Silviase/jgov_v1.4_full_ann huggingface dataset:
(单位円)

研究代表者名	所属研究機関名	役職	研究課題名	交付決定額	平成25年度交付額	平成25年度前倒し交付額	未交付額	平成25年度補助金交付額
西 大輔	独立行政法人国立精神・神経医療研究センター	その他	妊娠における心身の健康増進に向けたオメカ3系脂肪酸による無作為化比較試験	6,500,000	5,200,000	0	1,300,000	4,550,000
甲斐田 幸佐	独立行政法人産業技術総合研究所	研究員	レム断眠が感情記憶に及ぼす効果検証	6,500,000	4,550,000	0	1,950,000	3,770,000
菅原 順	独立行政法人産業技術総合研究所	研究員	動脈硬化の加齢変化の個人差を生むメカニズムの解明-10年間の追跡に基づく検討-	6,500,000	6,500,000	0	0	7,540,000
館野 浩章	独立行政法人産業技術総合研究所	研究員	幹細胞糖鎖の機能解析と再生医療に貢献する新規糖鎖工学技術の開発	6,500,000	4,810,000	0	1,690,000	4,030,000
細川 千絵	独立行政法人産業技術総合研究所	研究員	集光レーザー掛動による神経細胞ネットワークダイナミクスの解明	6,500,000	5,850,000	0	650,000	5,070,000
堀 知行	独立行政法人産業技術総合研究所	研究員	地下圈炭素・エネルギー動態に関与する中核微生物群の同定と新機能解明	6,500,000	6,240,000	0	260,000	5,590,000
都 英次郎	独立行政法人産業技術総合研究所	研究員	化学修飾ナノカーボンを活用した新規細胞機能制御技術の開発	6,500,000	4,810,000	0	1,690,000	3,900,000
山口 有朋	独立行政法人産業技術総合研究所	研究員	セルロースから化学品への直接合成を実現する環境調和型触媒反応システムの構築	6,500,000	6,500,000	0	0	11,440,000
呂 国偉	独立行政法人情報通信研究機構	研究員	Hybrid Approach for Generating High-order QAM	6,500,000	5,590,000	0	910,000	4,810,000
野々村 拓	独立行政法人宇宙航空研究開発機構	助教	超音速噴流から発生する非線形音響波の発生機構の解明と定量的予測	6,500,000	6,500,000	0	0	8,450,000
林 良樹	大学共同利用機関法人自然科学研究機構（岡崎共通研究施設）	助教	シヨウジョウバエ始原生殖細胞におけるミトコンドリア品質管理機構の解析	6,500,000	5,980,000	0	520,000	5,330,000
渡辺 健	公益財団法人鉄道総合技術研究所	研究員	局所破壊情報を利用したPC部材の長期供用性能の評価	5,000,000	3,800,000	0	1,200,000	3,200,000
郷 康広	大学共同利用機関法人自然科学研究機構（新分野創成センター）	准教授	ヒトを特徴づけるゲノム基盤解明のための脳比較トランスクリプトーム・エピゲノム研究	6,500,000	6,500,000	0	0	7,800,000
大崎 寿久	公益財団法人神奈川科学技术研究機構（岡崎共通研究施設）	研究員	物質・情報・エネルギー交換機能を付与した細胞サイズプロテオリポソームアレイの構築	6,500,000	6,240,000	0	260,000	5,460,000
川口 慎介	独立行政法人海洋研究開発機構	研究員	あらゆる環境のメタンの起源を推定するための炭素・水素安定同位体指標確立	6,500,000	5,330,000	0	1,170,000	4,680,000
渋谷 岳造	独立行政法人海洋研究開発機構	研究員	地球史を通じた大気海洋ニ酸化炭素濃度変動	6,500,000	6,240,000	0	260,000	5,460,000
山田 浩之	防衛大学校（総合教育学群、人文社会科学群、応用科学群、電気情報学群及びシステムエ）	講師	インデンテーションによる動的構成式定数の導出方法の開発	5,000,000	4,000,000	400,000	1,000,000	3,000,000
福井 幸太郎	公益財団法人立山カルデラ砂防博物館	その他	飛騨山脈北部での氷河分布の全貌の把握と氷河の特性の解明	6,500,000	3,250,000	0	3,250,000	2,470,000
島山 慶一	静岡県立静岡がんセンター（研究所）	研究員	FFPE組織とがん細胞株を利用したがん鉾細胞とその微小環境のプロテオミクス解析	6,500,000	3,510,000	0	2,990,000	2,600,000
木山 幸子	独立行政法人国立長寿医療研究センター	その他	高齢者の発話行為の理解と記憶定着における動機機能：脳機能イメージング研究	5,590,000	2,990,000	0	2,600,000	0
斎藤 民	独立行政法人国立長寿医療研究センター	その他	独居高齢者の要介護化に関する実証研究：同居者のいる高齢者との比較から	6,500,000	1,300,000	0	5,200,000	390,000
田村 朋美	独立行政法人国立文化財機構奈良文化財研究所	研究員	東アジアにおける「西のガラス」の流通からみた古代の物流に関する考古科学的研究	6,500,000	1,950,000	0	4,550,000	910,000
増子 拓紀	日本電信電話株式会社NTT物性科学基礎研究所	研究員	単一100アト紗バルスを用いた超高速コピレント制御	6,500,000	5,200,000	0	1,300,000	4,420,000
吉田 和子	株式会社国際電気通信基礎技術研究所	研究員	集团意思決定の計算モデルの構築と脳機能の解明	6,500,000	3,640,000	0	2,860,000	2,860,000
若手研究（A）合計	393件	（うち前倒し請求課題数16件）	2,538,680,000	1,942,130,000	20,690,000	596,550,000	2,027,930,000
# 昭和55年度国税収納金整理資金受払計算書

