ファイナンシャル・プランニング研究

論

文

長期非伝統的金融政策下の金利と物価Interest Rate and Prices under Prolonged Unconventional Monetary Policy
一橋大学大学院経済学研究科 教授

西川 正郎（ニシカワ マサオ）/ Masao NISHIKAWA

キーワード（Key Words）
非伝統的金融政策（Unconventional Monetary Policy），金利（Interest Rate），
期待インフレ（Expected Inflation），フォワードガイダンス（Forward Guidance）〈要 約〉
非伝統的金融政策の長期化の下で，名目金利の引上げが期待インフレ率を上げるとするネオ・フィッ
シャリアン的状況は，バックワードルッキングな期待を考慮した主流的な理論モデルからは支持しにくい．インフレ期待形成に日本銀行によるフォワードガイダンス政策の効果はあったが，2％物価安定目標には至らず政策や見通しの変更がされてきた．マイナス金利政策導入がかえって期待インフレ率を下落させたおそれがある．民間が政策意図とは逆方向の期待を読み取り，景気へ逆向きの効果をもたらす経路があることが明らかになっている．この経路は，民間と中央銀行の認識の枠組みが異なれば政策企図と同じ方向に作用しうる．非伝統的金融政策の作用と限界をもたらす要素，見通し情報と民間期待の乖
離等についての理解が期待される．＊目 次
1 ．はじめに1 . 1 非伝統的金融政策の実施
1 . 2 非伝統的金融政策のマクロ的効果
2 ．名目金利と（期待）インフレ率
2 . 1 フィッシャー効果の検証
2 . 2 ネオ・フィッシャリアンの主張
2 . 3 期待形成の特徴と金利・期待の関係−
ニューケインジアンモデル
3 ．フォワードガイダンス，経済物価見通しと期待インフレ率3 . 1 政策変更・フォワードガイダンスと経済物価見通し3.1.1 日
 本銀行による政策変更・フォ
ワードガイダンスと経済物価見
通しの性格
3.1.2 期
 待インフレ率に関する情報の収集＊

3 . 1 . 3 経済物価見通しの改訂
2013 年以降のインフレ期待の動向
3 . 2 . 1 期待インフレ率の動向
3.2.2 マ イナス金利導入時のイベント
スタディ
3.3 イ
 ンフレ期待と中央銀行の政策・コミュ
ニケーション3 . 3 . 1 政策が発する情報効果
3.3.2 デ ルフィ型フォワードガイダン
スの期待への影響
3.3.3 フ ォワードガイダンスの期限の先送りと長期化
3.3.4 中
 央銀行と民間との間の認識の枠組みの組み合わせ3 . 4 長期非伝統的金融政策下で期待インフレ率に働きかける経路の理解
4 ．むすび3.2

本稿の作成にあたり，『ファイナンシャル・プランニング研究』編集委員会の吉田靖委員長（東京経済大学教授）および亀坂安紀子委員（青山学院大学教授）に機会を与えていただいた．慶應義塾大学小林慶一郎教授，横浜国立大学小林正人教授，一橋
大学左三川郁子准教授，同塩路悦朗教授，学習院大学細野薫教授，㈱みずほ総合研究所門間一夫氏等の諸氏から貴重なコメントをいただいた．日本金融学会関東支部会における北坂真一関西学院大学教授の講演からも示唆をいただいた．
記して感謝する．
なお本稿にありうべき誤りや意見は筆者個人に帰する．本稿での見解は筆者が所属するあるいは所属した組織とは関係がない．

―4―

No. 19 2019

1 ．はじめに
非伝統的金融政策として，日本銀行はゼロ金利政策ないし量的緩和政策を 20 年間以上採用してきた．これは，デフレに陥ることを防ぎ，期待イ
ンフレ率を引き上げ，実質金利を引き下げ実物
経済へ波及させることを目指したものであった．
2013 年以降は，マネタリーベース目標の大幅な引き上げ，リスク性資産の買い入れ拡大，インフ
レ目標と達成時期の明確化，当座預金残高の一部へのマイナス金利付利といった政策強化が導入された．しかし，長期にわたる前例のない政策にかかわらず，消費者物価上昇率が 1％未満にほぼとどまり続け，インフレ率の確たる改善はみられな
い．むしろ，日本銀行の経済物価見通しが下方に改訂され，2％物価安定目標達成時期がわかりにくくなることを余儀なくされた．国際的には，非伝統的金融政策の効果について，フォワードガイ
ダンスや大量資産購入が一定の効果があるということについて共有されつつある．日本は，こうした政策を長期にわたり採用し，経済物価見通しの下方改訂を伴いながら，実施してきたという特徴がある．
非伝統的金融政策を長期化させていることが（期待）インフレ率引き上げという目標の達成を
かえって困難化させているとの指摘がある．金利を引き下げることがかえって物価を引き下げているとするネオ・フィッシャリアンの見解（後述
Uribe（2019）など）や，フォワードガイダンス
政策のメッセージを強化し続けることがかえって意図しない低インフレ期待の形成を促していないかという指摘（1）がある．
1．
1 非伝統的金融政策の実施（日本における非伝統的金融政策）
日本銀行が非伝統的金融政策を最初に採用した時点から 20 年を超え，三巡目の 10 年間（third
decade）に進みつつある．この間，日本銀行は，
4 つの時期に渡り，非伝統的金融政策を実施してきた．
第一期 1999 年 2 月 - 2000 年 8 月
第二期 2001 年 3 月 - 2006 年 3 月
第三期 2008 年 10 月 - 2012 年 12 月
第四期 2013 年 1 月 - 現在

（1）

たとえば，日本銀行政策委員会議事要旨（2018 年10月31日）に，「一人の委員は，名目長期金利を長期にわたって「ゼロ％程度」に誘導した場合，長期的な実質金利の動向等
によっては，金融緩和が予想物価上昇率に与える影響がかえって低減する可能性がないか，注意する必要があると述べた」と記載されている．

第一期は，ゼロ金利政策がとられ解除されるまでである．第二期は，量的緩和政策（日本銀行の当座預金残高を目標とする政策）がとられ，コー
ルレート目標に代わるまでである．第三期には，
世界金融危機の状況を踏まえ，流動性対策や補完
当座預金制度創設の後，再びゼロ金利政策を導入
するとともに，リスク性資産の導入を開始した．
第四期には，2％物価安定目標の導入と達成時期の明確化とともに，マネタリーベース目標の大幅な引き上げ，国債・リスク性資産の買い入れ拡大を導入し，さらに一部当座預金残高へのマイナス
金利付利の追加を経て，長短金利の操作が設けられた．この間の主なフォワードガイダンスを含む
政策決定を表 1 に，それらに対応した経済物価見
通しを表 2 として示した．
（非伝統的金融政策）
デフレ状況に対処するために，非伝統的金融政策と呼ばれる金融政策がとられてきた．短期市場
金利（日本では銀行間オーバーナイト市場金利）がほぼゼロ金利に到達したあとに，さらに金融緩和効果を目指した政策のことを非伝統的金融政策と呼ぶことにする．非伝統的金融政策の基本的な政策手段としては，事実上のゼロ金利を将来にわたり継続することを事前に約束するフォワードガ
イダンスと，長期国債やリスク性資産などいままで日本銀行が大規模には購入してこなかった非伝統的資産の購入（2）という，二つが主要な手段（3）である（宮尾 2017 p.336）．両者をあわせて，非伝統的な資産買い入れの継続を事前に約束するという資産買い入れのフォワードガイダンスも実施されている．さらに，ゼロ金利制約を緩和するた
めに，マイナス金利政策（4） が日本も含めいくつかの先進国で採用されている．日本銀行のとった
非伝統的金融政策は，第一期ではフォワードガイ
ダンスのみであったが，第二期以降は，二つの主2001 年 3 月に日本銀行当座預金という「資金量」の目標の設定とあわせて国債購入額の増額を決め量的緩和を開始している．同時に日本銀行が保有する長期国債の残高は，銀行券発行残高を上限とするという銀行券ルールを設定しているが，それまで行っていた資金供給オペのための国債買い入れとは，実質的には非連続的な新しい政策が導入されたとみられる．2010 年 10 月の包括緩和政策の際に，異例性が強く臨時の措置であることを明確化するために，資産買入等の基金が設けられたとみられる．2013 年 4 月の「量的質的金融緩和」の導入に伴い，資産買入等の基金が廃止され，銀行券ルールが一時適用廃止とされた．
（3）
欧米先進国における世界金融危機後の危機対応としての非伝統的金融政策では，流動性供給や大規模な資産購入を行っている．
（4）
これにあわせて，ゼロ金利制約に代えて，実質的下限制約（effective lower bound）という用語が用いられることあるが，本稿では，ゼロ金利制約を用いる．
（2）

―5―

ファイナンシャル・プランニング研究

表1

日本銀行の主要な非伝統的金融政策決定（含むフォワードガイダンス）

日付
1999 年 2 月

日本銀行による主な非伝統的金融政策
ゼロ金利政策の導入●コールレートをできるだけ低めに推移するよう促す．当初 0.1％前後を目指し，その後徐々に一層の低下を促す●ゼロ金利政策のフォワードガイダンス：デフレ懸念の払しょくが展望できるような情勢になるまでゼロ金利政策を続ける（1994 年 4 月，
総裁定例記者会見）

2000 年 8 月

ゼロ金利政策の解除●無担保コールレートを平均的にみて 0.25％前後で推移するよう促す●経済の改善に応じて金融緩和の程度を微調整する措置．大幅に緩和された状態を維持

2001 年 3 月

量的緩和政策を導入●日本銀行当座預金残高を操作目標 当初 5 兆円
●長期国債買入れを増額●量的緩和のフォワードガイダンス：消費者物価インフレ率が安定的にゼロ％以上となるまで継続する●目標残高は 30 兆〜35 兆円まで順次拡大（〜2006 年 3 月）

2006 年 3 月「中長期的な物価安定の理解」の導入

2008 年 10 月

補完当座預金制度を創設

2010 年 10 月

包括緩和政策を導入●消費者物価インフレ率 0〜2％，中心値は 1%前後

●操作目標を無担保コールレートに変更●当座預金のうち所要準備額を超える金額について利息を付す措置を臨時に導入．適用利率 0.1％

●コールレートを 0〜0.1％へと誘導●政策金利のフォワードガイダンス：物価の安定が展望できる情勢になったと判断するまで継続する●資産買入れ等基金：当初 35 兆円（長期国債，短期国債，CP・社債，ETF・J-RIET の買入れ 5 兆円，固定金利オペ 30 兆円，予定期間は2011 年末まで）●基金の目標残高は順次拡大（最終的に 110 兆円程度，2013 年 1 月）
2012 年 2 月「中長期的な物価安定の目途」の導入●消費者物価インフレ率 2％以下のプラス，当面 1％を目途
政策金利・資産買入れのフォワードガイダンスを明確化・追加●消費者物価インフレ率 1％を目指し，それが見通せるようになるまで，ゼロ金利政策と金融資産買入れ等を継続する

2013 年 1 月「物価安定の目標」を導入●物価安定の目標を，消費者物価インフレ策で 2％とする政府・日本銀行の「共同声明」の発表●日本銀行は２％物価安定目標をできるだけ早期に実現することを目指す●政府は，競争力と成長力強化に向けた取組みと持続可能な財政構造を確立する取組みを推進する

2013 年 4 月

量的・質的金融緩和政策を導入●操作目標をマネタリーベースとし，年間 60 兆〜70 兆円ペースで増加●資産買入れ：長期国債は年 50 兆円ペースで増加し，平均残存期間も 7 年程度へと長期化．ETF・J-RIET の買入れも拡大●２％物価安定目標を，2 年程度を念頭に，できるだけ早期に実現する●資産買入れのフォワードガイダンス：2％物価安定目標を安定的に持続するために必要な時点まで継続する●上下双方向のリスクを点検し，必要な調整を行う

2014 年 10 月

量的・質的金融緩和を拡大

2016 年 1 月

マイナス金利政策を導入（マイナス金利付き量的・質的金融緩和）●マネタリーベース，資産買入れともに拡大（年間 80 兆円へ増額）●政策金利として，日本銀行当座預金のうち一部である「政策金利残高」に▲0.1％のマイナス金利を適用．補完当座預金制度を改正●マイナス金利政策のフォワードガイダンス：2%物価安定目標を安定的に持続するために必要な時点まで継続する●今後必要な場合，さらに金利を引き下げる
2016 年 9 月

長短金利操作付き量的質的金融緩和を導入●マネタリーベース増加目標に替えて，長期金利も加えた，長短金利を政策操作目標としたイールドカーブコントロールを実施●10 年物国債金利が概ね現状程度（ゼロ％程度）で推移するよう，長期国債の買入れを行う●実績値が安定的に2%物価安定目標を超えるまでマネタリーベース拡大方針を継続 (オーバーシュート型のコミットメント)

