 636605

0 . 0084

M 2 ̲PORTUGAL（ 24） 0 . 969610

VariableCoeﬃcient

Std. Errorz‑Statistic

Prob.

CUR̲SP̲SA（ 24）

0 . 106621

0 . 033905

3 . 144719

0 . 0017

0 . 324467

2 . 988318

0 . 0028

M 2 ̲SPAIN（ 24）

0 . 402806

0 . 182858

2 . 202837

0 . 0276

REE̲PT（ 12）1 . 050373

0 . 562806

1 . 866315

0 . 0620

C

14 . 68977

5 . 112727

2 . 873176

0 . 0041C

130 . 0901

60 . 50098

2 . 150215

0 . 0315
McFadden R-squared

0 . 800754

Mean dependent var

0 . 219048

McFadden R-squared

0 . 819364

Mean dependent var

0 . 219048

S.D. dependent var

0 . 415585

S.E. of regression

0 . 179257

S.D. dependent var

0 . 415585

S.E. of regression

0 . 182178

Akaike info criterion

0 . 266630

Sum squared resid

3 . 277585

Akaike info criterion

0 . 266111

Sum squared resid

3 . 352070

Schwarz criterion

0 . 342457

Log likelihood

10 . 99808

Schwarz criterion

0 . 367215

Log likelihood

9 . 970847

Hannan‑Quinn criter.

0 . 297357

Restr. log likelihood

55 . 19849

Hannan-Quinn criter.

0 . 307080

Restr. log likelihood

55 . 19849

LR statistic

88 . 40083

Avg. log likelihood

0 . 104744

LR statistic

90 . 45529

Avg. log likelihood

0 . 094960

Prob（LR statistic）

0 . 000000

Prob(LR statistic)0 . 000000

Obs with Dep= 082

Obs with Dep= 1

23

Total obs

105

Obs with Dep= 082

Obs with Dep= 1

23

Total obs

105

（注）CUR̲SP̲SA は季節調整済経常収支、M 2 ̲SPAIN は通貨供給量、カッコ内はラグ月数（注）CUR̲PT̲SA は季節調整済経常収支、M 2 ̲PORTUGAL は通貨供給量、REE̲PT は実質実効為替レー
ト、カッコ内はラグ月数

創立20周年記念論文集

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欧州財政危機は事前予測可能であったかか？

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図 18

図 17
アイルランドの危機発生確率

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図 19

ポルトガルの危機発生確率䟺ᖳ 㻒 ᭮䟻䟺ᖳ㻒 ᭮䟻

スペインの危機発生確率

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欧州財政危機は事前予測可能であったか
か？

4．総
⑴

の枠組みがあてはまると思われる。最終的には、脆弱性の所在が政府部門

括か民間部門かという相違はあったにせよ、ひとたび経済がバブルの崩壊な

ギリシャ・ポルトガルとアイルランド・スペインで異なる構図

どで危機的状況に陥れば、結局は政府財政の大幅悪化につながってしまう

以上みたように、本稿で注目した先行指標は今回の財政危機予測に際しため、それをカバーするに足る国内貯蓄の有無が財政危機に至るかどうかて一定の有効性を示した。今回の危機に先立ち、ギリシャ・ポルトガルにの分かれ目になった。この意味で、不均衡指標としての経常収支は特に重ついては財政赤字が持続していたこと、問題国共通の状況として割高な実要であるということになろう。

質 為 替 レ ー ト 推 移 が 持 続 し て い た こ と、 対 外 バ ラ ン ス も 赤 字 基 調 で 推 移

経済理論的には、経常収支黒字／赤字は当該国民が異時点間の最適化をしていたことなどから、 今回の欧州危機は第１世代の伝統的な通貨危機理行った結果であるが、現実には、大幅な経常収支赤字を放置した場合、将論の枠組みにより解釈することができるように思われる。 第２世代型は、来の混乱への圧力を蓄積する、というのが今回の危機からの教訓のひとつ

