Silviase/jgov_v1.4_full_ann huggingface dataset:
$$ \Sigma_{k=0}^{K}\mathrm{a}(\mathrm{j},\mathrm{k})=0,\quad\mathrm{j}\neq\mathrm{USD} $$

となる。一方、j 国通貨が契約通貨として部分的にのみ利用されているならば、

$$ 0<\Sigma_{k=0}^{K}\mathrm{a}(\mathrm{j},\mathrm{k})<1 $$

という推定結果をもたらすと、予想できる。

## 6 ．韓国の輸出価格

### 6 - 1. 輸出価格の推計

## (1) データ

ここでは、以下で使用する韓国のデータを紹介する。分析では、月次データを使用し、その対象期間は、アジア通貨危機の影響がある程度収まったと考えられる1998年3月から2002年12月までである。2003年1月には、輸出物価指数の改訂が行われ、これに伴い、商品分類の変更が行われた。そこで、本研究では、データの終点を2002年12月までとした。

第1に、説明変数となる為替レートについては、韓国ウォンの対米ドル・レートを Bank of Korea（www.bok.or.kr）から、対日本円・レートを日本銀行（www.boj.or.jp）から、また、対ユーロ・レートを European Central Bank（www.ecb.int）からダウンロードした。これらは、いずれもウォン建てレートで、月平均としている $ ^{9} $ 。月末値より月平均値を用いる方が、フローの動きから計測される物価指数と対応するものと考えるからである。なお、2000年12月以前の対ユーロ・レートは、ECBが定めるThe Euro Conversion Rateである1ユーロ=1.95583ドイツマルクを使って、ウォンの対ドイツマルク・レートより換算した。

第2に、被説明変数の分子・分母に使用する輸出物価指数（EPI）および生産者物価指数（PPI）は、Bank of Korea（www.bok.or.kr）からダウンロードした。どちらも、Won BasisのBasic Groupsに該当する商品群で、1995年を基準年としている。ただし、輸出物価指数の商品分類と、生産者物価指数のそれとは、必ずしも1対1対応ではない。そこで、極力、客観的に対応させるように、表4の(1)と(2)列では、これら2つの物価指数の商品分類の対応表が示されている。

なお、6－2節では、推定結果と輸出相手国通貨の利用度との関係を検証する。そのため、表4の(3)列には、韓国の品目毎の輸出先比率を算出するためにOECD（www.oecd.org）
からダウンロードした International Trade in Goods Statistics による品目分類およびその(1)列と(2)列への対応が示されている。

## （2） 推定結果

ここでは、韓国輸出の各品目について、(36)、(37)式の下で、(35)式を推定する。その結果は、基本モデル（2期ラグまでを含む2次多項式アーモンラグ）の推定係数として表5に表してある $ ^{10} $ 。ここで、アーモンラグにおける、ラグの長さと多項式の次数から生じるパラメータ制約、及び、(37)式の終点制約を帰無仮説とするF検定(Johnston [1984, pp. 352—358]参照）についてのP値は、おおむね、高い値をとっている。このことから、帰無仮説を採択するものとし、基本モデルを前提に議論を進めていくことにする。

はじめに予備的な推計を行ったところ、非鉄金属に関する No. 6 - 1 では、3 つのどの j 国通貨においても、その連動性を示す $ \sum_{k=0}^{K} a(j, k) $ の値について有意な結果は得られなかった。ただし、非鉄金属に関する推計でも、j 国通貨の係数についての 0 期からラグ末期までの F 検定（帰無仮説： $ a(j, 0) = a(j, 1) = a(j, 2) = 0 $ ）では、その P 値が、j = USD では 0.049、j = JPY では 0.484、j = EUR では 0.368 となった。つまり、5% 有意水準では、j = JPY と j = EUR で帰無仮説が採択される。そこで、非鉄金属については、米ドル・レートのみを説明変数とする推定を行い、米ドルとの連動性を示す $ \Sigma a(\text{USD}, k) $ について有意な結果を得た（No. 6 - 2）。Log-AIC（Akaike Information Criterion）で、比較すると、No. 6 - 1 の-6.8153 から、No. 6 - 2 の-6.8697 へ改善が見られた。したがって、以下では、非鉄金属については、No. 6 - 2 の方の推定結果を使って議論を進めていくことにする。

表 5 が推計結果をまとめたものである。表では、米ドルとの連動性（記号：Σa(USD, k)）については、すべての品目で有意な結果が得られており、その平均（Avg.）は、0.837と1に近い値をとっている。このことは、輸出契約において米ドルの圧倒的利用を示している。これに対し、円との連動性（記号：Σa(JPY, k)）では9品目が有意な結果となっているが、最大値である水産加工品の0.690以外は、0.400に満たない。つまり、円契約は部分的には行われていることを示している。また、ユーロとの連動性（記号：Σa(EUR, k)）では、0.245で最大値となる輸送機械以外では、多くの品目で、ゼロに近いマイナスの値をとっている。したがって、ユーロが、韓国輸出にとって契約通貨となっているケースは、きわめて少ないと言える。そこで、次節以降では、米ドルとの連動性と円との連動性の推定値に焦点をあて、その大小の要因を探ることにする。