2018 年 7 月

消費税率引き上げの影響を含めた経済・物価の不確実性を踏まえ，当分の間，現在のきわめて低い長短金利の水準を維持することを想定．金融市場調節や資産買入れをより弾力的に運営するための措置を導入．(注 2019 年 10 月税率引上予定)●10 年物国債金利がゼロ％程度で推移するよう，長期国債を買入れ．金利は上下にある程度変動．
●買入れ額については，保有残高の増加額年間約 80 兆円をめどとしつつ，弾力的に買入れ

2019 年 4 月

フォワードガイダンスについて，「少なくとも2020年春ごろまで」との年限を追記

2019 年 10 月

政策金利について，「物価安定の目標」にモメンタムが損なわれる惧れに注意が必要な間，現在の長短金利水準，またはそれを下回る水準で推移すると想定●モメンタム評価の要素として，①マクロ的な需給ギャップ，②中長期的予想物価上昇率，③原油価格国際金融市場（注）宮尾（2016）「付表 1．1 3 日本」を基に日本銀行ホームページ「金融市場調節方針に関する公表文」から，筆者が加筆・作成．

―6―

No. 19 2019

要な手段があわせて実施されてきた（5）．第四期には，2016 年 1 月からマイナス金利政策が導入されている．
（非伝統的金融政策のねらい）
非伝統的金融政策では，中長期金利の引き下げ（6）とあわせて期待インフレ率あるいはインフレ率を高めることにより，実質金利を引き下げ，経済情勢を改善することを目指して運営されてきたと理解される．背景には，デフレのスパイラルに陥らないあるいはデフレを克服するという認識があった．これは，「デフレ懸念の払拭」（1999 年 4月）にはじまり，2013 年に定めた物価安定の目
標，さらにはその直後の時期を明確化した方針などから明らかである．日本銀行総裁講演（黒田（2016））でも，「政策効果がどのように発揮されるのか説明します．この政策の効果の本質は，実質金利の低下です．これは「量的・質的金融緩和」のメインのルートであり，経済・物価に効果を持
つことは，この 3 年間で，日本経済がデフレ状況
ではなくなったことで証明されています」と，実質金利の引き下げ効果が強調されている．
期待インフレ率あるいはインフレ率をどれくらい引き上げたかについて，消費者物価上昇率（除く生鮮食品），GDP デフレーターの実績（図 1 ），主体別の期待インフレ率（図 2 ），多様な主体の期待インフレ率を統合した予想インフレ率（丸山他，2018）等でみても，2000 年から 2012 年まで低位で推移しており，2013 年からいったん上昇
した後下落していることが確認される．
1．
2 非伝統的金融政策のマクロ的効果（非伝統的金融政策の効果−海外）
市場短期金利の操作を目標とした金融政策を伝統的政策と呼べば，それは 1990 年代半ば以降に，
日本では 5 年程度，アメリカでも 8 年程度の期間にわたり実践されたにすぎない（7）．それに対しフォワードガイダンスは主に予想短期金利の引き下げを端緒に金利の期間構造に働きかけさらに実物経済や物価予想への働きかけが，資産購入は主に資産価格の変化を
端緒に利回りの変化とその波及を通じた実物経済や物価予想へ働きかけが，それぞれ期待されるという点で，両者の期待される途中の波及経路には差異がある．
（6）
フォワードガイダンスによる期間構造への働きかけと，国債購入（特にその年限の長期化）の双方の作用がある．
（7）
連邦準備制度では，1995 年に FF レートの誘導値の公表を開始し，遅くとも 1995 年中には公開市場操作委員会のメンバー達が定期的に金融政策決定にあたりテーラー
ルールを参照するようになった．2003 年 8 月に最初のフォワードガイダンスの声明を公表している．日本銀行でも，
1995 年 9 月の決定会合で公定歩合だけでなく市場金利の引き下げに言及を開始し，1998 年に操作目標の明示を開
始した．
（5）

―7―

て，非伝統的金融政策は断続的にすでに 20 年間ほど続けていることになる．2011 年 11 月を底とした景気拡大期が続いていれば 8 年間を超えており，通常のビジネスサイクルを超えた長い期間にわたり緩和政策を継続している．
国際的には，米国連邦準備制度は 2014 年 4 月に大規模資産購入を停止したものの資産保有を継続
し，2015 年 12 月にはゼロ金利を解除した．2018
年 11 月には「金融政策の戦略，手段とコミュニ
ケーションについての展望」というレビュー作
業を始め逐次実施されている（Federal Reserve
Board of Governors, 2018）．欧州中央銀行においては，長く金融緩和政策をとってきた後 2018 年
末から 2019 年秋まで一時的に大規模資産購入を停止したものの，同年 11 月に資産購入を再開し現在も− 0.5％のマイナス金利政策を継続している．海外では，国際決裁銀行やシンクタンク等で，非伝統的金融政策について総括が行われている（Del Ariccia 2018（筆者は IMF 職員），Lombardi
2018, BIS2019, 内閣府 2016）．量的緩和やフォワ
ードガイダンスが長期国債金利の引き下げに作用したこと，金融危機における大量資産購入が有効であったこと，マイナス金利が短期債券の利回り低下に有効であったことなどが共有されている．
日本ではデフレ脱却のために，強力な非伝統的金融政策を長期に維持・強化しており，マイナス金利政策導入直後に長期金利が急変動した際に，「「量的・質的金融緩和」導入以降の経済・物価動
向と政策効果についての総括的な検証」（以下「総括的検証」（2016 年 9 月））を実施公表している．
この検証では，2013 年以降の政策が，実質金利の低下と 2014 年夏までの期待インフレ率の引き上げには一定の成果があったが，適合的な期待形
成が強い日本で，原油価格下落や国際環境悪化な
どの外的ショックがあったことが，2％物価安定達成の障害となっていると説明している．
（非伝統的政策のこれまでの効果）
非 伝 統 的 金 融 政 策 の 効 果 に つ い て は， 宮 尾（2007）が指摘しているように，中間的な目標である資産価格ないし金利への効果だけでなく，実物経済における産出量や雇用への影響まで測ることが望ましい．第二期の資産市場への影響の評価については，鵜飼（2006）や植田（2005 第 6 章）
等によるサーベイがあり，景気回復の期待が強い
場合に三年物金利を中心に「そこそこの効果」（植田，同）があったとされる．鵜飼（同）は将来にわたる予想短期金利の経路に働きかけるチャネル
を通じた効果が大きく，三年債で最大 0.4 － 0.5％の金利引き下げ効果があったことを認めている．
また，植田（2012）では，ニュース分析を追加的ファイナンシャル・プランニング研究

表表2 2 日本銀行による主要な政策変更時の物価見通し
日本銀行による主要な政策変更時の物価見通し

非伝統的金融政策方針決定時期「」はフォワードガンダンス等
1999 年 2 月「デフレ懸念の払拭が展望できるような情勢になるまで」
2000 年 8 月
政策「コールレート 0.25％維持」
2001 年 3 月「安定的に 0%以上となるまで継続」
2006 年 3 月
理解「CPI 0－2％、中心値 1％前後」
2008 年 10 月
2010 年 10 月
「物価の安定が展望できる情勢になったと判断するまで継続」
2012 年 2 月
目途「2％以下のプラス」「当面は 1％を目途」
2013 年 1 月
目標「目標を CPI 2％」
2013 年 4 月「2％物価安定目標を 2 年程度を念頭にできるだけ早期に実現」
2014 年 10 月
2016 年 1 月「2％物価安定目標を安定的に持続するために必要な時点」
2016 年 9 月
オーバーシュート型「安定的に 2%物価安定目標を超えるまで」
2018 年 4 月 物価安定目標達成可能時期への言及がなくなる
2018 年 7 月「不確実性を踏まえ、当分の間」
2019 年 4 月「少なくとも 2020 年春頃まで」
2019 年 10 月
「モメンタムが損なわれる惧れに注意が必要な間」

足元の物価動向の認識(消費者物価(除く生鮮)
対前年比)

当該年度の
物価見込み
(同)

翌年度の物
価見込み
(同)

翌々年度の
物価見込み
(同)

全体として軟調〈12 月－0.3％〉

n.a.

n.a.

n.a.

弱含んでいる〈6 月－0.3％〉
幾分弱含み〈1 月－0.5％〉
プラス幅を拡大〈1 月 0.5％〉
徐々に低下〈2.3％〉

n.a.

n.a.

n.a.

－0.4

－0.8～
－0.4

n.a.

0.1

0.6

0.8

1.6

0.0

0.3

下落幅が縮小を続けている〈－1.0％〉

－0.4

0.1

0.5

概ね 0％

－0.1

0.1

0.5

概ね 0％

－0.2

0.4

0.9

小幅のマイナス〈2 月－0.3％〉

0.7

1.4

1.9

全体として 1％台前半

1.2

1.7

2.1

全体としてゼロ％程度

0.1

0.8

1.8

0％台半ばのマイナスへ

－0.1

1.5

1.7

0％台半ば

1.3

1.8

1.8

0％台後半

1.1

1.5

1.6

0％台後半

0.9

1.3

1.6

0％台前半

0.5

1.0

1.5

注
注 11 日本銀行ホームページ「経済・物価情勢の展望」等から作成。足もとの認識、当該年度、翌年度、翌翌年度は、「展望レポート」(2003日本銀行ホームページ「経済・物価情勢の展望」等から作成．足もとの認識，当該年度，翌年度，翌翌年度は，「展

望レポート」（2003 年 10 月以前は，「経済・物価の将来展望とリスク評価」）による．展望の発表を伴わない政策決
年 10 月以前は、「経済・物価の将来展望とリスク評価」)による。展望の発表を伴わない政策決定時は、原則的にはその直後の展望等を引用
定時は，原則的にはその直後の展望等を引用することとし，2001 年 3年月は4 月，
年 3 月は 4 月，2012 年 2 月は 1 月，することとし、2001
年 3 月は 4 月、2006 年 3 月は 4 月、2012 年 2 月は 1 月、2016
9 月は102006
月の、それぞれの展望を充てている。足許2016 年 9 月は 10 月の，それぞれの展望を充てている．足許の計数が「展望レポート」にない場合は同月の金融経済の計数が「展望レポート」にない場合は同月の金融経済月報による。「」内の簡略化したフォワードガイダンスや〈〉内計数は筆者が補った。
月報による．「 」内の簡略化したフォワードガイダンスや〈 〉内計数は筆者が補った．正確には日本銀行の政策
正確には日本銀行の政策決定方針等によられたい。
決定方針等によられたい．
注
年 8 月の基準改訂では
0.5％ポイント下方改訂された。
注 22 計数は当時の消費者物価指数の基準による。2006
計数は当時の消費者物価指数の基準による．2006
年 8 月の基準改訂では
0.5％ポイント下方改訂された．
注 33 該当する場合は消費税および教育無償化政策の影響を除く
該当する場合は消費税および教育無償化政策の影響を除く
注―8―

No. 19 2019に行い，金融緩和措置がおおむね金利の低下と株価の上昇に結びついていることを認めた．これら
では，緩和的な金融環境が実現されたことを認めるものの，インフレ率改善や実体経済への明確な効果は確認できていない．非伝統的金融政策とマクロ変数との関係を直接的に，VAR モデルなど
により実証した研究では，Honda（2014）が，第二期の非伝統的金融政策がトービンの Q の上昇により設備投資の増加方向への効果があったことを認めている．
第四期以降の非伝統的金融政策の効果については，Fukuda（2015）が，資産市場について外国
投資家による取引が主体の夜間取引と本邦投資家が主体の昼間取引を比べ，2012 年 11 月以降の市
場変動をみると，前者において日本の株式購入が増加し，円が売却されたことによる変動が大きかったことを明らかにしている．こうした外国人による取引をもたらした背景には，日本の株式市場や円レートの動向について，本邦投資家とは異なる見通しを外国投資家がもっていた可能性を示唆するとしている．政策当局による分析（日本銀
行企画局（2015））では，量的質的金融緩和策の2 年間で，期待インフレ率の上昇とイールドカー
ブの下押しにより，実質金利 1％ポイント弱程度の引き下げが生じたとしている．VAR モデルによる Miyao and Okimoto（2017）では，2015 年末までのデータを用いると量的質的金融緩和策の産出量とインフレへの明確な効果が認められるとしている．Honda and Inoue（2019）は，マイナス金利導入以降 2016 年末までのマクロ指標の動向を理論モデルにもとづき暫定的に点検し，マイナ
ス金利政策の住宅投資増加への効果を支持している．
最近では Koeda（2019）が，2016 年末までの月
次データを用いた VAR モデルにおいて，第四期まで含めた場合に，超過準備預金比率上昇という量的緩和変数の係数が，一年目効果のダミー変数を設けた場合に有意になり，一年目に景気への効
果が大きかったことを確認している．ただ，仮想現実の試算として，マイナス金利政策を変更し，金利を引き上げたり物価目標を引き下げた場合に，必ずしも産出への引き締め効果がないという結果が示されている．これは，従来の期待された政策効果とは異なる（8）．
（以降の構成）
以下，非伝統的金融政策の長期実施のもとでの名目金利と期待インフレ率の関係および期待イン（8）