(第 96 回 国 会 提 出)
# 昭和55年度一般会計大蔵省所管国税収納金整理資金受払計算書

昭和55年度における

資金への収納済額は

27,720,420,399,622 円

であつて

資金からの支払命令済額は

844,489,079,894 円

であり

資金からの一般会計等の歳入への組入額は 26,837,519,499,012 円

である。

したがつて、資金への収納済額から、資金からの支払命令済額及び一般会計等の歳入へ

の組入額

27,682,008,578,906 円

を差し引くと

38,411,820,716 円

の残余を生ずる。

この残余資金は、主として国税に係る還付金の支払決定済支払命令未済のものであつて、

これを翌年度へ繰り越すこととして、受払いを結了した。

次に、受払額の内訳等を示せば、下表のとおりである。
（2）国税收纳金整理资金受拟计算书

1 受 入
徵 叹 决 定 済 額 (円)	収 納 済 額 (円)	不 納 欠 損 額 (円)	収 納 未 済 額 (円)
28,538,777,516,963	27,720,420,399,622	5,461,273,652	812,895,843,689
[収納済額款·項別内訳]
款 · 項	金 額 (円)	款 · 項	金 額 (円)
歳 入 組 入 資 金 受 入	27,642,221,723,848	還 付 加 算 金 等 返 納 金	8,569,000
各 税 受 入 金	27,642,197,734,417	還付加算金及同償還金支払資金受入金	10,008,082,400
滞 納 処 分 費 等 受 入 金	23,989,431	前 年 度 繰 越 資 金 受 入 金	68,182,024,374
歳 入 組 入 外 資 金 受 入	78,198,675,774	合 計	27,720,420,399,622
2 支 払
支 払 決 定 済 額	支 払 命 令 済 額 (円)	支 払 命 令 未 済 額 (円)	歳 入 組 入 額
本 年 度 分(円)	過 年 度 分(円)	計 (円)	国税収納金等歳入組入額 (円)	その他の歳入組入額 (円)	計 (円)
814,959,991,619	67,832,415,450	882,792,407,069	844,489,079,894	38,303,327,175	26,837,280,696,668	238,802,344	26,837,519,499,012
[支払命令済額款·項別内訳]
款 · 項	金 額 (円)	款 · 項	金 額 (円)
還 付 金	還付加算金及同償還金支払資金戻入金
各 税 還 付 金	834,456,487,130	還付加算金及同償還金支払資金戻入金	5,119,261
還 付 加 算 金 及 同 償 還 金	合 計	844,489,079,894
還 付 加 算 金 及 同 償 還 金	10,027,473,503
国税收纳金整理资金受拟计算书 (3)

[歳入組入額内訳]
区 分	金 額(円)	備 考
123	(国税収納金等歳入組入額)歳入組入資金収納済額本年度分還付金支払決定済額差引歳入組入額(1-2)	27,642,221,723,848804,941,027,18026,837,280,696,66826,145,272,027,67526,145,248,038,24423,989,431108,455,067,90037,281,879,12371,173,188,777444,815,062,797138,738,538,296111,129,569,17527,608,969,121238,802,344238,752,30850,036	国税収納金整理資金に関する法律(昭和29年法律第36号)第14条第1項の規定により次のとおり各会計の歳入へ組入れ済み
(1)一般会計歳入仏一般会計各税組入金口滞納処分費等組入金(2)電源開発促進対策特別会計歳入仏電源開発促進対策特別会計(電源立地勘定)組入金口電源開発促進対策特別会計(電源多様化勘定)組入金(3)交付税及び議与税配付金特別会計歳入交付税及び議与税配付金特別会計各税組入金(4)石炭並びに石油及び石油代替エネルギー対策特別会計歳入石炭並びに石油及び石油代替エネルギー対策特別会計(石炭勘定)組入金口石炭並びに石油及び石油代替エネルギー対策特別会計(石油及び石油代替エネルギー勘定)組入金(その他の歳入組入額)還付金時効益等組入金一般会計組入金交付税及び議与税配付金特別会計組入金	27,642,221,723,848804,941,027,18026,837,280,696,66826,145,272,027,67526,145,248,038,24423,989,431108,455,067,90037,281,879,12371,173,188,777444,815,062,797138,738,538,296111,129,569,17527,608,969,121238,802,344238,752,30850,036	国税収納金整理資金に関する法律第14条第3項の規定により次のとおり各会計の歳入へ組入れ済み
受 拟 额 科 目 別 表
1 受 入
款 · 项 · 目	徵 叹 决 定 济 额 (円)	叹 纳 济 额 (円)	不 纳 欠 损 额 (円)	叹 纳 未 济 额 (円)
歳 入 组 入 資 金 受 入	28,460,578,836,689	27,642,221,723,848	5,461,273,652	812,895,839,189
各 税 受 入 金	28,460,554,564,678	27,642,197,734,417	5,461,053,072	812,895,777,189
源 泉 所 得 税 受 入 金	8,666,020,647,753	8,629,584,008,079	1,332,998,206	35,103,641,468
申 告 所 得 税 受 入 金	2,737,599,047,738	2,647,430,868,414	1,698,459,723	88,469,719,601
法 人 税 受 入 金	9,490,045,868,124	9,216,712,267,351	1,908,299,437	271,425,301,336
会 社 臨 時 特 別 税 受 入 金	21,840,263	21,840,263	0	0
相 统 税 受 入 金	578,115,759,577	447,131,046,215	21,123,251	130,963,590,111
酒 税 受 入 金	1,426,743,121,997	1,426,072,821,694	0	670,300,303
砂 糖 消 費 税 受 入 金	43,073,629,365	43,073,490,565	0	138,800
石 油 税 受 入 金	441,512,018,581	404,160,495,381	0	37,351,523,200
物 品 税 受 入 金	1,139,678,416,119	1,052,545,750,386	372,034,686	86,760,631,047
卜 ラ ン プ 類 税 受 入 金	512,705,813	500,176,390	1,485,278	11,044,145
取 引 所 税 受 入 金	15,192,836,900	15,192,836,900	0	0
有 価 証 券 取 引 税 受 入 金	208,751,871,040	208,738,635,965	1	13,235,074
通 行 税 受 入 金	63,741,097,169	63,739,295,447	0	1,801,722
入 場 税 受 入 金	5,545,707,933	5,480,974,439	42,197,194	22,536,300
旧 税 受 入 金	51,378,950	20,173,061	31,205,889	0
電 源 開 発 促 進 税 受 入 金	108,455,067,900	108,455,067,900	0	0
揮 発 油 税 及 地方道路税受入金	1,986,790,368,015	1,826,162,188,132	38,621,583	160,589,558,300
石 油 ガ ス 税 受 入 金	30,982,926,297	29,712,125,142	5,821,532	1,264,979,623
自 動 車 重 量 税 受 入 金	526,871,182,885	526,871,169,685	600	12,600
航 空 機 燃 料 税 受 入 金	57,732,078,219	57,720,148,049	44,500	11,885,670
と ん 税 及 特 別 と ん 税 受 入 金	20,006,998,600	20,006,998,600	0	0
国税收纳金整理资金受拟计算书 (5)