ファンダメンタルズが良好であっても何らかの理由で市場の期待が突然シではないかと思われる。この点からすれば、いわゆる「グローバル・イン

フトして通貨危機を引き起こすというものであり、 第３世代型では「危機バランス」の縮小を念頭に置きつつ、経済安定化の手段のひとつとして経の伝染」が強調されているが、今回問題となった諸国ではファンダメンタ

常収支（対名目 GDP 比） を相互に監視し、 マクロ政策運営上の参照指標

ルズの悪化が相応にみられたこと、また「伝染」が危惧されている諸国でとしてみていくことには一定の意味があるように思われる。

もファンダメンタルズ面で問題を抱えていることから、 あえて第２・第３⑵

世代の理論を持ち出す必要性は乏しいと思われる。
次に指摘されるべきは、今回問題国とされた諸国の危機に至る経緯は一

経済収斂、財政状況に対しての示唆
今回の欧州財政危機は、経済収斂が不十分なままで通貨統合を進めることの問題点を改めて浮き彫りにしたように思われる。先の分析でもみたよ様ではなく、ギリシャとポルトガルは財政に問題を抱えていた一方、アイ

うに、 インフレ率格差が残存する中で通貨・金融政策を一本化した場合、ルランドとスペインは銀行部門に脆弱性が存在したという相違があったも

対 外 的 に は 割 高 な 実 質 為 替 レ ー ト、 国 内 的 に は 低 め の 実 質 金 利 を も た らの の、 結 局 は 資 金 繰 り を カ バ ー す る だ け の 国 内 貯 蓄 が 欠 如 し て い た こ とし、結果的に不均衡が蓄積される。このことが今回のような大幅な調整圧（＝経常収支赤字） が財政不安を生じさせたと思われることである。 すな

力につながり、経済の不安定化要因になったということであろう。インフ

わち、ギリシャとポルトガルは、ユーロ圏への参加が認められた後、欧州

レ率格差の背後には、労働コスト格差があるわけであるが、こうした指標

委員会から一層の財政健全化努力を求められながらも、目標達成に失敗しにより収斂の不十分さを政策当局や市場参加者が正しく認識していれば、てきたという経緯がある。背景には、ギリシャでは肥大した公務員の人件

何らかの政策対応がなされるなり、マーケットの行き過ぎが回避されるな

費や年金給付が財政支出を膨らませたほか、ポルトガルは硬直的な労働市りしたはずであろう。その意味で、とりわけ通貨統合を今後も推進してい場などの問題から経済の効率化が遅れ、中東欧の新興諸国にキャッチアッ

く欧州においては、本稿で注目した諸指標を用いて経済収斂の度合いを常プを許したため経済成長が停滞したなどの事情があったようである。

時監視していくことが、今回のような危機を事前に回避して経済の安定化

一方アイルランドとスペインは、リーマンショック以前の段階においては財政健全化を達成していたという点で、明らかにギリシャやポルトガルにつなげるという意味でも、通貨統合を円滑に進めるという意味でも、重要ではないかと思われる。

とは異なるものの、両国においては住宅バブルの発生を背景に銀行貸出がまた、今回の危機に先立って、各国の対独長期金利差が一様にゼロ近く急増しており、バブルの崩壊後は銀行の不良債権処理コストが財政を圧迫まで縮小するという状況もまた、その後の市場変動を増幅したのではない

する要因になった。この意味では、両国に関してはいわゆる「双子の危機」

かと思われる。少なくともポルトガルやギリシャにおいては財政健全化が

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欧州財政危機は事前予測可能であったかか？

順調に進んではいなかったことからすれば、本来なら一定のリスクプレミ

努力を怠ることは将来の財政危機を引き起こす可能性を高めることにつな

アムが上乗せされて然るべきであった。にもかかわらず、対独金利差が消がる点には留意が必要であろう。

滅したのは、投資家の過度なリスクテイク行動に加え、「仮にギリシャやポルトガルに財政問題が生じたとしても、コア国、もしくはＥＵによる支援が行われるのではないか」という暗黙の期待が市場において醸成されてい【参考文献】た可能性が考えられる（この点は、ギリシャ支援策がまとまるまでの経緯

・Edison, H. "Do Indicators of Financial Crises Work? An Evaluation

において、ドイツなどが財政支援策に対して消極的なスタンスを表明した

of An Warning System." International Finance Discussion Papers.