国会でとりあげられた（衆議院財政金融委員会 2018 年 11
月 20 日総裁への質疑）．

―9―

フレ率への作用について検討する．2 では，実績データから観察されるフィッシャー効果の態様を確認した上で，いわゆるネオ・フィッシャリアンの主張と，経済モデル上での期待形成との関係をみる．期待形成の態様が名目金利変更の効果を左右する．3 で，具体的な期待インフレ率形成の態様をみるために，日本におけるフォワードガイダ
ンスと経済物価見通しを巡る経緯，マイナス金利
導入時のイベントスタディを含めた期待インフレ率動向を概観する．米国における連邦準備制度の政策変更によって主流的な経済学から予想される方向とは異なる期待を形成する効果が生ずることが確認されていることを紹介する．そのうえで，今後の期待インフレへの働きかけの理解のための論点を提示する．4 では，2 と 3 を踏まえた課題を総括するとともに，長期非伝統的金融政策下の残された課題を示す．
2 ．名目金利と（期待）インフレ率（均衡式としての従来の考え方とネオ・フィッシ
ャリアン）
名目利子率 = 実質利子率 ＋（期待）インフレ率というフィッシャー方程式については，主流的な経済学では，右辺の実質利子率が長期的には実物経済における収益率に規定されており，技術進
歩や人口動向などの影響を受けながら一定の水準に保たれているということが共有されていると考えられる．実質利子率は，実物資産からの利子である．実物資産の利子に，インフレ率を加えたものが右辺である．左辺は，名目資産である債券の利子である．この両者の間に，事前的な裁定が働き，両者が均等化する．中央銀行が政策金利を引き下げたときには，その具体的な低下プロセスについては差異があっても主流的な経済学では，貨幣錯覚が働き，実質金利下落が短期間生じると考えられている．ただ，こうした貨幣錯覚の効果は長続きせず，いずれ消失する．すると，フィッシ
ャー方程式から明らかなように，長期的には，名目金利の効果はインフレ率の上昇に一対一で対応しているはずであるというのが，従前の一般的な理解と考えられる．
しかし，こうした短期的なダイナミズムを捨象した長期のメカニズムにネオ・フィッシャリアン
は焦点をあてる．実質利子率が一定とすると，フィッシャー方程式の左辺が上昇すれば，期待イン
フレ率も上昇する．名目金利と期待インフレ率の間に一対一の確たる関係があれば，高い期待イン
フレ率実現のために政策金利をあげる因果の経路があるとするのがネオ・フィッシャリアンの主張である．

ファイナンシャル・プランニング研究

4
4

2

3

1

2

CPI (ex. fresh) yty,%0

1

GDP deflCPI
yty (ex.
% fresh) yty,
%

-1
-2
-3

1999q1
2000q3
2002q1
1999q12003q3
2000q32005q1
2002q12006q3
2003q32008q1
2005q12009q3
2006q32011q1
2008q12012q3
2009q32014q1
2011q12015q3
2012q32017q1
2014q12018q3
2015q32017q1
2018q330

GDP defl yty %-1-2

注 消費者物価指数(除く生鮮)は、消費税引き上げと教育費無償化の影響を除いている。2008-9
年と 2014-2015 年について注消費者物価指数（除く生鮮）は，消費税引き上げと教育費無償化の影響を除いてい-3
る．2008-9 年と 2014-2015 年については，原油価格の上昇・下落の影響が両指標には、原油価格の上昇・下落の影響が両指標に反映されている。
反映されている．
注 消費者物価指数(除く生鮮)は、消費税引き上げと教育費無償化の影響を除いている。2008-9 年と 2014-2015 年について

図1

消費者物価（除く生鮮）変化率，GDPデフレーター変化率，対前年比（％）
は、原油価格の上昇・下落の影響が両指標に反映されている。

注

 本銀行「展望レポート」2019 年 12月より転載．日本銀行短観（企業，全産業全規模
日
物価全般の見通し平均値），QUICK 月次調査（債券）），ESPフォーキャスト（①），コンセンサス・フォーキャスト（②）による．家計は修正カールソン・パーキン法による．

図2

展望レポートにおける期待インフレ率

2．
1 フィッシャー効果の検証
因果の連鎖の方向とは別に，そもそも名目金利とインフレ率が一対一の関係にあるというフィッシャー効果は実績として成立しているのか．フィッシャー効果の測定は，名目金利とインフレ率が非定常過程にあれば，その共和分検定を行い，あわせて名目金利へインフレ率を回帰した係数を検定するという手法が一般的である（Walsh（2019）
pp.466-467.）時系列分析手法の発展とともに多く― 10 ―の研究がなされている．こうした時系列分析は，名目金利とインフレ率の変動について誘導型としてその実績の変動関係を観察しているものであり，因果を示すものではない．
時系列分析を適用した初期の研究では，Mishkin（1992）が著名であり，1950 年代から 1990 年までの月次データを用いてインフレ率と名目金利が共和分関係にあり，インフレ期のようにトレンドがある場合には，長期のフィッシャー効果が確認で

No. 19 2019

きるとした．一方，短期のフィッシャー効果は確認できず，インフレが沈静している時期に短期金利がインフレを予測できるようにみえるのはみせかけであるとした．
パネル時系列モデルへの共和分検定手法（Maddala and Wu（1999））を基に，多数のサンプ
ルを用い検定力を高めた米英日（1990 年 -2010 年，
月 次 ） に 関 す る 分 析（Toyoshima and Hamori（2011））では，一対一対応のフィッシャー効果がいったんは確認されている．OECD 加盟 20 か国（1980-2004 年，四半期）についても，同様に確認が さ れ た（Westerlund（2008））． し か し， 交 絡
項の存在，つまり先進国に共通に及んだ世界経済へのショックが二つの変数に共通の変動を生じさせ，みせかけの効果を生じさせている疑いがあった．EU 加盟の 15 か国（1983-2009 年四半期データ）について，パネル共和分検定を用い，さらに世界経済の共通変動分を取り除いて推定した場合には（Badillo et. al（2011）），フィッシャー効果は，インフレ率の係数が大きく 1 を下回るが有意にゼロより大きい（0.2 または 0.3）という，部分的効果しかないとされた．OECD 加盟 21 か国（1983-2010
年四半期データ）に拡げた分析では（Everaert（2014）），世界共通に実質利子率に影響が与えられていることが示唆されその効果を除いた上でも係数 1 のフィッシャー効果は棄却されないとしている．より最近の 2000 年から 2012 年までの月次データを用い G7 国について検定すると，共通変動を考慮しても，部分的なフィッシャー効
果（代表例では係数 0.338）を認めている（Ozkan（2015））．
名目金利とインフレ率の長期均衡関係が非線型にある可能性を踏まえ，分位共和分検定（Xiao（2003））の手法を用い，共和分関係を 10 分位に分割して検定を行うと（1957-2010 年四半期六カ国別），高い分位ではインフレ率も高く，一対一の関係が確認される一方で，中低位の分位では，名目金利も低く，インフレ率の変化にそれほど反応しない関係が確認されている（Tsong and Lee（2013））．たとえば米国では，中低位分位では係数 0.6 程度であり，係数がほぼ 1 であるフィッシ
ャー効果の確認される時期は 1980 年代や 1990 年
代後半から 2000 年頃までである．日本について
1987 年から 2006 年までの月次データをもって三期間に分割して検定した場合には（Ito（2009）），
イ ン フ レ 率 が 高 か っ た 1987-1991 年 に は フ ィ ッシャー効果を確認しているが，1991-2001 年と，2001-2006 年には確認できなかった．
なお，より基礎的な問題提起として，17 先進国におけるインフレ率（1960 年代から 2004 年前

後四半期または月次）を分析すると，インフレ率
は平均回帰的（mean-reverting），つまり定常過程である．したがって，そうしたインフレ率と名目金利との長期の関係を誘導型モデルで問うこと自体ができず，得る情報がない（non-informative）としている（Jensen（2009））．
このように，名目金利変動と物価変化率の変動を長期にわたり観察すると，フィッシャー効果は，インフレ率が高かった時期については成立の可能性がある一方で，最近時期を含めると必ずしもその成立が支持されていない（9）．最近は，物価変動の一部が名目金利変動に対応していることがう
かがえる．これは，先進各国では名目金利がゼロ近傍に近づき変動が小さくなる一方でインフレ率はより大きな変動をしている状況を反映している可能性がある．この場合には，フィッシャー方程式の定義を考慮すれば，名目金利と実質金利が共変動関係にあり，物価変動の残りの一部は実質金利の逆の変動に対応している，つまりこれまではインフレ率の一定幅の下落が，名目金利の下落と実質金利の上昇に，分かれて対応していたとみら
れる．
2 ．2 ネオ・フィッシャリアンの主張
インフレ率から名目金利への裁定作用を棄て，
フィッシャーの均衡式の左辺の名目金利からインフレ率への均衡裁定作用を唱えるのが，ネオ・フィッシャリアン（Neo-Fisherian）と呼ばれる経済学者たちである．以下，Uribe（2019），Williamson（2016）, Cochrane（2014）等をもとにかれらの主張を紹介する．ネオ・フィッシャリアンは，名目金利から期待インフレ率への方向へ因果を解釈する．
現実に観察されるのは約定金利（quoted interestrate）であり，これを名目金利と経済学では呼んでいる．貸し手の立場からすれば，約定金利とは，ふたつの報酬からなっていて，現時点での消費を犠牲することに因る実質的な報酬と，投資期間のインフレに因る購買力損失への報酬とである．借り手の立場からいえば，現時点での消費を手に入れる実質的な費用と，インフレを被らない購買力利得の費用とである．約定金利（つまり名目金利）
は，実質金利を一定とすれば，貸し手借り手双方
にとってインフレから生じる報酬または費用を決めるものになるというのが直感的な説明である．

（9）― 11 ―

名目金利の期待インフレ率への調整が緩やかであること，共有する交絡項からのショック，各変数の動向に頻繁に反応する経済政策からのショックなどがあるためと考えられる．

ファイナンシャル・プランニング研究

金融政策について従前の中央銀行の実践ルールにしたがった場合の帰結を，ネオ・フィッシャ
リアンが解説すると次のようになる（Uribe 2019
p.42, Williamson 2016）．従前のテーラー・ルー
ルに従うと，期待インフレ率に一対一対応ではな
く，期待インフレ率を上回る名目金利の引き上げが推奨される（期待インフレ率の係数 1 に，「期待インフレ - 実績インフレ率」の係数分を加わえて政策金利を変更させるため）．テーラー・ルールに従う中央銀行は，インフレが収束してくると，名目金利を下げる．するとフィッシャー効果（名目金利からインフレ期待へ）が作用し，インフレ率が低下する．そこでこの中央銀行は，さらに名目金利を引き下げるので，さらなるインフレ率の低下が進む．行き着くところは，低インフレの罠にはまる．低インフレの罠にはまっている中央銀行がとるマイナス金利は，期待インフレ率のさらなる低下につながり，フォワードガイダンスは低金利政策の強化であり，さらなる低インフレの罠の深みへの道であると指摘する．デフレ脱却まで
永久のゼロ（permazero）をとるというのであれ
ば，それ自体が永久のデフレに至るという論理である．
ネオ・フィッシャリアン的状況を説明したSchmittGrohe and Uribe（2017）の理論モデルでは，名目賃金の強い下方硬直性とゼロ金利制約の下で，テーラールール型の金融政策がとられれば，流動性の罠にはまり，雇用なき成長に直面することを説明している．通常のフォワードガイダンスのモデル（Egertsson and Woodford（2003）等）で想定するような独立ショックのもとでインフレ期待が下落していれば，将来にわたる低金利政策へのコミットメント
が期待インフレ率を引き上げる経路があるが，このモデルでは，信認（confidence）へのショックからインフレ期待が下落している場合には，期待インフレ率が減速する経路があるため名目金利とインフレ期
待の間に通常想定される逆相関関係が転じ順相関になるとして，名目金利を目標水準に相当の期間（foran extended period of time）維持すると，インフレ期待が高まり流動性の罠から抜け出し，雇用増加が生じるネオ・フィッシャリアン的状況が現出できるとしている．
代表的な実証分析である Uribe（2019）は，金利の変化を，短期金融ショックによるものと恒久的金融ショックにわけることにより，期待インフ
レ率変化への影響を区別した．経済学者では，一時的な名目金利の上昇が，短期的な期待インフレ
率を引き上げるとともに長期的な期待インフレ率には影響をしないということが共有されているとする．他方，恒久的な名目金利の上昇が，長期的― 12 ―