款 项 目	徵 收 决 定 济 额 (円)	收 纳 济 额 (円)	不 纳 欠 损 额 (円)	收 纳 未 济 额 (円)
関 税 受 入 金	794,206,657,573	794,012,559,631	8,535,042	185,562,900
印 紙 収 入 受 入 金	118,903,337,867	118,852,796,728	226,150	50,314,989
滞 纳 処 分 費 等 受 入 金
滞 纳 処 分 費 等 受 入 金	24,272,011	23,989,431	220,580	62,000
歳 入 组 入 外 資 金 受 入	78,198,680,274	78,198,675,774	0	4,500
還 付 加 算 金 等 返 纳 金
一般国税等還付加算金等返纳金	8,573,500	8,569,000	0	4,500
還付加算金及同償還金支払資金受入金	10,008,082,400	10,008,082,400	0	0
一般会计還付加算金等支払資金受入金	10,008,008,000	10,008,008,000	0	0
交付税及び讓与税配付金特別会計還付加算金等支払資金受入金	10,000	10,000	0	0
石炭並びに石油及び石油代替エネルギー対策特別会計(石炭勘定)還付加算金等支払資金受入金	51,584	51,584	0	0
石炭並びに石油及び石油代替エネルギー対策特別会計(石油及び石油代替エネルギー勘定)還付加算金等支払資金受入金	12,816	12,816	0	0
前 年 度 繰 越 資 金 受 入 金
前 年 度 繰 越 資 金 受 入 金	68,182,024,374	68,182,024,374	0	0
合 計	28,538,777,516,963	27,720,420,399,622	5,461,273,652	812,895,843,689
2 支 拟
款 项 目	支 拟 决 定 济 额	支 拟 命 令 济 额 (円)	歳 入 组 入 額
本 年 度 分(円)	過 年 度 分(円)	計 (円)	国税収納金等歳入組入額 (円) その他の歳入組入 (円) 計 (円)
還 付 金	804,941,027,180	67,531,597,381	872,472,624,561	38,016,137,431
各 税 還 付 金	804,941,027,180	67,531,597,381	872,472,624,561	38,016,137,431
源 泉 所 得 税 還 付 金	394,225,847,550	61,215,966,637	455,441,814,187	33,111,792,083
申 告 所 得 税 還 付 金	83,165,087,474	5,879,090,228	89,044,177,702	4,411,431,181
法 人 税 還 付 金	294,055,891,370	269,593,552	294,325,484,922	309,137,778
( 6 ) 国税収納金整理資金受払計算書

款 项 目	支 执 决 定 济 额	支 执 命 令 济 额 (円)	支 执 命 令 未 济 额 (円)	歳 入 组 入 额
本 年 度 分(円)	過 年 度 分(円)	計 (円)	国税収納金等歳入 组入額	その他の歳入組入額	計 (円)
会社臨時特別税還付金	2,930,800	209,000	3,139,800	2,932,200	207,600	-	-	-
相続税還付金	6,610,122,804	52,930,851	6,663,053,655	6,601,624,527	61,429,128	-	-	-
酒税還付金	1,723,841,969	459,576	1,724,301,545	1,723,855,086	446,459	-	-	-
砂糖消費税還付金	24,905,390	404	24,905,794	24,838,990	66,804	-	-	-
石油税還付金	30,124,532	0	30,124,532	30,124,532	0	-	-	-
物品税還付金	14,655,488,482	30,545,604	14,686,034,086	14,649,533,037	36,501,049	-	-	-
トランプ類税還付金	297,720	46,200	343,920	268,520	75,400	-	-	-
有価証券取引税還付金	22,581,931	209,894	22,791,825	22,790,084	1,741	-	-	-
通行税還付金	253,904	21,391	275,295	241,340	33,955	-	-	-
入場税還付金	98,996,922	2,272,874	101,269,796	99,073,105	2,196,691	-	-	-
旧税還付金	43,600	335,644	379,244	48,700	330,544	-	-	-
揮発油税及地方道路税還付金	504,618,387	775,049	505,393,436	504,975,775	417,661	-	-	-
石油ガス税還付金	6,701,849	65,300	6,767,149	6,497,249	269,900	-	-	-
自動車重量税還付金	18,777,100	1,561,800	20,338,900	18,849,100	1,489,800	-	-	-
航空機燃料税還付金	6,490,568	39,167	6,529,735	6,491,368	38,367	-	-	-
とん税及特別とん税還付金	8,902,300	0	8,902,300	8,902,300	0	-	-	-
関税還付金	8,390,926,358	0	8,390,926,358	8,390,926,358	0	-	-	-
印紙収入還付金	1,388,196,170	77,473,210	1,465,669,380	1,385,399,090	80,270,290	-	-	-
滞納処分費等還付金
滞納処分費等還付金	0	1,000	1,000	0	1,000	-	-	-
還付加算金及同償還金
還付加算金及同償還金	10,013,845,178	300,818,069	10,314,663,247	10,027,473,503	287,189,744	-	-	-
一般国税等還付加算金等	10,013,750,278	300,818,069	10,314,568,347	10,027,378,603	287,189,744	-	-	-
揮発油税及地方道路税還付加算金等	19,900	0	19,900	19,900	0	-	-	-
石油ガス税還付加算金等	5,900	0	5,900	5,900	0	-	-	-
航空機燃料税還付加算金等	4,700	0	4,700	4,700	0	-	-	-
原重油関税還付加算金等	64,400	0	64,400	64,400	0	-	-	-
国税收纳金整理资金受拟计算书（7）