際に市場が不安定化したという事実が傍証になろう）。 仮に市場で両国のBoard of Governors of the Federal Reserve System, 2000 , No. 675 .

財政健全化の遅れが正しく認識され、相応の債券価格形成が行われていれ・Eichengreen, B.; A.K. Rose.; C. Wyplosz. "Contageous Currency

ば、財政規律の緩みや行き過ぎた市場変動も回避できた可能性はある。その意味で、財政指標を注視していくことはやはり有用であるように思われ・Flood, R.; P. Garber. Collapsing Exchange Rate regimes: Some Linear
Examples. Journal of International Economics. 1984 , 17 , pp. 1−13 .

る。
⑶

Crises." N.B.E.R. Working Paper. 1996 , # 5681 .

日本の財政問題との関連

・Frankel, J. A. Rose, "Currency Crashes in Emerging Markets : An

今 回 の 欧 州 財 政 危 機 に 伴 い、 日 本 の 財 政 状 況 も ま た 深 刻 で あ る こ と から、「欧州の状況を対岸の火事とせず、日本もこれを教訓として財政健全化

Empirical Treatment. Journal of International Economics. 1996 , 41 ,pp. 351−66 .

に真剣に取り組むべき」という主張が強まったように見受けられる。その・International Monetary Fund. Early Warning System Models : The

一方で、国債の保有構造や経常収支の状況の相違などを強調し、「日本とギ

Next Steps Forward. Global Financial Stability Report. March 2002 ,リシャを同一視すべきでない」とする見方もまた根強いようだ。

Chapter IV, pp. 46−64 .

本稿での分析で有効性が確認された各種先行指標分析を日本に適用した

・ Kaminsky, G.; C. Reinhart. The Twin Crises: The Causes of

場合、デフレが継続していることから実質為替レートは割高にはなっておBanking and Balance-of-Payments Problems. International Fianance

らず、経常収支は黒字基調を維持、銀行貸出や通貨供給量は低い伸びにとDiscussion Paper. 1998 ,どまっていることから、財政状況が深刻であることを除けば、欧州で生じたような危機の兆候はほとんど出ていないということになる。この点からは、日本の財政危機が将来起きるとしても、差し迫ったものではないということは言えるだろう。

No. 544 .

・Kaminsky, G. ; S. Lizondo. ; C. Reinhart. Leading Indicators ofCurrency Crises. IMF Staﬀ Papers. 1998 , 45 , pp. 1−48 .
・Krugman, P. A Model of Payments Crises. Journal of Money, Credit,and Banking. 1979 , 11 , pp. 311−325 .

もっとも、 将来のいずれかの時点で経常収支が赤字基調に転化すれば、少子高齢化のもとで膨張し続ける社会保障費をまかなうため国債消化を海外資金に依存せざるを得なくなる可能性はある。その場合、財政赤字ファ
イナンスのための通貨供給増加→インフレ率上昇という事態に陥る可能性

・Obstefeld, M. Rational and Self-Fulfilling Balance of Payments
Crises. Ameircan Economic Review. 1986 , 76 , pp. 72−81 .
・Obstefeld, M. The Logic of Currency Crises. N.B.E.R. Working Paper.
1994 , # 4640 .

も排除はできず、今回の欧州危機におけるギリシャやポルトガルと同様の・Obstefeld, M. Models of Currency Crises With Self-Fulfilling

構図になる。経常収支黒字というバッファーの存在に安住して財政健全化

Features. European Economic Review. 1996 , vol. 40 , pp. 1037−47 .

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・ 矢 野 順 治． 通 貨 危 機 の 予 測． 開 発 金 融 研 究 所 報． 国 際 協 力 銀 行，
2002，p. 64−92 .
・矢野順治． 通貨危機． 国際金融理論．藤田誠一，小川英治編著．有斐閣，2008，p. 179−215．
・ 伊 藤 隆 敏， 織 井 啓 介． 通 貨 危 機 の 予 知 と 予 防． フ ィ ナ ン シ ャ ル・ レ
ビュー．2006，第 81 号，p. 177−200．

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