な期待インフレ率を引き上げることも共有されているとしながら，新たに，短期的な期待インフレ
率を引き上げる作用があることを，マルコフ連鎖
モンテカルロ法推計による実証モデル（1954 年
から 2018 年の米国の四半期データ）とニューケ
インジアン型の最適化モデルにより，説明している．名目金利とインフレ率がいずれも恒久的金融ショックと共和分関係にあるという制約を導入することにより，一時的および恒久的な名目金利の変化からインフレ率への効果を別個に推定している．その結果によると，恒久的金融ショックから生じる緩慢で恒常的な金利引き上げは，インフレ率を恒常的に引き上げ，実質金利は低下し，産出量には損失を生じさせない，恒久的金融ショック
変動がインフレ率変動の 4 割超を説明できるとしている．ネオ・フィッシャリアンが唱える，信頼される形で徐々に通常の名目金利水準まで金利を回復させることにより，産出水準を維持しながら速やかにリフレーションできるという予言と整合的な試算だとしている．
このモデルでは，長期的要因に由来する金融シ
ョックの世界に限定してしまえば，名目金利の上昇が，短期のインフレ率上昇と実質金利引き下げをもたらし得ることを示したことに意義がある．
しかし，ある金融政策の選択肢が短期か長期のいずれの要因に因るものか政策当局者でも認識が難
しく，さらに市場の理解のうえでそれを実践する
ことは想定しがたい．短期的な実質金利上昇効果が発現しない状況が確認できるかという問題もある．
2 ．3 期
 待形成の特徴と金利・期待の関係 -ニューケインジアンモデル
では，金利と期待インフレ率の関係に，名目金利をあげることが高いインフレ率につながるという具体的な連鎖のメカニズムが働きうるのか．主
流的な経済学のツールとして共有されているニューケインジアン型のモデル分析において，期待形
成の型を変化させることなどにより，金利から期待インフレへのメカニズムが検証されつつある．
これまでのところ，期待形成が適合的な期待形成などバックワードルッキングであるほど，ネオ・
フィッシャリアンの提示するような状況は生じないことが明らかになっている．
主流的なニューケインジアン型モデルに，価格形成がよりフレクシブルな仕組みを追加的に仮定
し，インフレーション目標率をショックとして与えると（Garin et. al（2018）），目標インフレ率のショックがより永続的に維持される場合にはネオ・フィッシャリアン的な傾向を示すように変化

No. 19 2019

することが認められている．同時に，期待形成のメカニズムをフォワードルッキング型からよりバックワードルッキングに変化させるほど，ネオ・フィッシャリアン的傾向が薄まることを確認している．さらに，ニューケインジアン型モデルに適応的な期待を導入したもとでは（Evans andMcGough（2018）），ネオ・フィッシャリアンの提唱するような高いレベルに名目金利をペグする手法では，事後的な実質金利の上昇と低いインフ
レ期待を招き，不安定化と低インフレに陥る．むしろ，テーラー・ルールの手法を採用した場合に，局地的に安定し，インフレ目標とスタート時の期
待インフレの乖離が少なければ目標を達成しうるとしている．他方，期待インフレ率とインフレ目標が顕著に乖離している条件のもとで景気に好ましくないショックが生じると，時間がかかり，後の好機を待ってからテーラー・ルールを適用することにより高いインフレ率目標への正常化への可能性があるとしている．Garcia-Schmidt andWoodford（2019）では，ネオ・フィッシャリア
ンの主張は合理的期待形成によるところが大きいとして，適合的な期待のような簡便な手法ではなく，熟慮型の期待形成を通じた一時的均衡をニューケインジアン型モデルに導入すれば，ネオ・フィッシャリアンの言う高いインフレ率達成のためにより高い政策金利という状況は生じないことを説明している（10）．
日本銀行の「総括的検証」においても指摘されるように適合的な期待が強いとされる日本では，
金利引き上げがインフレ期待上昇に結びつきにくい可能性がある（11）．主流的な理論モデルからは，
ネオ・フィッシャリアン的な状況を支持しにくい．

3 ．フォワードガイダンス，経済物価見通しと期待
インフレ率
期待インフレ率が，フォワードガイダンス等の政策からどのような影響を受けているのかをみる（12）．
長期にわたり非伝統的金融政策を実施している日本におけるフォワードガイダンスと経済物価見通
しを巡る経緯，そのもとでの期待インフレ動向を
マイナス金利導入時に期待インフレ率が下落した
イベントスタディを含め概観する．さらに，米国
における連邦準備制度のフォワードガイダンスの経験から，期待に対して企図した効力を発揮するだけでなく，主流的な経済学から期待する効果とは逆向する効果につながる期待形成の経路が別途あることを紹介する．非伝統的金融政策から期待
インフレ率へのより有効な働きかけのための論点を示す．

同時に，フォワードガイダンスのモデル上の試算効果が現実に比し著大になることを解消すること（後述のフォワード・ガイダスン・パズルの解決）を説明している．
（11）
適合的期待の傾向の強い経済では，通常のフォワードガ
イダンスの効果も弱い．
（12）
フォワードガイダンスの理論上期待された効果は，流動性の罠から脱出してある程度のインフレ率が実現した段階においても，通常予想されるような金融政策の転換を遅らせ，インフレを許容する金融緩和政策をとるということを中央銀行が事前にコミットし，それを民間が信頼し将来にわたる実質金利低下を確信することにより，前倒しの消費・投資が生じるというものであった．当初は，時間軸効果とも呼ばれた．Krugaman（1998）, Reifschneider and Williams（2000）, Eggertson and Woodford（2003）などで提示されたが，①現実に観察される効果が理論モデル上の試算による効果より遥かに小さいというForward Guidance Puzzle問題（Del Negro 2012, Mckay et. al 2016），②時間整合性
time incosistency の問題，③植田（2005）が指摘するように将来のインフレを招く経済回復の起点自体ではなく，需要の前倒しであるため長く続ければ効果が枯渇するおそれがあること，④適応的期待形成の傾向が強いほど効果が弱いなどの問題がある．
（13）
フォワードガイダンスの分類手法のひとつとして，ガイ
ダンスの設け方が，定性的なオープンエンド型（openended），暦に関連づけられた時間条件型またはカレンダー
ベース（time-contingent），経済的帰結に関連づけられた
状況条件型（state-contingent）の三類型がある（Ehrmann
et. al 2019）．一般には，オープンエンド型はそのコミット
メントや効果に乏しく，時間条件型の中には設定に幅があり，状況条件型にはその単純性に幅があるなどの特徴があ
る．

（10）

3 ．1 政 策変更・フォワードガイダンスと経済物
価見通し
3 ．1 ．1 日 本銀行による政策変更・フォワード
ガイダンスと経済物価見通しの性格
ゼロ金利制約に直面した以降の日本銀行のフォワードガイダンスを含めた主な政策決定を表 1に，それらに対応した経済物価見通しを表 2に示した．
日本銀行は1999 年以降，フォワードガイダンスや資産購入拡大を逐次実施してきた．
2013 年１月からは明確な物価安定目標が掲げられ，達成時期の明確化や政策の拡充がされた後，達成可能時期見通しがたびたび改訂され言及されなくなった．フォワードガイダンスを，ガイタンスの設定の方法に応じ，時間条件型と状況条件型とでみると（13），双方が併用（2013 年 4 月）された後，状況条件型へ変更された（2016 年 9 月）後，消費税引き上げを視野にいれ実質カレンダー型へ変更
された（2018 年 7 月）後，再度状況条件型へ戻された（2019 年10 月）．

― 13 ―

ファイナンシャル・プランニング研究

経済物価見通しは，その公表を2000 年から開始され，その分布情報の追加や四半期化などの拡充と，企業経済物価見通しや期待インフレ率試算等を通じた情報提供の拡充が図られてきた（14）．経済物価見通しの性格については，それが市場等で形成される期待とどのような関係にあるかについては変遷がみられる．
（第一期以降）1999 年 2 月にはゼロ金利政策が導入され「デフレ懸念の払拭が展望できるような情勢になるまで」（同年 4 月総裁記者会見）とされていたが，翌 2000
年 8 月には，超緩和状態を維持するとして，ゼロ金利を解除した．それまで経済物価見通し等の公表はされていなかったが，「物価安定」についての考え方」（2000 年 10 月）を発表し，2000 年 10 月から
政策決定と同時に，「経済・物価の将来展望とリス
ク評価」として半年おきに政策委員大勢の見通しの公表を開始した．
「「政策委員の見通し」を作成するに当たっては，先行きの金融政策運営については不変を前提とする」とした．
フォワードガイダンスを政策への拘束との関係で分類したものとして，オデッセイ型とデルフィ
型 が あ る（Campbell et. al 2012, Campbell et. al
2017）．オデッセイ型は，中央銀行の将来の政策行動を拘束する型である．デルフィ型は，将来について述べるが政策行動をなんら拘束しない，単なる予測にとどまる型である．この時点では，経済物価見通しについて，デルフィ型の性格を明らかにしていた．当時は「「物価の安定」の定義を数値で示すことは適当でない」としており，単に点検のための見通しとされていた．
（第二期以降）2001 年 3 月にはゼロ金利政策に加えて大量資産購入を導入するもとで，フォワードガイダンスとして「消費者物価指数（除く生鮮食品）の前年比上昇率が安定的にゼロ％以上となるまで継続」を掲げ，デフレ予想の是正やイールドカーブ全体の低下を図る時間軸効果（フォワードガイダンス効果）の企図を掲げていた．経済物価見通しについては，2003 年 4 月から，中央値等の見通しのレンジに関する情報や金融政策運営と金融環境等に関するパートが追加された．2004 年 4 月から「経済・物価情勢の展望」（以下，「展望レポート」とする．）に改められた．
政策目標を再びコールレートに置き，経済物価情勢に応じた市場金利操作という裁量的政策に回帰した「中長期的な物価安定の理解」（2006 年 4 月）
以降は，経済物価見通し等について「各政策委員
は，政策金利について市場金利に織り込まれたとみられる市場参加者の予想を参考にしつつ，上記の見通しを作成している．」（日本銀行「経済・物価情勢の展望」2006 年 4 月）と性格付けし，初めて，市場から観察される政策金利に関する予想を参考にしながら展望しているとした．2008 年以降は，中間評価を 1 月と 7 月に実施し事実上の四半期化がなされるとともに，リスク・バランスチャートが追加された．展望レポートでは，主体別の予想
インフレ率サーベイデータが追加された．
世界金融危機直前の 2008 年 6 月の日銀政策関係者によるコミュニケーションの解説（中村・長江 2008）では，「経済・物価の見通しが，様々な前提条件に基づく「条件付見通し（conditional
forecasts）」 で あ る こ と は， い ず れ の 中 央 銀
行 の 見 通 し に お い て も 強 調 さ れ て い る． こ れは， 中 央 銀 行 の 経 済・ 物 価 の 見 通 し が「 公 約（commitments）」であると誤解されないためである．公約であると誤解された場合，市場との対話は，かえって阻害されることになる．」として，デルフィ型の位置づけを明確化した説明が行われた．
（第三期以降）2008 年 10 月に世界金融危機が生じ，補完当座預金制度創設によりマネタリーベースの一部である超過準備預金への付利（0.1％）が開始され，2009 年に政策金利が再びゼロ％近辺に到達した．
2010 年 10 月に，包括緩和政策（コールレートの0 − 0.1％への誘導，資産買い入れ基金の創設等）を開始した際には，政策金利に関するフォワード
ガイダンス「物価の安定が展望できる情勢になったと判断するまで」がふたたび導入された．フォ
ワードガイダンス導入を踏まえた，経済物価見通しの性格付けに変更はなかった．
（第四期以降）2013 年 1 月に物価安定の目標を消費者物価上昇率（15） で 2％とした．このとき，デフレからの早期脱却と物価安定の下での持続的な経済成長の実現のための政府及び日本銀行の政策連携の強化として，「デフレ脱却と持続的な経済成長の実現のための政府・日本銀行の政策連携について（共同声明）」が，内閣府・財務省・日本銀行の連名で

（15）

（14）

日本銀行政策委員による説明として，白井さゆり（2014）がある．

― 14 ―

目標は，消費者物価指数の全体であるが，現実的には，
短期的な変動を除いて点検する必要があるため，主に，生鮮を除いたベース（通称「コア」）を用いている．展
望レポートもコアを対象にしている．

No. 19 2019

公表されている（16）．
同 4 月には，「量的・質的金融緩和政策」として，
金融市場調節の操作目標を，無担保コールレート
からマネタリーベースに変更した上で，マネタリ
ーベースの増加額とそのための資産買い入れの額の大幅な引き上げ（年間 60-70 兆円へ），対象国債
残存期間をそれまでの 3 年弱から発行残高平均並
みの 7 年へ延長，ETF・REIT 買い入れの拡大等を決定した．2％の物価安定目標については「二年程度を念頭に，できるだけ早期に実現する」というフォワードガイダンスに加えて，資産買い入れについて 2％物価安定目標を安定的に持続するために必要な時点まで継続するという資産買い入
れのフォワードガイダンスを明らかにした．これ
らにより，時間条件型と状況条件型の双方のコミットメントを持つ，強いオデッセイ型の姿勢をみせたといえる．
この際，経済物価見通しについては，「各政策委員は，既に決定した政策を前提として，また先行きの政策運営については市場の織り込みを参考にして，上記の見通しを作成している．」（日本銀行「経済物価情勢の展望」2013 年 4 月）と改められた．後述のようにこの時点の 2 年後の物価見通
しは 2％まで引き上げられたが，民間経済専門家の期待インフレ率は 1％前後であり，オデッセイ型の見通しであったとみられる．
期待インフレ率上昇に鈍化がみられたものの市
場では政策変更への期待がとぼしいタイミングの2014 年 10 月には，買い入れ国債の年間増額が 50兆円から 80 兆円に引き上げられた．その直後に，
翌 2015 年 10 月に予定されていた消費税引き上げの延期が決定された．2015 年からは，決定会合の年 8 回化と同時に「展望レポート」が正式に四半期毎に公表されることになった．
2016 年 1 月には短期金利（補完当座預金への付利）について，当座預金残高の一部にマイナス金利政策を導入した．日本銀行が直前まで実施検討を否定していたこともあり，市場には驚きがあった．長期金利の不安定な動きが生じるもとで実施（16）