款 项 目	支 执 决 定 济 额	支 执 命 令 济 额 (円)	支 执 命 令 未 济 额 (円)	歳 入 组 入 額
本 年 度 分(円)	過 年 度 分(円)	計 (円)	国税収納金等歳入 组入額 (円)	その他の歳入組入 額 (円)	計 (円)
組 入 金	-	-	-	-	-	26,837,280,696,668	238,802,344	26,837,519,499,012
一 般 会 計 各 税 組 入 金	-	-	-	-	-	26,145,248,038,244	-	26,145,248,038,244
源 泉 所 得 税 組 入 金	-	-	-	-	-	8,235,358,160,529	-	8,235,358,160,529
申 告 所 得 税 組 入 金	-	-	-	-	-	2,564,265,780,940	-	2,564,265,780,940
法 人 税 组 入 金	-	-	-	-	-	8,922,656,375,981	-	8,922,656,375,981
会 社 臨 時 特 別 税 組 入 金	-	-	-	-	-	18,909,463	-	18,909,463
相 続 税 组 入 金	-	-	-	-	-	440,520,923,411	-	440,520,923,411
酒 税 组 入 金	-	-	-	-	-	1,424,348,979,725	-	1,424,348,979,725
砂 糖 消 費 税 组 入 金	-	-	-	-	-	43,048,585,175	-	43,048,585,175
石 油 税 组 入 金	-	-	-	-	-	404,130,370,849	-	404,130,370,849
物 品 税 组 入 金	-	-	-	-	-	1,037,890,261,904	-	1,037,890,261,904
卜 ラ 冊 類 税 组 入 金	-	-	-	-	-	499,878,670	-	499,878,670
取 引 所 税 组 入 金	-	-	-	-	-	15,192,836,900	-	15,192,836,900
有 価 証 券 取 引 税 组 入 金	-	-	-	-	-	208,716,054,034	-	208,716,054,034
通 行 税 组 入 金	-	-	-	-	-	63,739,041,543	-	63,739,041,543
入 場 税 组 入 金	-	-	-	-	-	5,381,977,517	-	5,381,977,517
旧 税 组 入 金	-	-	-	-	-	20,129,461	-	20,129,461
揮 発 油 税 组 入 金	-	-	-	-	-	1,547,397,394,467	-	1,547,397,394,467
石 油 ガ ス 税 组 入 金	-	-	-	-	-	14,852,711,647	-	14,852,711,647
自 動 車 重 量 税 组 入 金	-	-	-	-	-	395,139,294,439	-	395,139,294,439
航空 機 燃料 税 组 入 金	-	-	-	-	-	48,834,633,254	-	48,834,633,254
と ん 税 组 入 金	-	-	-	-	-	8,888,042,800	-	8,888,042,800
関 税 组 入 金	-	-	-	-	-	646,883,094,977	-	646,883,094,977
印 紙 収 入 組 入 金	-	-	-	-	-	117,464,600,558	-	117,464,600,558
電源開発促進対策特別会計(電源立地勘定)組入金
電 源 開 発 促 進 税 组 入 金	-	-	-	-	-	37,281,879,123	-	37,281,879,123
電源開発促進対策特別会計(電源多様化勘定)組入金
（8）国税收纳金整理资金受拟计算书

款 项 目	支 执 决 定 济 额	支 执 命 令 济 额 ( )	支 执 命 令 未 济 额 ( )	岁 入 组 入 额
本 年 度 分( )	过 年 度 分( )	计 ( )	国税 收 纳 金 等 入 组 入 额	岁 入 组 入 额	计 ( )
電 源 開 発 促 進 税 组 入 金	-	-	-	-	-	71,173,188,777	-	71,173,188,777
交付税及び議与税配付金特別会計各税組入金	-	-	-	-	-	444,815,062,797	-	444,815,062,797
地 方 道 路 税 组 入 金	-	-	-	-	-	278,260,175,278	-	278,260,175,278
石 油 ガ ス 税 组 入 金	-	-	-	-	-	14,852,711,646	-	14,852,711,646
自 動 車 重 量 税 组 入 金	-	-	-	-	-	131,713,098,146	-	131,713,098,146
航 空 機 燃 料 税 组 入 金	-	-	-	-	-	8,879,024,227	-	8,879,024,227
特 別 と ん 税 组 入 金	-	-	-	-	-	11,110,053,500	-	11,110,053,500
石炭並びに石油及び石油代替工木ルキ-対策特別会計(石炭勘定)組入金
原 重 油 関 税 组 入 金	-	-	-	-	-	111,129,569,175	-	111,129,569,175
石炭並びに石油及び石油代替工木ルキ-対策特別会計(石油及び石油代替工木ルキ-勘定)組入金
原 重 油 関 税 组 入 金	-	-	-	-	-	27,608,969,121	-	27,608,969,121
滞 纳 処 分 費 等 組 入 金
滞 纳 処 分 費 等 組 入 金	-	-	-	-	-	23,989,431	-	23,989,431
還 付 金 時 効 益 等 組 入 金	-	-	-	-	-	-	238,802,344	238,802,344
一 般 会 計 组 入 金	-	-	-	-	-	-	238,752,308	238,752,308
交付税及び議与税配付金特別会計組入金	-	-	-	-	-	-	50,036	50,036
還付加算金及同償還金支払資金戻入金
還付加算金及同償還金支払資金戻入金	5,119,261	0	5,119,261	5,119,261	0	-	-	-
一 般 会 計 戻 入 金	5,111,952	0	5,111,952	5,111,952	0	-	-	-
交付税及び議与税配付金特別会計戻入金	7,309	0	7,309	7,309	0	-	-	-
合 計	814,959,991,619	67,832,415,450	882,792,407,069	844,489,079,894	38,303,327,175	26,837,280,696,668	238,802,344	26,837,519,499,012
ESRI Discussion Paper Series No.123

# 90 年代以降の大停滞期に対する説明仮説について - VAR モデルによる検証 -

by

原田 泰

飯田 泰之

December 2004

內閣府経済社会総合研究所

Economic and Social Research Institute

Cabinet Office

Tokyo, Japan
# EXPLAINING JAPAN'S GREAT STAGNATION: AN INQUIRY USING VECTOR AUTOREGRESSION MODELS

Yutaka Harada

Chief Economist, Daiwa Institute of Research Ltd.

Visiting Research Fellow, Economic and Social Research Institute, Cabinet Office

Yasuyuki Iida

Assistant Professor, Komazawa University, Visiting Research Officer,

Economic and Social Research Institute, Cabinet Office

## (Abstract)

Japan’s economic growth rate has dropped from three percent in the first half of the 1980s to one percent in the 1990s. We can call this decline the “Great Stagnation.” In spite of its importance, there is no agreement on what caused the Great Stagnation.

First, we briefly surveyed various proposed explanations. They are 1) the bubble hypothesis—that the bubble and its subsequent burst caused the long slump; 2) the efficiency shock hypothesis—that certain structural problems decreased the efficiency of the Japanese economy in the 1990s; 3) the fiscal policy hypothesis—that insufficient government expenditure impeded economic recovery; 4) the financial system hypothesis—that the decline of function of the financial system hampered economic growth; and 5) the monetary policy hypothesis—that insufficient monetary expansion caused the slump.

Second, we excluded some explanations, and focused on several hypotheses based on economic reasoning and facts. One additional step is needed, however, to apply a VAR (Vector Autoregression) model to this problem, because a VAR model cannot include many variables in case that sample size is limited.

Third, we constructed a VAR model to test the remaining hypotheses. The results basically suggest that monetary factors explain a significant part of the decline of trend growth, and that the decline of function of the financial system was not important, even though exports and fiscal expenditure play some role.
# 90 年代以降の大停滞期に対する説明仮説について - VAR モデルによる検証 （要旨）

原田泰

飯田泰之

### 1. 問題意識

日本の経済成長率は、1980年代前半の3%台から90年代から現在までの1%台に低下してしまった。3%の成長率が1%に低下するということは、10年間後の所得は20%以上低下するということである。この停滞は大停滞と呼ぶに値する。これほど大きな問題であるにもかかわらず、この大停滞がなぜ起こったのかということについて、日本の経済学者の間でのコンセンサスは乏しい。

### 2. 目的

これまでに提出された大停滞についての説明仮説、すなわち1)バブル仮説 - バブルとその崩壊が長期の不況をもたらした、2)構造問題仮説 - 生産性を低下させる構造問題が90年代の成長率を低下させた、3)財政政策仮説 - 不十分な財政支出が経済回復を妨げた、4)金融システム仮説 - 金融システムの機能低下が経済成長率を低下させた、5)金融政策仮説 - 不十分な金融緩和が長期不況をもたらした、を整理した後に、何が大停滞をもたらしたのかを実証的に検討する。

### 3 \. 分析手法

大停滞を説明するといういくつかの仮説を紹介し、次に、これらの説明のいくつかを経済理論と事実によって排除し、残りの仮説に焦点を当てる。最後に、VAR(Vector Autoregression)モデルを構築して、残された仮説を検証する。仮説のいくつかを排除するのは、データ数が限られている中で VAR モデルを適応するために必要な手続きである。

### 4 \. 結論

得られた結果は、マネタリーな要因が成長率低下の大きな部分を説明するというものである。金融機能の低下は重要ではないが、輸出と財政政策も一定の役割を果たしている。
# 90 年代以降の大停滞期に対する説明仮説について - VAR モデルによる検証 - *

原田泰 $ ^{**} $

飯田泰之 $ ^{***} $

日本の経済成長率は、1980年代前半の3%台から90年代から現在までの1%台に低下してしまった。3%の成長率が1%に低下するということは、10年間後の所得は20%以上低下するということである。この停滞は大停滞と呼ぶに値する。これほど大きな問題であるにもかかわらず、この大停滞がなぜ起こったのかについて、日本の経済学者の間でのコンセンサスは乏しい $ ^{1} $ 。そこで、これまでに提出された大停滞についての説明仮説を整理した後に、私たちの考える大停滞の要因を提示する。

本稿の構成は以下のようである。第1に、大停滞を説明するといういくつかの仮説を紹介する。第2に、これらの説明のいくつかを経済理論と事実によって排除し、残りの仮説に焦点を当てる。第3に、VAR(Vector Autoregression)モデルを構築して、残された仮説を検証する。得られた結果は、マネタリーな要因が成長率低下の大きな部分を説明するというものである。

## 1 ．大停滞を説明するといういくつかの仮説

大停滞を説明するという仮説には、すくなくとも5つのものがある。それらは1)バブル仮説・バブルとその崩壊が長期の不況をもたらした、2)構造問題仮説・生産性を低下させる構造問題が90年代の成長率を低下させた、3)財政政策仮説・不十分な政府支出が経済回復を妨げた。ただし、逆に、過大な政府支出がいわゆる“非ケインズ効果”を通して回復を妨げたという財政政策仮説もある（“非ケインズ効果”仮説は、実証的根拠に乏しいので、本稿では扱っていない $ ^{2} $ ）4)金融システム仮説・金融システムの機能低下が経済成長率を低
下させた、5)金融政策仮説 - 不十分な金融緩和が長期不況をもたらした、である。