共同声明では，「政府は，日本銀行との連携強化にあたり，財政運営に対する信認を確保する観点から，持続可能な財政構造を確立するための取組を着実に推進する．」とされた．政府は当時，国地方の基礎的財政収支の黒字化目標年度を 2020 年度としていた（「中長期の経済財政に関する試算」（内閣府）の 2013 年 7 月参考ケースでは，
2020 年度に GDP 比 3．2％の赤字と試算）．2018 年 6 月「新経済・財政再生計画」において同黒字化目標が 2025 年度に変更された（同試算の同収支試算値は，2020 年 1 月ベー
スラインケースでは，2020 年度同 2.7％の赤字，2025 年
度同 1.3％の赤字）．

が決定・公表された「総括的な検証」（2016 年 9 月）においては，適合的な期待形成の要素が強い予想
物価上昇率を引き上げていくことには不確実性があり，時間がかかる可能性があることを認めた．
同 7 月には ETF 買い入れペースを倍増した．同 9月の政策決定では，「長短金利操作付き（イールド・
カーブ・コントロール付き）量的・質的金融緩和」を導入し，調節方針としては，それまでのマネタ
リーベース増加目標に替えて長短金利操作を枠組
みの中心におくこととした．このあとマネタリー
ベース残高の増加テンポが漸減した．
同時に「オーバーシュート型コミットメント」
を掲げ，「消費者物価指数（除く生鮮食品）の前
年比上昇率の実績値が安定的に 2％を超えるまで，拡大方針を継続する」とした．CPI 実績値とマネタリーベースをリンクさせ，より政策に沿ったと言える経済条件型のフォワードガイダンスに整理された．時間条件型のフォワードガイダンス
をやめ，経済条件型のフォワードガイダンスを採用する場合には，経済物価見通しの内容が状況条
件型の条件と密接にかかわることには注意がいる．条件成立が見通し期間内に展望されない場合には，それより長く時間がかかることを積極的に含意する効果がある（17）．
この後物価上昇率や期待インフレ率が目標に比し低迷を続けているなかで，2018 年 7 月のフォワ
ードガイダンスは，消費税引き上げの影響を踏まえた緩和姿勢を示すために，時間条件型相当のコ
ミットメントを再度行った．その後，2019 年 10
月のフォワードガイダンスは，時期にかかわらず，
データ等をみながら物価安定目標を念頭にした緩和姿勢のバイアスを示すために，状況条件型へ戻されたとみられる．
3 ．1 ．2 期待インフレ率に関する情報の収集
民間（18）における期待インフレ率に関する情報の収集として，2014 年 3 月からは，日銀短観において，企業の経済物価見通しの収集・公表を開始
した．日本銀行の政策関係者からは，家計，企業，及び市場の主体毎のインフレ予想情報を統計的に2016 年 9 月時点では，足許の物価上昇率がマイナスのもとで，長い時間軸のガイダンスであったことから，「実効性に大いに疑問」との批判がある（木内，2018 p226）．
（18）
期待インフレ率の主体について，本稿では資産市場に織り込まれた期待インフレ率や経済専門家による予測イン
フレ率を主に念頭において議論している．実体経済までの最終的な政策効果経路を考えるには，債務主体の事業
法人，消費主体たる家計，そのうち年金所得を主とする家計などのインフレ期待を検討する必要がある．
（17）― 15 ―

ファイナンシャル・プランニング研究

集約し，経済全体としての基調的なインフレ予想を集計した合成予想物価上昇率の公表（西野ほか
2016）がなされ，さらにマーケットデータも含めた上で期間構造の試算がなされている（菅沼・丸山 2018）．展望レポート BOX（2019 年 11 月）でも取り上げられた．こうした取り組みは，政策変
更や経済物価情勢変化がどのような期待形成を主体別に促したかを明らかにし，今後の研究や政策に活用されることが期待される．

の約 4 四半期後に下方に改訂され，さらに約 4 四半期後にさらに下方に改訂されるという推移をたどる傾向がみられる（20）．
3 ．2 2013 年以降のインフレ期待の動向
3 ．2 ．1 期待インフレ率の動向
現実の期待インフレ率は，強力なフォワードガ
イダンスを導入した 2013 年 4 月以降，2014 年夏まで高まり，翌 2015 年夏までその水準を維持したのち，2015 年夏以降，弱含んだ（図 2 ）．2013
年はじめごろの 1％前後から 2014 年はじめにかけ急速に高まり，2014 年の 3 月から 2015 年 3 月にかけては，概ね高い水準で推移（短観全産業全規
模 5 年後平均で 1.7％）した後に，2016 年 9 月にかけて急落し（同 1.0％），家計を除けば，概ね横ば
いないし弱含みで推移している（同 2016 年 9 月以
降 1.0％でほぼ横ばい）．2018 年以降は，5 年後の期待インフレ率が，おおまかに 1％程度に収斂している．こうした変動傾向は，サーベイデータを集約した予想期待インフレ率（西野ほか（2016），
菅沼・丸山（2018））でも見られる．
経済モデルに基づき試算されたインフレ期待についても，おおむね 2014-2015 年ぐらいまでは期待インフレ率が高まった後に，その軟化が確認されている．また，金融政策のレジームの変更と，期待インフレのレジームの変化との対応関係が確認されている．
沖本（2017）では，2015 年 9 月まで，レジーム・
スイッチングを導入したフイリップス・カーブを推定している．それによると，日本のインフレ期待には，これまで 3 期間のレジームがあり，いずれも，金融政策と強い関係があり，インフレ期
待形成における金融政策の役割が重要なことが確認されている．1985 年から 1995 年の伝統的金融政策レジーム下ではインフレ期待は比較的高く安定的であったが，1995-2012 年までの超低金利政策レジーム下では一部のインフレ指標ではデフレの領域に至るほどインフレ期待が低下したものの安定していたこと，2013 年以降のインフレ目標
政策のレジームでは，コアインフレ率等では 0.7％程度まで上昇したが 2％よりは有意に低く，達成にはまだ不十分であると指摘している．19952012 年の超低金利政策時に期待インフレ率が低下したということはフィッシャー効果と整合的であり，ネオ・フィッシャリアン的な説明の余地を

3．
1．
3 経済物価見通しの改訂
主な政策方針決定時におけるフォワードガイダ
ンスとその時点での展望レポートにおける消費者物価上昇率見通しの推移を表 2 に一覧とした．
2013 年 1 月以前は，翌々年度の見通しを含め最も高い場合でも 0.9％であった．物価安定目標と達成時期の明確化を行った 2013 年 4 月に，翌年度と翌翌年度の見通しがほぼ 1％ポイント上昇している．
2016 年 1 月のマイナス金利導入時は，翌年度（2016 年度）の見通しが前年 10 月の 1.4％から 0.8％へと下落した一方で，翌翌年度（2017 年度）の見通しは前年 10 月の 1.8％が維持された．2013
年 4 月時点と 5 年後の 2018 年 4 月時点の見通しを比較すると，翌年度の見通しが 1.4％から 1.8％へ，翌翌年度の見通しが 1.9％から 1.8％へとなっており，大きな変化はない．一方，この間に日本銀行
は 2％物価安定目標見通しの達成時期について，都合 6 回変更し，それへの言及が 2018 年 4 月の展
望レポートから行われなくなった（19）．
経済物価見通しとして提示した最初の見通しと，年度が終了した直後の最終的な見通し（ほぼ実績見込みに相当）との差を Fukuda and Somaに沿ってみると（表 3 ），2014 年度まではその差が小さいが，2015・16 年度と 2％前後まで高まった後，最近は 1％前後にとどまっている．その後の各回の展望レポートをみると，2017・2018 年度の見通しは，いずれも，前前年の 4 月に見通しを開始したときには 2％近くの見通しとされ，そ2013 年 4 月の量的質的金融緩和導入時に「見通し期間（2013-2015 年度）の後半にかけて達する可能性が高い」とされた物価安定目標 2％の達成可能時期は，「見通し期間（2014 年度から 2016 年度）の中盤頃に」（2014 年 4 月），
「2016 度前半頃に」（2015 年 4 月），
「2016 年度後半頃に」（2015 年 10 月），「2017 年度前半頃に」（2016 年 1 月）
，
「2017
年度中に」
（2016 年 4 月），
「見通し期間の終盤（2018 年度頃）になる可能性が高い」と，6 回にわたり，各展望レポー
トにより変更された．時間条件型でのコミットメントをやめたことにより，2％達成時期と金融政策とがリンクしているとの見方を避けられるメリットはあった．

（19）

（20）

― 16 ―

日本銀行展望レポート各回による．民間シンタクタンク
資料（みずほ総研 2019）などに図解があり，こうした傾向の認識は市場で共有されているとみられる．

No. 19 2019

表3

展望レポートにおける各年度の物価見通し（当初と最終） 前年比％

T-2 年10月（当初

T+1 年 4 月（年度作 成 の 見 通 し ） 終了直後）

過大幅2011 年度

0.4

0.0

－0.4

2012 年度

0.6

－0.2

0.8

2013 年度

0.5

0.8

－0.3

2014 年度

0.8

0.8

0.0

2015 年度

1.9

0.0

1.9

2016 年度

2.1

－0.3

2.4

2017 年度

1.8

0.7

1.1

2018 年度

1.7

0.8

0.9

注
andandSoma(2019)本文をもとに筆者作成。消費者物価指数（除く生鮮、消費税の影響を除く）。T は対象年
注 Fukuda
FukudaSoma（2019）本文をもとに筆者作成．消費者物価指数（除く生鮮，

消費税の影響を除く）．T は対象年度の暦年表示を示す．
度の暦年表示を示す。

残す．
用することにより，高齢者ほどインフレ期待が高ESP フォーキャストによる専門家予測を用いまること，高齢者ほど購入する財・サービス価格
たフイリップス・カーブの推定を用いた
Fukuda見通し作成時期のインフレ率が高まるが，家計レベルのインフレ
消費者物価上昇率(除く生鮮)
2 0 1 6 年度
2 0 1 7 年度
and Soma（2019）によれば，2013 年にはそれ以率の影響をコントロールした後でも，加齢と期待
7月
1.9
1.8
前に負の領域にあった期待インフレ率が正に転 2015 年インフレ率との間に正の相関がみられた．さらに
展望レポート2016 年コーホート分析を加えると，この相関が生年コー
1月
0.8
1.8
じ，2014 年には 1％程度までに上昇した．その後，期待インフレ率は，供給ショック（原油先物価格 2016 年ホートと期待インフレ率の正の相関にはっきりと
7月
0.1
1.7
と円ドル外国為替レートを代理変数とした）も考 2015 年結びつけられており，世代によるデフレーション
7月
1.22
1.31
慮した推定では ESP
1.5％まで至るが，考慮しない場の経験の長さが予想インフレ率の下押しに作用す
フォーキャスト
2016 年 1 月
0.82
1.13
合には 1％超にとどまった．また，2014 年の後半
る世代効果があると解釈される．
2016 年 7 月
0.03
0.72
から期待インフレ率は下落をはじめており，明示
実績
－
－0.2
0.7
的な 2％インフレ目標のレベルまで期待インフレ
3 ．2 ．2 マイナス金利導入時のイベントスタディ
注 計数は、Fukuda and Soma (2019)の表 2 および 3 から抽出し、筆者が補い作成。ESP フォーキャスト 2015 年 7 月の率を引き上げることには成功しなかったと結論し日本について，マイナス金利政策を導入した際
2017
年度予測は特別調査で補った。マイナス金利導入の政策決定は2016 年 1 月29 日金曜午後に公表されている一方、ている．
に，長期の名目金利も急落した．この時に期待イ
1 月の
ESP
1 月を
13推
日に公表されている。
経 済 専 門 家 の イ同ン
フレ期フォーキャストは待のアンカー
ンフレ率にどのような影響を与えたかについての定（長期のアンカーから現実の実績値まで単調
イベントスタディがある．2016 年 1 月に「企業コ減少関数に従うという仮定を置いた）した分析
ンフィデンスの改善や人々のデフレマインドの転（Hattori and Yetman（2017））では，1992 年から換が遅延し，物価の基調に悪影響が及ぶリスクが5 年期間でローリングさせて試算を行うと 2000 年増大している．」「日本銀行は，こうしたリスクの代はゼロ近傍のわずかなマイナスまたはプラスに顕現化を未然に防ぎ，2％の「物価安定の目標」
あったものが，2012-16 の 5 年間では 1％程度までに向けたモメンタムを維持するため」としてマイ上昇していることを確認している．同時に，最近
ナス金利の導入がなされた．
時ほどアンカーの分散が大きくなっており，イン
先に，Fukuda and Soma（2019）に沿って，展フレの不確実性が大きくなっているかもしれない
望レポートと経済専門家の予測の推移をみる．
としている．
2016 年度および 2017 年度に関する物価見通しの適合的な期待形成との関係では，デフレーショ
変更の履歴を，2015 年 7 月，マイナス金利を導入
ンの経験が長期間にわたる世代コーホートほど，した 2016 年 1 月，2016 年 7 月の三つの時点についより低インフレ期待を抱きやすいという世代の経てみた（表 4 ）．1 月時点の ESP フォーキャストに験による経路（世代効果）の指摘がある（Diamondは同月末のマイナス金利政策導入は反映されていet. al（2019））．この期待形成経路は，非伝統的金ない．2016 年度見通しについては，展望レポー
融政策の長期化のもとではひとつの懸念される経
トは一年間に 1.8％ポイント下方改訂し，ESP フ路である．消費行動記録とインフレ期待情報をあォーキャストは，同 1.2％ポイント下方改訂してわせて収集した 1995 年以降のミクロデータを活いる．他方，2017 年度見通しについては，展望― 17 ―