大停滞を論じているほとんどの著者がこの5つの仮説を考慮している。例えば、浜田・堀内・内閣府編(2004)は、8つの論文を集めているが、これらの論文を通じて、すべての仮説を検討している。Bayoumi(2000)、Kuttner and Posen(2001)、堀・伊藤(2002)、Miyao(2002)、中澤・大西・原田(2002もまた、VARモデルを用い、これらの仮説の多くを検討している。

先行研究を注意深く検討する前に、5つの仮説を簡単に検討し、そのいくつかを真剣に検討する対象から除外する。これはデータ数が限られている中で、VARモデルを適応するために必要不可欠な手続きである。まず、バブルとその崩壊仮説から検討しよう。

### 1.1 バブルとバブル崩壊仮説

多くの日本のエコノミストが大停滞はバブルとその崩壊によって引き起こされたとしている。しかし、多くの国がバブルとその崩壊を経験しているが、日本ほど長い停滞を経験した国はない。例えば、スカンジナビア諸国は1980年代末にバブルとその崩壊を経験したが、すべての国が数年にうちに回復している。

原田(2003)第2章は、IMF, IFSのデータを用いて、すべての先進工業国のデータから、トレンド成長率から連続的に乖離したことを主要な判断基準として、バブルの規模とバブル崩壊後の停滞の規模を確定し、比較している。結果は表1の通りである。バブルの規模（バブル期の実質GDPと1970-2000年のトレンド実質GDPとの差（%）の累積）は、平均で6.0%であり、日本のそれも7.8%に過ぎなかった。ところが、停滞の規模（バブル崩壊後の実質GDPと1970-2000年のトレンド実質GDPとの差（%）の累積）は平均で6.8%であったにもかかわらず、日本のそれは24.1%であった。要するに、日本のバブルの規模は平均よりわずかに大きいだけであるのに、バブル崩壊後の停滞の規模は平均よりはるかに大きかった。これは、日本のバブル崩壊後の停滞が、バブルでは説明できないことを示している。

### 1.2 構造問題がもたらした生産性ショック

多くのエコノミストが構造的要因によって90年代以降の停滞が生じたと考えているようである（例えば、林(2003)、宮川(2003)）。すなわち、彼らは生産性が低下するような構造問題によって日本経済が1990年代にショックを受け、それゆえに潜在成長率が低下したと主張している。しかし、彼らは、どのようなショックがGDPの成長率を3％から1％に低下させたのかを説明できないでいる。例外として、Prescott(1999)（林(2003)もPrescottに倣っている）は、そのショックは労働時間を週44時間制から40時間制にした労働時間短縮だとしている。彼の指摘は90年代の初期については正しいかも知れないが、90年代の半ば以降についてはそうではない。労働時間短縮は1990年代初期の実質GDPのレベルと
成長率を低下させたかも知れないが、その後の成長率を永続的に低下させることはできないだろう。

通常の実質 GDP ではなくて、総投入労働時間あたりの実質 GDP を見れば、構造要因説を反証する明らかな証拠が得られる。図 2 は、通常の実質 GDP と労働時間あたりの実質 GDP（ともに 1990 年=100 と指数化してある）を示したものである。通常の実質 GDP の成長は 1990 年代に大きく低下しているが、労働時間あたり実質 GDP はほとんど低下していない $ ^{3} $ 。

資本の稼働率をも考慮に入れた成長会計の分析も、労働時間あたり実質 GDP は低下していないという我々の主張を支持している。中島他(2001)、本橋(2001)、宮川(2002)は、一致して、全要素生産性（TFP, Total Factor Productivity）が 90 年代にほとんど低下していないことを示している。中島他(2001)と本橋(2001)は、TFP がむしろ上昇しているとし、宮川(2002)はわずかに低下しているとしている。TFP が低下していないのなら、労働生産性（労働時間あたり実質 GDP）も低下していないだろう。乾・権(2004)は、広範な文献サーベイの結果、日本の TFP は 90 年代にほとんど低下していないと結論づけている。

私たちは、日本経済が効率を引き下げる構造問題を抱えていないと主張しているわけではない。日本経済は構造問題を抱えており、二重構造経済である。GDPの20％に満たない輸出製造業は高い生産性をもっているが、残りの80％の部門は低い生産性しか持っていない $ ^{4} $ 。我々の論点は、日本は80年代にも90年代と同じ構造問題を持っていたのだから、構造問題が90年代の成長率低下の原因ではありえないということである。

しかも、日本は、1990年代になって正の生産性ショックの効果が表れるような大きな構造改革を行っている。電々公社と国鉄は、それぞれ1985年と87年に民営化された。さらに、1989年に消費税が導入されたものの、所得税率と法人税率は1990年代の初期に大きく引き下げられた。最高所得税率は1987年の80%（地方税を含む）から1997年の50%にまで引き下げられた。これこそが構造改革である。構造改革の効果が大きいのであれば、その効果が90年代に現れても良いはずだが、そのような効果は未だあらわれていない $ ^{5} $ 。

### 1.3 財政政策、金融機能、金融政策

残された仮説 - 財政政策、金融機能、金融政策について検討するために、図 3 に、財政支出、銀行貸出、ベースマネー、実質生産（変数の定義は図の注を参照）の対前年同期比を示している。銀行貸出は金融仲介機能の状況を、ベースマネーは金融政策を表すと考え
ている。銀行貸出とベースマネーは90年代初まで実質生産と同様の動きをしている。90年代初以降、銀行貸出は継続的に低下しているが、ベースマネーは98年を除いて、90年代に生じた生産の3つの回復と停滞に先行して動いているようである。政府支出は生産と相関しているようには見えないが、90年代末では生産の動きに同調している。以下、VARモデルによって、より注意深い統計的検討を加えたい。

## 2 ．様々な VAR モデル

すでに議論したように、1)バブル仮説と2)構造問題仮説では、90年代の停滞を説明できない。そこで私たちは、残りの仮説、3)財政政策仮説－不十分な政府支出が経済回復を妨げた、4)金融システム仮説－金融システムの仲介機能低下が経済成長率を低下させた、5)金融政策仮説－不十分な金融緩和が長期不況をもたらしたという3つの仮説に焦点を当てる。ここでいくつかのVARモデルを構築し、どの要因が大停滞をもっともよく説明するかを検討する。

### 2.1 先行研究

先述のように、日本の大停滞については、Bayoumi(2000)、Kuttner and Posen(2001)、堀・伊藤(2002)、Miyao(2002)、中澤・大西・原田(2002)などの VAR モデルを用いた研究があるが、これら研究の強調点は様々である。

Bayoumi(2000)は、財政政策、金融政策、バブル期の過大投資、金融仲介機能の低下という様々な要因を強調しているが、主要な要因は、資産価格の銀行貸出に与える効果を通じた金融仲介機能の崩壊にあると考えている。

Kuttner and Posen(2001)は、財政政策と金融機能の低下を強調しているが、金融政策については議論していない。

堀・伊藤(2002)、中澤・大西・原田(2002)は、金融政策の重要性を強調している。中澤・大西・原田(2002)は、金融機能の低下もデフレ的な金融政策によってもたらされた資産価格の低下によってもたらされたものだと指摘している。ただし、これらは研究では、金融政策の指標としてマネーサプライ（M2+CD）を用いている。M2+CDは金融政策の指標ではあるが、同時に景気に反応する内生的変数の性質がある。また、これらの研究では80年代からのデータを用い、ゼロ金利政策、量的緩和など、金融政策が大きく変化した90年代末以降のデータがあまり含まれていない。また、日本のエコノミストの間では、1980年代末と90年代初の経済変動が金融政策によって引き起こされたことにはある程度の合意があるようだが（例えば、香西・伊藤・有岡(2000)、Miyao(2002)）90年代後半以降については合意がない。そして、先行研究のほとんどが1999年以降のデータを分析していない。金融政策が大きく変更され、「ゼロ金利政策」「量的緩和政策」がなされた期間であるにもかかわらずである。
そこで、私たちは90年代の後半以降に焦点を当てる。しかし、そうするためにはデータの制約があり、変数を制限しなければならない。そこで、まず、4)金融仲介機能の低下と5)不十分な金融緩和政策に焦点を当て、次に、3)不十分な政府支出が経済回復を妨げたという説と外需の役割に焦点を当てることとする。

### 2.2 金融政策と金融仲介機能に焦点を当てた VAR モデル

VAR モデルは、統計的に経済変動に対する各変数の重要性を統計的に明らかにするが、サンプル数の不足によって、しばしば困難に陥る。まず、国内の民間経済動向に分析の焦点を絞るために、実質生産を実質 GDP から公的需要・純輸出を除外したもので定義する。そして生産、ベースマネー、銀行貸出、実質金利、物価からなる 5 変数の VAR モデルを構築する。

伝統的には、コールレートが金融政策を表すものと考えられてきたが（例えば細野他(2001)）ここではベースマネーが金融政策を表すものと考える。通常の状況では、金融政策はコールレートで表されるとすることは妥当であるが、コールレートは90年代の後半ではほとんどゼロである。金融仲介機能の状況の代理変数として、銀行貸出を用いる。実質金利は、ベースマネー、貸出、実質生産に影響を与える。実質金利は、名目金利（新規貸出約定平均金利）-期待物価上昇率である。

1980 年代以降のマクロ経済モデルでは、期待の果たす役割が決定的に重要になっている。その一方で、期待変数は直接観察できない。そこで、本稿は、堀・寺井(2004)にしたがってCarlson-Parkin 法を用い、サーベイデータから作成した期待インフレ率推計値を用いて以下の推計を進める。

物価としては GDP デフレータを用いた。さらに、1989 年第 2 四半期と 1997 年第 2 四半期に消費税ダミーを、2000 年第 1 四半期にコンピュータ 2000 年問題ダミーを、1993 年第 2 四半期に、「国内銀行」の定義が変更されたことによるダミーを用いた。

用いた変数のうち、実質金利は独自に推計した変数であるので、期待インフレ率とともに、その動きを図4に示している。名目金利が低下しているのに比べ、実質金利が下げ止まっているのが注目される。

すべての変数は実質金利を除いて季調値である。季調値は、データ作成部局の季節調整値を用いたが、貸出については季調値が公表されていないので X-12 法により季調した。すべての変数は、実質金利を除いて対数を取った。ADF 検定により差分を取ることによって定常となることを確認した $ ^{7} $ 。推計は対数の差分同士のものである。推計期間は 1990 年から 2003 年である。

ラグの次数を決定するために AIC で検定したところ、多くの場合に 2 次のラグが選ばれ
たが、ここでは Pantula et al(1994)がプラス 2 期程度に長くラグを取ることを推奨していること、また、Friedman and Kuttner(1992)が 1 年分のデータを使用することを推奨していることにしたがい、4 四半期のラグを採用した。

## インパルス反応関数（1990-2003年）

インパルス応答関数は、各変数のラグとその他の説明変数によって説明されない変化がどのように波及していくかをあらわしている。これは、政策の変更に代表されるシステム外からのショックに対する各変数の反応を知る上で標準的な手法と言って良いだろう。例えば、本節の推計における物価のインパルスは、実体経済や金融機能、金融政策によって説明されないサプライズとしての物価変動が、直接的に、産出量に影響を与える度合いをあらわしている。

以下では、同時点間の関係を特定しない制約無しのインパルス応答関数を用いて、各変数の相互関係を考察する。これは誘導型の VAR モデルと言われているものである（Stock and Watson(2001)）。日本の研究においては、変数間に制約を加えず、同時点間の関係を考慮した VAR モデルを誘導型ということがあるが $ ^{8} $ 、ここでは Stock and Watson の用語法に従っている。誘導型であるので、変数の配列順によらず結果は一義的に決定される $ ^{9} $ 。