2017 年度

1.8

0.7

1.1

2018 年度

1.7

0.8

0.9

注 Fukuda and Soma(2019)本文をもとに筆者作成 。消費者物価指数（除く生鮮、消費税の影響を除く）。T は対象年度の暦年表示を示す。
ファイナンシャル・プランニング研究

表4

マイナス金利導入前後の物価見通しの推移

消費者物価上昇率(除く生鮮)

展望レポートESP フォーキャスト

前年比％見通し作成時期

2 0 1 6 年度

2 0 1 7 年度

2015 年 7 月

1.9

1.8

2016 年 1 月

0.8

1.8

2016 年 7 月

0.1

1.7

2015 年 7 月

1.22

1.31

2016 年 1 月

0.82

1.13

2016 年 7 月

0.03

0.72

－0.2

0.7

実績

－

計数は、Fukuda(2019)の表
2 および3 から抽出し、筆者が補い作成。ESP
フォーキャスト
2015 年 7 月の
注注 計
数は，Fukudaand
andSoma
Soma（2019）の表
2 および 3 から抽出し，筆者が補い作成．
ESPフォーキャス
ト2015
年
7月の2017
年度予測は特別調査で補った．
マイナス金利導入の政策決定は2016
年
12017 年度予測は特別調査で補った。マイナス金利導入の政策決定は 2016 年 1 月29 日金曜午後に公表されている一方、
月29日金曜午後に公表されている一方，同 1月のESPフォーキャストは1月13日に公表されている．
同 1 月の ESP フォーキャストは 1 月 13 日に公表されている。

レポートが前年 7 月時点の 1.8％をほぼそのまま維持しているのに対し，ESP フォーキャストは0.7％程度まで引き下げている．日銀短観における一般物価水準の一年後見通し（全規模全産業平均 ） を み る と，2015 年 9 月 の 1.2 ％ か ら 2016 年 9月の 0.6％まで低下している．
Christensen and Spiegel（2019 a, 2019 b）は，日本のインフレ連動国債を用い，マイナス金利政策が予想されなかったことを前提に，マイナス金利
政策決定・公表の期待への効果を分析している（21）．
2013 年以降のインフレ連動国債には，デフレのプットオプションプレミアムが 0.5 から 1％程度含まれており，それが政策変更により変動していることを確認している．そのうえで，取引の呼び値（ティック）毎の情報を用い，マイナス金利政
策決定公表時の一日のイベントスタディを行った
ところ，デフレのプットオプションプレミアムが急拡大するとともにインフレリスクプレミアムが急落している中で，5 年後の期待インフレ率が下落していることを確認している．こうしたデフレ
プロテクション付きインフレ連動債の動向から，マイナス金利政策導入が，むしろ，中長期的なイ
ンフレ期待を下方に変化させたことを示唆すると結論している．また，マイナス金利政策を導入したこと自体が，悪化する経済情勢を反映しており，マーケットの期待の変化は，政策変更への反応ではなく経済悪化への反応であるとの教訓かもしれないとしている．

3 ．3 イ ンフレ期待と中央銀行の政策・コミュニケーション
米国連邦準備制度のフォワードガイダンス
を 含 む 政 策 変 更 の 経 験 で は（22）， 政 策 変 更 時に，民間が中央銀行の予測力を別途に読み込み（contemplate）情報効果が生じる場合や，デルフ
ィ型のガイダンスと受け取り政策方向に反する予測形成を促す場合があり，結果として政策の企図に反する景気への効果が発現する経路が確認されている．また頻繁な期限変更や緩和期間の長期化を連邦準備制度も経験している．

日本政府が発行するインフレ連動債には，2013 年 4 月に償還時の元本保証（フロア）が設けられたため，2013 年以降の同債にはデフレのプットオプション価値が追加されている．また，物価連動国債から推定されるインフレ率にはインフレリスクプレミアムが含まれることも勘案して試算している．
（22）
予想インフレ率については米国では既に 2％程度にアンカーされていることがほぼ前提になっているという差異があることには留意が必要である．
（23）
連邦準備制度公開市場操作委員会の各委員の経済物価見通しの公表は，2007 年 10 月から開催後 3 週間後に議事録とともに公開され，また，2011 年 4 月から開催後の議長
記者会見時に公表されることになった．それまでは，事務局の経済物価見通しが開催 5 年後に公開されていた．

（21）

3 ．3 ．1 政策が発する情報効果
米国では，連邦準備制度が経済の将来について
高い予測力をもっていることや，連邦準備制度の行う金利政策やフォワードガイダンスの中に民間が知り得ていない情報や集約された情報があると受け取られるとその情報が民間の期待や行動に働きかける情報効果が，知られている．
米国連邦準備制度の持つ高い予測力や民間による政策からの情報の読み取りについての研究の嚆矢は，Romer and Romer（2000）である．連邦準備制度と民間の間に情報の非対象性があるかど
うか，両者の GDP デフレーターに関するインフ
レ予測（民間等予測集計機関にもよるが，概ね1960 年代から 1995 年まで）を，公開された連邦準備制度の予測情報（Greenbook）を用いて比較することにより検証した（23）．その結果，連邦準― 18 ―

No. 19 2019

備制度は，民間商業銀行がもっているより，相当に多くの将来のインフレ率にかかわる情報を有していることがわかり，さらに連銀の金利変更が連
邦準備制度が有する情報のシグナルを提供していることやそれを用いて商業銀行が予測を変更させていることも明らかになった．この研究結果から，短期金利の引き締めという緊縮的金融政策への変更が，通常の経済理論から期待される方向とは異なり，かえって長期金利の上昇を招くということを説明できるとした．
この研究を追って，連邦準備制度の行う政策
変更のもたらす情報に関する効果について，一連の研究がなされている（Lunsford（2018）及びNakamura and Steinsson（2018）を参照）．金融
政策変更は，変更された手段を通じた意図した効果のみならず，政策変更の際に中央銀行だけが有する情報や中央銀行によって集約された情報が開示されるという情報効果（information effect）をも通じて効果を発揮することが明らかになってきた．連邦準備制度関係者においても，その政策決定文などの情報提供が，政策変更の方向性（policy
inclination）を示す側面と，経済の見通しに対する情報を伝える側面の両面の特性があることが認識されている（Kohn and Sack（2003））．
この情報効果は，政策意図に反した期待形成を促す効果と景気への影響があることが指摘されている（Lunsford（2018））．連邦準備制度の声明がリスクを解説するだけで政策方向に対して明確な方向性に欠ける局面では，突然の短期金利引き上げの政策決定は，民間の経済物価見通しを上方に改訂させ，景気拡張的な効果がある．これは，主に，民間が知らなかった経済好転があるとの情報を読み取る，情報効果が発現するからである．他
方，声明が政策方向性を示している時期では，たとえばデフレに陥ることを回避するために従前の政策慣行からするとより長く緩和方向を維持するとの示唆を行ったあとの局面であれば，情報効果の経路とは別に本来の主流的経済モデルから導かれる効果が発現する経路があり，金利が引き上げられた場合に民間による経済物価見通しの下方改訂が行われ，景気抑制的な効果が発現される．
2000 年から 2006 年の期間について，2003 年 8 月のフォワードガイダンスが初めて導入され「政策緩和は相当の期間維持される」との異例の文言が挿入された時期を境に二分割し，こうした局面による相違を，連邦準備制度の公開市場操作委員会の声明文による金利，株価，経済予測に対する効
果について実証している．中央銀行当局が，フォワードガイダンスから生じるどちらの側面を中心に用いるかにより相違が生ずるとしている（24）．
より厳密なイベントスタディを行った研究（Nakamura and Steinsson（2018））もある．公開
市場操作委員会の声明公表直後の 30 分間の市場の呼び値（tick）毎の取引（2000 年から 2014 年の定例公開市場操作委員会後，2008 年 7 月から 2009年 6 月を除く）を対象として分析した．期待されない政策金利引き上げは，名目金利と実質金利にほぼ一対一対応の上昇をもたらし，数年にわたり金利の期間構造に発現している．インフレ期待へ
は短期的にはほぼ影響がない．この時，期待産出
経路（ブルーチップ予測による月次予測）も同時に上昇していることから，貨幣の中立性が生じているのではなく，情報効果が観察されたとしている．さらに，期待されない金利上昇の一部には自然利子率上昇と民間が理解する部分があると仮定
し，政策ショックの分析を行うと，伝統的に期待される金利操作の効果と，情報効果から生ずる効果（金利が高くなるほど経済ファンダメンタルズ
について楽観的な見通しと受け取る経済拡大的な効果）の双方を確認している．

月次データを用い，各従属変数を金融政策ショックに回帰させたイベントスタディーのため，連邦準備制度の経済物価見通し公表開始以前であること，世界金融危機前の時期であることなどを考慮しても，金融政策ショック
以外の要因の影響の可能性は排除できない．

（24）― 19 ―

3 ．3 ．2 デ ルフィ型フォワードガイダンスの期待への影響
政策意図と異なる効果が中央銀行によるフォワ
ードガイダンスから生じうることが，そのオデッ
セイ型とデルフィ型への分類に関連しても，議論されている（Campbell et.al（2012），Campbell
et. al（2017））．フォワードガイダンスの進め方によっては，デルフィ型と受け止められるか，オデッセイ型と受け止められるかの差異が生じ，意図した政策効果に逆行する期待形成と景気への効果が働くメカニズムを実証している．
政策変更が，民間の知り得ない経済情報にもとづいて行われていると受け取られ，先行きの経済情勢との明確な関連づけがない場合には，デルフ
ィ型と受け取られることがある．すると，その政策変更をもたらす原因となった経済情勢を民間は予測してしまい，政策変更の意図した方向とは逆の予想を立てることになる．このため，金融引き締めの政策決定ニュースが，金利の上昇期待とともに，直感には反する予測インフレ率の引き上げと予測失業率の引き下げをもたらすことを確認しファイナンシャル・プランニング研究ている．政策変更には予想形成の同時決定的な側面を伴うので，状況によって民間主体は金利変更を迫る情勢の予測を考え出すと指摘する．この分類を応用し動学一般均衡モデルを用いて，インフレ率が高かった 1994 年以前の米国金融市場におけるエコノミストの予想について分析すると，政策金利変更にデルフィ型の情報発信の効果がある
ことが確認されている（Melosi（2016））．インフ
レ期待が強いときに，金利の引き上げを続けるとインフレ期待を高める効果があった．
3．
3．
3 フ
 ォワードガイダンスの期限の先送りと長期化
米国でのフォワードガイダンス政策は，2003
年 8 月から 12 月にかけてインフレ率が望ましくない水準に低下しデフレに陥りかねない懸念が生じた際に，1％という当時としては低い政策金
利誘導目標を「相当の期間」（for a considerable
period）維持することを公開市場操作委員会の声
明文で明らかにしたものが最初と思われる．その後も，世界金融危機とその後の景気後退を克服するために，フォワードガイダンス政策を活用してきた．しかし，景気回復が想定よりおくれがちなことを受けて，連邦準備制度のフォワードガイダ
ンスにおいて，2011 年夏から 2012 年夏までの間に，低金利が続くとした期間を半年おきに先送り
し時間軸の長さも一年延ばした上で，2015 年半
ばまでとした経緯がある．こうしたフォワードガ
イダンスの頻繁な修正やその長期化は，その政策の信頼と効果を損ねることになった側面があると指摘されている（木内（2018）p232）．
3．
3．
4 中
 央銀行と民間との間の認識の枠組みの組み合わせ以上でみた情報効果やデルフィ型のフォワード
ガイダンスの効果の議論と，ネオ・フィッシャリ
アンの議論は，長期にわたり金利をゼロ近傍に固定するような政策を行った後では金利を引き上げることがインフレ期待引き上げにつながるとする
点で，主張に共通する点がある．しかし，その作用機序は異なり，常に処方箋が一致するわけでなはないことに留意が要る．中央銀行と民間のそれ
ぞれの経済認識の枠組みが同じかどうか，つまり，従前の主流的な経済学に基づくのか，ネオ・フィッシャリアンの経済学に基づくのか，ということにも左右されるからである（25）．情報効果は，（25）

民間銀行がマイナス金利の収益縮小の効果を重視する点
で認識の枠組みが中央銀行と異なる場合に生じる齟齬なども該当しうる．

― 20 ―

同じ枠組みのもとで，いわば「裏」を読むことから生じる作用である．他方，ネオ・フィッシャリ
アンは，主流的な経済学と認識の枠組みが異なり，短期的な貨幣錯覚による効果を捨て，長期のフィッシャー方式の左辺からの作用を重視する認識である．
デフレ脱却のために中央銀行が緩和（インフレ
期待引き上げ）を企図したとする仮説的な例で考えてみる．まず，中央銀行はネオ・フィッシリャ
アンの枠組みに基づき，民間は従前の主流的な経済学の枠組みに基づくとしよう．このとき，中央銀行は期待インフレ率引き上げのために金利引き上げを行う．民間は，金利引き上げから情報効果を大きく取り出せば，景気が良くなるのだと憶測
して期待インフレ率を上げる．両者の認識の枠組
みが異なるときに，双方の経路からの政策効果が政策企図とたまたま整合的になる．つぎに，両者ともネオ・フィッシャリアンの認識の枠組みに基づいて行動するとしよう．中央銀行はやはり金利を引き上げる．民間は，この場合の情報効果を考えると，金利の引き上げからむしろデフレ期待は
それほど強いのかと憶測しインフレ期待を下げるという効果になる．両者が同じ認識の枠組みであると，双方の経路の効果は，逆方向になる．
企図した政策効果を発現させるためには，情報効果のような本来の政策企図と異なる向きの効果
経路が存在する場合は，政策の発信の方法だけでなく，受け手の民間がどのような枠組みで行動しているかの前提も鍵になる．20 年に及ぶ非伝統的政策の経緯を共に経験し，中央銀行だけが新しい認識に立つとは限らない．
3 ．4 長 期非伝統的金融政策下で期待インフレ率に働きかける経路の理解
フォワードガイダンスをはじめとして非伝統的金融政策下で特に期待に働きかけてきた政策の効果をみたが，企図された効果が得られていない．
期待インフレ率に非伝統的金融政策からより有効に働きかける方策の理解には，以下の点が鍵となる．
① 期待インフレ率へ一定の効果があるが限界がある．
フォワードガイダンスなど非伝統的金融政策は期待インフレ率引き上げに一定の効果があったがそれだけで 2％物価安定目標は達成することはこれまでのところ困難であった．当初の期待インフ
レ率動向や分析をみるに，金融政策が期待に作用した時期がありその要因を点検することは有意義である．フォワードガイダンスの一環としての目
標設定，明確な見通しなどが一定の環境のもとでNo. 19 2019

有効だった可能性がある．他方，期待を形成するメカニズムに適合的な期待形成の要素が強いこと
や，長引くデフレ経験期間が各世代の低インフレ
期待を強めることは懸念になる．期待形成メカニ
ズムの変化についてもさらなる理解がいる．金融政策以外の要素も期待に作用していることには留意が必要である．
② 政策や見通しからそれ以上の情報を民間が読み取ろうとする．
米国の連邦準備制度の情報効果やデルフィ型のフォワードガイダンスの議論を踏まえると，民間主体は，中央銀行の政策や公表事項を正面から受け取るだけでなく，その背景にある中央銀行の情報をも推論したうえで期待形成し行動している．
日本のマイナス金利導入時には，むしろ期待イン
フレ率の下落が生じていたことが，イベントスタ
ディなどから確認できる．民間が政策の意図ではなく，背後にある中央銀行の情勢認識を読み取り反応したおそれがある．
こうした民間の情報効果等の反応は，政策当局の企図に反した方向になる．この政策企図に反する効果経路は，民間と中央銀行の認識の枠組みが異なれば，政策企図と同じ方向に作用しうる．
民間において，どのような認識の枠組みや憶測の下で期待形成がなされているのかなどを考慮し，政策企図の適切な伝達のための運営（26）が必要である．
③ 見通し等政策公表情報と民間期待との乖離が生じる．
フォワードガイダンスの一環として公表している経済物価見通しは，政策の説明責任向上に貢献することが期待され，政策のコミットメントを補完する役割がある．決定した政策を前提としながら，市場の織り込みを参考にして作成するとされる経済物価見通しは，数値で多様な情報を四半期おきに発信できる仕組みになっている．これまでの経験をみると，経済物価見通しと民間の期待との間に乖離が生じ（27），それがポジティブな効果を発揮した局面もあった．②とも関連して，変更の効果を含め民間への情報上の効果を分析した上で，本来の政策企図を適切に伝えるために見通し
Coeure（2018）は ECB 理事の経験から，フォワードガイ
ダンスなど市場とのコミュニケーションにおいて，市場の反応関数を常に想定したガイダンスの実施やその定期的・必要に応じた点検を基礎にすることを提言している．
（27）①量的質的金融政策採用時に物価見通しが一段と引き上げられたこと，②当初高い物価見通しを掲げ最終的に引き下げられる傾向があること，③民間の見通しが下がる
政策局面でも下がらないこと，④早めの目標達成時期を掲げ改訂すること，などの乖離が観察された．
（26）

をどう利用していくか理解が期待される（28）．
4 ．むすび日本では，デフレ脱却をめざして期待インフレ率を引きあげるため，ゼロさらにはマイナス金利と大量資産購入を柱とする非伝統的金融政策が長期に実施されてきた．一定の成果はあったが，2％物価安定目標達成までの成果には結びついていない．近時はむしろ，金利を引き下げることがか
えって物価を引き下げているとする見解（ネオ・フィッシャリアン）や，フォワードガイダンスの強化がインフレ期待をかえって抑制しているという指摘があり，長期的な非伝統的金融政策のもとで，所期の効果とは逆向する効果が惹起されかねないとの疑問が呈されている．そうした見解・指摘の背景や最近の研究を整理し，非伝統的金融政策の期待インフレへの効果についての論点を提示した．
このうち，名目金利とインフレ率の関係については，過去の統計的傾向を時系列分析で観察すると，最近時を含めるほどインフレ率の変動に対し名目金利は部分的にしか変動しておらず，一部は実質金利の逆方向の変化に対応していることがう
かがえる．主流的なニューケインジアンのモデル
では，名目金利の上昇が期待インフレ率を引き上げるかどうかは期待形成がフォワードルッキング
かどうかに依存するとされ，期待形成がバックワ
ードルッキングであるほど，ネオ・フィッシャリ
アンの想定するような状況が生じにくい．適合的な期待が強いとされる日本では，金利引き上げが期待インフレ率上昇に結びつきにくい可能性がある．主流的な理論モデルからは，ネオ・フィッシ
ャリアン的な状況が支持しにくい．
期待インフレ率への非伝統的金融政策の働きかけをみると，日本銀行は，フォワードガイダンス
をはじめとした政策努力とともに，経済物価見通しの性格を変遷させながらその充実を図ってきた．2013 年以降の期待インフレ率の動向をみると，初期には期待インフレ率の高まりがみられたが，2015 年夏以降は期待インフレ率が弱含み，物価安定目標 2％にはいたらず，政策や見通しの白川（2008）では「中央銀行は金融政策の運営方針を決定するために経済予測を行う必要があるが，その経済予測を行うためには，金融政策の運営方針について何らかの前提を置く必要があるという関係に立たされている．中央銀行の予測には従来からそうした難しさはあったが，金融政策運営の透明性を強く求められるようになったことから，この問題がより現実的になっている．」（p218）と指摘した上で，市場に織り込まれた金利，望ましい政策金利経路との関係などを論じている．

（28）― 21 ―

ファイナンシャル・プランニング研究変更がされてきた．マイナス金利導入時には，日本銀行の当初の物価見通しが維持されるなかで，むしろ期待インフレ率の下落が生じていたことが，イベントスタディなどから確認できる．民間が政策の意図ではなく，背後にある中央銀行の情勢認識を読み取り反応したおそれがある．米国では，連邦準備制度の政策変更時に，民間が中央銀行の予測力を別途に読み込む情報効果が生じる場
合や，デルフィ型のガイダンスと受け取られ政策方向に反する予測形成を促す場合があり，結果として政策の企図に反する景気への効果が発現する経路が確認されている．民間の情報効果等の反応
は，政策当局の企図に反した方向になる．この政策企図に反する効果経路は，民間と中央銀行の認識の枠組みが異なれば，政策企図と同じ方向に作用しうる．フォワードガイダンスを含む政策と期待インフレ率に関しての経験を踏まえ，非伝統的政策からの働きかけには一定の効果があるが限界があること，民間は政策や見通しからそれ以上の情報を読み取ろうとすること，経済物価見通し等
政策公表情報と民間期待との間に乖離が生じることについて，さらに知見が蓄積されることが望まれる．
ゼロ金利制約に直面している非伝統的金融政策
下では，民間の抱く期待への働きかけが最も有力な政策波及経路と考えられ（29），デフレの克服に引き続き取り組むためには，非伝統的金融政策の長期継続実施とインフレ期待形成の関係についてよく理解する必要がある．
「後から振り返ると必然であるかのように見える経済の経路も，その時点では多くの可能性のひとつにすぎない．」（白川（2018）p7）と言われるように，政策決定時点の不確実性，特に明瞭ではない民間の期待や反応を前提にとられる非伝統的金融政策の有効性を高めるためにはこうした理解の充実が欠かせない．
本稿では，名目金利と期待インフレ率を中心に議論したが，それら以外にも，長期にわたる非伝統的金融政策のもとで関係が変化しているおそれのある重要な関係がある．一つは，企業の価格設定から決まる総供給曲線側の形状変化である（30）．
財サービスの需給と期待インフレの関係，長期的な供給面での期待インフレ率水準などの変化がある．本稿は金融政策から規定される総需要曲線側だけを議論した．二つに，貸し出しなどの実物経済への政策波及経路が長期化に伴ってどう変化しているかである．特に，長期化によりキャピタル
ゲインの元手が無くなり，加えてイールドカーブの形状から，金融仲介機能が縮小している恐れがある（31）．
目標と手段との関係についてのよりよい理解を得て，デフレのリスクを防ぐために適切な政策をとることができる．
参考文献
Badillo, R. Reverte, R., and Rubio, E.（2011）“The
Fisher Effect in the EU Revisited: New
Evidence using Panel Cointegration Estimation
with Global Stochastic Trends,” Applied
Economic Letter, 18, pp.1247-1251.
Bank of International Settlements, Committee
on the Global Financial System （2019）“Unconventional Monetary Policy Tools: a
Cross-Country Analysis,”CGFS Papers No63.
Bowman, D. Cai, F., Davies, S. and Steven, K.
（2015）“Quantitative Easing and Bank
Lending: Evidence from Japan,”Journal ofInternational Money and Finance, 57, pp.15-30.
Brunnermeier, M and Koby, Y. （2019）“The
Reversal Interest Rate,”IMES Discussion
Paper Series. 2019-E-6（31）

他には，資産購入に伴う長期の金利やリスクプレミアムの低下を通じた効果がある．
（30）
渡辺（2019）は金融学会で「企業のプライシングパワーを回復させることにより価格硬直性を正常な水準に戻す
こと，つまり総供給曲線の傾きをきつくすること」を提示している．
（29）― 22 ―

政策金利がある範囲を超えると，その引き下げが貸し出し金利の引き上げを生じかねないリバーサル・レートが存在することが指摘されている（Brunermeier and Koby
2019）
．リバーサル・レートは内生的であり，これを左右するひとつの大きな要因として，銀行保有の国債等債券から生じるキャピタルゲインがある．長期金利がいったんゼロ下限に至ればキャピタルゲインがなくなること，長期大量買い入れが続けば銀行保有国債が大幅に減じることから，リバーサル・レートが経時的に上昇する経路がある．また，非伝統的金融政策による緩和政策のもとでの貸し出し増加についての研究では，パネルデータでみると，現預金等の流動性が高まるほど貸し出しが増加しており，その効果は認められるが小さな効果しかないとされる（Bowman et. al（2015）, Montogomery et. al（2019））．
正確に超過当座預金残高を推計した Shioji（2019）によれ
ば，平均的には超過準備残高増加は貸し出しをわずかに増加させるが，個別行におりて精査すると信用力のとぼ
しい行が中心となって当座預金準備残高増加にともない貸し出しを延ばしていたことが認められている．新たな超過準備にマイナス金利が導入されたことを「実験」として分析すると，適用行では貸し出し残高の減少が認められる（Gunji 2018）．長短金利差の銀行収益への影響もある．住宅ローン借り換え一巡による家計負債軽減効果の逓減なども経路依存性の可能性がある．