この結果は、図5の通りである。すべての変数は差分を取っているので、累積の反応はこれらの変数への水準のショックと解釈される。インパルス応答関数は、生産、ベースマネー、銀行貸出、実質金利、物価の5つの変数の相互作用を表すものであるが、ここでは煩雑さを避けるために、生産に対する、ベースマネー、銀行貸出、実質金利、物価の影響に重点をおいて説明する。図の実線は、各変数の生産に対する12期までの累積の影響を表しており、点線は95%の信頼区間を表している。図に見るように、ベースマネーと実質金利は、5%の有意性で生産に影響を与えているが、銀行貸出と物価は統計的に有意には生産に影響を与えていない。

## インパルス反応関数（1995-2003年）

金融政策が90年代後半以降大きく変わっているなど、1990-2003年にかけて日本経済に構造変化がなかったとするのは無理があるだろう。Miyao(2002)は、90年代における日本経済のVARモデルの安定性を検討して、1995年前後に構造変化があった可能性があるとしている。そこで1995-2003年のデータにおいても前項の結論に変更がないかを確認する必要がある。

図6は1995-2003年についての結果である。定性的な結果は1990-2003年と同じであった。ベースマネーから産出量への影響はサンプル数の影響もあり有意水準は落ちるものの
依然として正であり，実質金利は、5%の有意性で生産に影響を与えている．一方、銀行貸出と物価の影響はわずかであり，統計的にも有意には生産に影響を与えていない。

## 小括

ベースマネーと実質金利は生産に影響を与えているが、銀行貸出と物価は影響を与えていない。なお、ここで物価が生産に影響を与えていないことについて注記的な説明を加えておく。VAR モデルにおいて、物価のショックは、ここで用いられた変数、マネーや生産では説明できない物価のショックである。物価が有意ではないということは、それが、例えば中国の実質生産に対する負の効果であるとしたら、その効果は小さいということを示している。

もちろん、相関関係は因果関係ではない。ベースマネーの変動は実質生産の変動の結果なのかもしれない。しかし、1990年代初期の金融政策と2000年8月のゼロ金利政策の解除は、ともに意図的に引き締められたものであり、1990年代前半の金融政策と2001年3月の量的緩和は意図的に緩和されたものである。これらの意図的な金融政策の結果、ベースマネーの伸び率は、前掲図3から確認できるように、縮小また拡大している。

以上の結果は、金融仲介機能の低下の影響を強調する Bayoumi(2000)、Kuttner and Posen(2001)とは異なっている。しかしながら、彼らの推計期間は1986-1998年と1976-2000年である。1990年代の央以来3回の回復があったにもかかわらず、銀行貸出は99年を例外として、継続的に低下し続けていたというサンプル期間が十分に入っていない。銀行貸出によって表されるような金融仲介機能の低下が経済に大きな影響を与えているという考えは根強いものがあるが、現実には、それを示す実証研究は乏しい。堀江(1999)、Woo(1999)は97-98年には、貸し渋り現象が見られたが、1990年代の前半には見られなかったことを示している。また、Motonishi and Yoshikawa(1999)、Sekine(1999)は、貸出の伸びが低迷したとしても、それが設備投資という実質変数に与える影響は中小企業に対してのみであったと結論付けている。さらに堀・木滝(2004)は、金融危機が生じた98年においても、都道府県別に見た銀行の信用度は、その地域の事業所の固定資産の増減と相関がないことを示している。原田・岡本(2003)は、VARモデルにより、貸出の影響は小さいことを示している。また、90年代の初期には銀行貸出と実質生産は共に低下しているが、それはベースマネーにおいても同じである。したがって、90年代初期の生産の低迷は、銀行貸出の低迷によっても、ベースマネーの低迷によっても説明できる。

これまでの検討結果から、5つの仮説のうち残った3つの仮説のうちの、さらに1つの仮説4)金融システム仮説 - 金融システムの機能低下が経済成長率を低下させたという仮説を根拠の弱いものとして除外できると考える。

### 2.3 財政政策と輸出に焦点を当てた VAR モデル

本節では、3)財政政策仮説 - 不十分な財政支出が経済回復を妨げたという仮説を取り上げ
る。ここでは、先の推計で期間にかかわらず産出量に対する有意な影響力を持たなかった銀行貸出と物価を落とし、政府支出（政府消費支出と政府固定資本形成の合計）と輸出を加えた（ともに実質値）。すなわち、生産、ベースマネー、政府支出、輸出、実質金利、からなる5変数のVARモデルを構築する。ここで輸出を加えたのは、多くのエコノミストが、90年代の景気回復において輸出の役割が大きいと指摘しているからである $ ^{10} $ 。前節と同じダミーを用い、すべての変数は実質金利を除いて季調値である。季調値は、データ作成部局の季節調整値を用いた $ ^{11} $ 。推計期間は1990年から2003年である。ラグの次数については、前節と同じ手続きにより4期のラグを採用した。

## インパルス反応関数（1990-2003年）

同時点の関係を除外した誘導型の VAR モデルによりインパルス反応関数を計測した。この結果は、図7の通りである。ここでも煩雑さを避けるために、生産に対する、ベースマネー、政府支出、輸出、実質金利の影響に重点をおいて説明する。図に見るように、実質金利の生産に与える影響は予想通りの符号となっているが、統計的有意性は高くない。一方、輸出は5%の有意性で、ベースマネー、政府支出は、10%の有意性で生産に影響を与えている。

生産以外への影響を見ると、ベースマネーが政府支出に5%有意で負の影響を与え、政府支出がベースマネーに負の影響を与えていることが注目される。これは財政が拡張的なときには金融が緊縮的であり、金融が拡張的なときには財政が緊縮的であったことを示している。このような財政政策と金融政策の非同調的な政策は、当然、マクロ的安定政策の効果を弱める $ ^{12} $ 。

## インパルス反応関数（1995-2003年）

図8は同じVARモデルの1995-2003年の推計結果である。サンプル期間が短すぎて、5％で統計的に有意な結果は得られていないが、影響の方向は1995-2003年の結果と同じである。

生産以外への影響では、有意ではないが、やはり財政政策と金融政策の非同調的な政策が見られる。