No. 19 2019Campbell, J.R., Evans, C.L., Jusitiano, A., andMelosi, L.（2017）“Forward Guidance andMacroeconomic Outcomes since the Financial
Crisis,”Macroeconomic Annuals 2017, pp.283299.
Campbell, J.R., Evans, C.L., Fisher J.D.M. andJusitiano, A（2012）“Macroeconomic Effects ofFederal Reserve Forward Guidance,”Brookings
Papers on Economic Activity，44（1）,pp1-80.
Christensen, J. and Spiegel M.（2019a）“Assessing
Abenomics: Evidence from Inflation-IndexedJapanese Government Bonds,”Federal Reserve
Bank of San Francisco Working Paper Series,
WP2019-15.
Christensen, J. and Spiegel M.（2019b）“Negative
Interest Rate and Inflation Expectations inJapan,”Economic Letter, Federal Reserve
Bank of San Francisco Aug.26.
Cochrane J. H. （2014）“The Neo-Fisherian
Question,”‘The Grumpy Economist’blog,
2014. November, 6th, https://johnhcochrane.
blogspot.com/2014/11/the-neo-fisherianquestion.html,（2020/01/17 閲覧）
Coeure, B.（2018）“Forward Guidance and Policy
Normalization,”speech by the Member of the
Executive Board of the ECB, at the Deutsches
Institut für Wirtschaftsforschung, September
17th, 2018.
Dell’
Ariccia, G. , Rabanal P. and Sandri D.（2018）“Unconventional Monetary Policies in theEuro Area, Japan, and the United Kingdom,”
Brookings Institute, Hutchins Center Working
Paper # 4 8.
DelNegro, M., Marc Giannoni, M., and Patterson, C.
（2013）“The Forward Guidance Puzzle,”Federal
Reserve Bank of New York Staff Report, 574.
Diamond J., Watanabe K., and Watanabe T.（2019）“The Formation of Consumer Inflation
Expectations: New Evidence From Japan’sDeflation Experience,”International Economic
Review, 61（2）,pp.241-281.
Eggertsson, G. B. and Woodford M.（2003）,“TheZero Bound on Interest Rates and Optimal
Monetary Policy,” Brookings Papers on
Economic Activity, 34（1）,pp.139-211.
Ehrmann, M. Gaballo, G, Hoffmann, P., and Strasser,
G.（2019）“Can more Public Information Raise
Uncertainty? The International Evidence
on Forward Guidance,”Journal of Monetary
Economics, 108, pp.93-112.

Evans, G. and McGough（2018）“Interest-Rate
Pegs in New Keynesian Models,”Journal of
Money Credit and Banking, 50（5）,pp.939-946.
Everaert, G. （2014）“A Panel Analysis of theFisher Effect with an Unobserved （1）I
World
Real Interest Rate,”Eonomic Modelling, 41,
pp.198-210.
Federal Reserve Board of Governors（2018）“Reviewof Monetary Policy Strategy, Tools, andCommunications”, https://www.federalreserve.
gov/monetarypolicy/review-of-monetarypolicy-strategy-tools-and-communications.htm,（2020/1/17 閲覧）
Fukuda, S. and Soma N.（2019）“Inflation Target
and anchor of Inflation Forecasts in Japan,”
Journal of the Japanese and International
Economies, 52, pp.154-170.
Fukuda, S.（2015）“Abenomics Why was it so
Successful in Changing the Market
Expectations?”Journal of the Japanese andInternational Economies, 37, pp.1-20.
Garcia-Schmidt, M. and Woodford M.（2019）“Are
Low Interest Rates Deflationary? A Paradoxof Perfect-Foresight Analysis,” American
Economic Review, 109（1）,pp.86-120
Garin, j., Lester R., and Sims, E.（2018）“Raise
Rates to Raise Inflation? Neo-Fisherianism
in in the New Keynesian Model,”Journal of
Money Credit and Banking, 50（1）,pp.243-249.
ガートラー , マーク（2017）「フォワードガイダン
スの有効性の再検討：日本からの教訓」『金融研究』36, pp.47-70.
Gunji, H.（2018）“Did BOJ’s Negative interest rate
Policy Increase Bank Lending?”RIETI DP,
18-E-086.
Hattori, M. and Yetman, J.（2017）“The Evolutionof Inflation Expectations in Japan,”Journal of
the Japanese and International Economies, 46,
pp.53-68.
Honda, Y.（2014）“The Effectiveness of Nontraditional
Monetary Policy: The Case of Japan,”TheJapanese Economic Review, 65（1）,pp.1-23.
Honda, Y. and Inoue H.（2019）“The Effectivenessof the Negative Interest Rate Policy in Japan:
An Early Assessment”,Journal of the Japaneseand International Economies, 52, pp.142-153.
Ito, T. （2009）“Fisher Hypothesis in Japan:
Analysis of Long-term Interest Rates underDifferent Regimes,”The World Economy, 32,
pp.1019-1035.

― 23 ―

ファイナンシャル・プランニング研究

Jensen, M.（2009）“The Long-Run Fisher Effect:
Can It Be Tested?,”Journal of Money Credit
and Banking, 41（1）,pp.221-223.
木内登英（2018）『金融政策の全論点』東洋経済新報社 .
Koeda, J. （2019）“Macroeconomic Effects ofQuantitative and Qualitative Monetary Easing
Measures,” Journal of the Japanese andInternational Economies, 52, pp.121-141.
Kohn, D. and Sack, B. （2003）“Central Bank
Talk: Does It Matter and Why?”Board ofGovernors of Federal Reserve System, Financeand Economics Discussion Series, 2003-55.
Krugman, P.（1998）,“It’s Baaack: Japan’s Slumpand the Return of the Liquidity Trap,”
Brookings Papers on Economic Activity, 28（2）,
pp.137-187.
黒田東彦（2016）「「マイナス金利付き量的・質的金融緩和」への疑問に答える」,読売国際経済懇話会における講演，2016 年 3 月 7 日
Lombardi, D., Siklos, P., and Amand S. St.（2018）“A Survey of the International Evidence
and Lessons Learned about Unconventional
Monetary Policies: is a New‘Normal’in our
Future?,”Journal of Economic Surveys, 32（5）,pp.1229-1256.
Lunsford, K. G.（2018）“Understanding the Aspectsof Federal Reserve Forward Guidance,”
Federal Reserve Bank of Cleveland, Working
Paper 18-15.
中村康治・長江真一郎（2008）「経済物価見通しの不確実性と中央銀行のコミュニケーション」『日
本銀行レビュー』2008 年 6 月 6 日, 2008-J-3
Maddala, G.S. and Wu, S.（1999）“A Comparative
Study of Unit Root Tests with Panel Dataand a New Simple Test,”Oxford Bulletin of
Economics and Statistics, 61, pp.631-652.
Mckay, A., Nakamura E., and Steinsson J.（2016）“The Power of Forward Guidance Revisited,”
American Economic Review, 106（10）, pp.31333158.
Melosi, L.（2017）“Signaling Effects of Monetary
Policy,”Review of Economic Studies, 84,
pp.853-884.
Mishkin, F.（1992）“Is the Fisher Effect for Real?”
Journal of Money Credit and Banking, 30,
pp.195-215.
宮尾龍蔵（2007）「量的緩和政策と時間軸効果」『国民経済雑誌』195（2）,pp.79-94.
宮尾龍蔵（2016）『非伝統的金融政策』有斐閣 .

宮尾龍蔵（2017）『マクロ経済学 第二版』新世社 .
Miyao, R. and Okimoto T.（2017）“The Macroeconomic
Effects of Japan’s Unconventional Monetary
Policies,”RIETI Discussion Paper Series, 17E-065
みずほ総合研究所（2019）「日銀金融緩和の課題と展望（基調報告）～超低金利長期化を巡る論点」『みずほ総研コンファレンス資料』, 2109 年 1 月
24 日
Montgomery, H. and Volz, U. （2019）“The
Effectiveness of Unconventional Monetary
Policy in Japan,”Journal of Economic Issues,
LIII（2）,pp.438-449.
内閣府（各年）「中長期の経済財政に関する試算」，
経済財政諮問会議提出資料，1 月および 7/8 月．
内閣府（2016）『世界経済の潮流Ⅱ』第一章第二節，https://www5.cao.go.jp/j-j/sekai_chouryuu/sa1602/s2_16_1_2.html,（2019/01/17閲覧）
Nakamura, E. and Steinsson, J. （2018）“HighFrequency Identification of Monetary NonNeutrality: The Information Effect,”Quarterly
Journal of Economics, 133（3）,pp.1283-1330.
西野孝佑・山本弘樹・北原 潤・永幡 崇（2016）「「量的・質的金融緩和」の 3 年間における予想物価上昇率の変化」『日本銀行レビュー』，2016 年
10 月, 2016-J-17.
日本銀行（各年）「経済・物価の将来展望とリスク
評 価 」（ 年 2 回 ） http://www.boj.or.jp/mopo/
outlook/gor0010.htm/,（2020/01/17 閲覧）
日本銀行（各年）「経済・物価情勢の展望」（年 4 回）
http://www.boj.or.jp/mopo/outlook/index.
htm/,（2020/01/17 閲覧）
日本銀行（2016）「「量的・質的金融緩和」導入以降の経済・物価動向と政策効果についての総括的な検証」2016 年 9 月 21 日.
http://www.boj.or.jp/announcements/release_2016/rel160930d.pdf 2016,（2020/01/17 閲覧）
日本銀行企画局（2015）「「量的・質的金融緩和」：2
年間の効果の検証」『日本銀行レビュー』2015
年 5 月 2015-J-8
沖本竜義（2017）「日本における期待インフレ率の変遷」，内閣府経済社会総合研究所，『経済分析』, 193, pp.197-225.
Ozkan, B. and Ari, A.（2015）“Does the Fisher
Hypothesis Hold for the G7? Evidence fromthe Panel Cointegration Test,”Economic
Research, 28（1）.pp.271-283.
Reifschneider, D. and Williams. J. C. （2000）
Three Lessons for Monetary Policy in a Low
Inflation Era,”Journal of Money, Credit and― 24 ―

No. 19 2019

Banking, 32（4）,pp.936–66.
Romer, C. and Romer D.（2000）“Federal Reserve
Information and the Behavior,” American
Economic Review, 90（3）,pp.429-479.
Schmitt-Grohe, S. and Uribe, M.（2017）“Liquidity
Traps and Jobless Recoveries,” American
Economic Journal: Macroeconomics, 9（ 1）,
pp.165-204.
白井さゆり（2014）「日本銀行の金融緩和とコミュ
ニケーション政策 〜サーベイ調査に基づくレビュー〜」2014 年 2 月 27 日コロンビア大学における講演の邦訳 .
白川方明（2008）『現代の金融 理論と実際』日本経済新聞社 .
白川方明（2018）『中央銀行』東洋経済新報社 .
菅沼健司・丸山聡崇（2018）「日本のインフレ予想
カーブの推計」，『日本銀行ワーキングペーパーシリーズ』, No.19-J-4.
Toyoshima, Y. and Hamori, S. （2011）“Panel
Integration Analysis of the Fisher Effect:
Evidence from the US, the UK and Japan,”
Economic Bulletin, 31, pp.2674-2682.
Tsong, C.-C. and Lee, C.-F. （2013）“Quantile
Cointegration Analysis of the Fisher
Hypothesis,”Journal of Macroeconomics, 35,
pp.186-198.
植田和男（2005）『ゼロ金利との闘い』日本経済新聞社
植田和男（2012）「非伝統的金融政策の有効性 : 日本
銀行の経験」2011 年 5 月 22 日日本経済学会会長講演，『現在経済学の潮流 2012』東洋経済新報社 pp.3-32.
鵜飼博史（2016）「量的緩和政策の効果：実証研究のサーベイ」『日本銀行ワーキングペーパーシ
リーズ』No.06-J-14
Uribe, M.（2019）“The Neo-Fisher Effect: Econometric
Evidence from Empirical and Optimizing
Models,”Revised Version of NBER WP 25089
Walsh, C.（2019）“Monetary Theory and Policy,”th4 edition, MIT Press.
Westerlund, J.（2008）“Panel Cointegration Testsof the Fisher Effect,” Journal of Applied
Econometrics, 23, pp.193-233.
Williamson, S. D.（2016）“Neo-Fisherism, A Radical
Idea, or the Most Obvious Solution to the LowInflation Problem,”The Regional Economist,
July 2016, 5-9
Xiao, Z.（2009）“Quantile Cointegration Regression,”
Journal of Econometrics, 150, pp.248-260.

― 25 ―

編集委員会付記
本論文は編集委員会の依頼によるもので，査読プロセスを経ずに掲載したものである．