### 6 - 2. 輸出先比率との関係

前節では、韓国の輸出価格を為替レートに回帰することによって、韓国の輸出価格が米ドルときわめて高い連動性を持つことを明らかにした。この結果は、韓国の輸出における
契約通貨において米ドルが支配的であることを示唆している。もっとも、米国は韓国にとって最大の輸出相手国である。また、事実上のドル・ペッグを行っている中国や香港向けの輸出では、米ドルを契約通貨に用いることは現地通貨建ての価格を安定化することを意味する。したがって、「輸出相手国の現地通貨を契約通貨とする」という仮説が成立する場合、前節で導いた結果は、「韓国の対米や対中輸出において米ドル建ての契約が圧倒的シェアを占めている」ことを大きく反映している可能性がある。

そこで以下では、韓国輸出の全世界に対する当該地域向け輸出の比率と表5の推定結果を比較することによって、前節の結果はむしろ第3国通貨としての米ドルの役割を反映したものであることを明らかにする。具体的には、「アメリカや、米ドル・ペッグ制を事実上採用している中国や香港といった、米ドル圏への輸出には米ドル建て契約が行われ、日本への輸出には円建て契約が行われている」という仮説が正しいかどうかをクロスセクション分析によって検証する。この仮説が棄却されれば、残された可能な解釈として、「輸出相手国に関わらず、常に、ある通貨（つまり、米ドル）が契約通貨となっている」ことを間接的に示すことができる。この場合、韓国の日本向け輸出のようなケースでは、第3国通貨である米ドル契約が広く行われていると推測することができる。

まず、仮説を検定する方法として、品目に関するクロスセクションの角度から、前節で求めた「米ドルとの連動性」および「円との連動性」を、それぞれ、以下の式のように、各地域への輸出比率で回帰分析を行う。

$$ \begin{array}{r l}{(41)}&{{}[\Sigma\mathrm{a(j,k)}]_{\mathrm{i}}=\mathrm{\boldmath~b_{0}+b_{1}\times US_{i}/W_{i}+b_{2}\times(C+HK)_{i}/W_{i}+b_{3}\times JP_{i}/W_{i}}]}\end{array} $$

ただし、 $$ \left[ \Sigma a(j, k) \right]_{i} $$ は、前節で求めた第 i 財についての j 国通貨の連動性を示す。また、 $ US_{i}/W_{i} $ は、第 i 財についての、韓国の全輸出額に占めるアメリカ向け輸出額の比率である。同様に、 $ (C+HK)_{i}/W_{i} $ は中国と香港向け輸出額の比率、 $ JP_{i}/W_{i} $ は日本向け輸出額の比率である。

仮に輸出相手国の現地通貨建てで輸出価格が設定されているとしたら、当該相手国への輸出が増えることは、「輸出相手国通貨との連動性」を高めることになる。したがって、米ドル圏でのみ米ドル契約がより顕著であれば、j=USD に関して、 $ b_{1} $ および $ b_{2} $ はともに正でかつ1に近い値をとると予想される（仮説A）。一方、日本に対する輸出では円建てが顕著であれば、(41)式の推定で、j=JPY に関して、 $ b_{3} $ が正でかつ1に近い値をとると予想される（仮説B）。

表 6 は、韓国の品目別輸出先比率を、アメリカ向け、中国と香港向け、日本向けについて示したものである。また、表 7 は、表 5 に示した米ドル（j=USD）と日本円（j=JPY）に関する連動性（ $ \sum_{k=0}^{K}a(j,k) $ ）の推定結果を被説明変数、表 6 の輸出先比率を説明変数として、OLS によるクロスセクションの回帰分析をした結果である。

まず表7の第(1)行では、j=USDについて、「米ドルとの連動性」に対し、アメリカ向け輸出比率の係数（ $ b_{1} $ ）や中国・香港向け輸出比率の係数（ $ b_{2} $ ）は、いずれも符合は正の値をとるものの、統計的に有意にゼロと異なることを棄却できず、仮説Aは支持されない。この結果は、前節で示した米ドル建て契約が圧倒的であるという事実と照らし合わせれば、アメリカや米ドル圏向けの輸出比率の大小に関係なく、米ドルが契約通貨として利用され
ていることを意味している。

一方、表7の第(2)行では、j=JPYについて、「日本円との連動性」に対し、日本向け輸出比率の係数（ $ b_{3} $ ）が統計的に有意にゼロと異ならないことを示しており、仮説Bが支持されない。ただし、中国・香港向け輸出比率は、「日本円との連動性」と統計的に有意な負の関係が現れている。つまり、中国と香港の為替レートが、事実上の米ドル・ペッグ制になっていることを背景に、これらの輸出先比率が上昇することが、円建て契約の度合いを低下させることにつながっている。言い換えれば、中国と香港の為替レートが米ドル・ペッグ制になっていることが、契約通貨としての円の役割を阻んでいることになる。

表7の第(3)行では、「米ドルとの連動性」と「円との連動性」の差を被説明変数とすることにより、契約通貨としての米ドルと日本円の相対的な関係が輸出依存度とどのように関係しているかを検討した。結果を見ると、相対的な意味において、アメリカ向け輸出比率の増加と、中国・香港向け輸出比率の増加が、それぞれ、米ドル建て契約を促すことを示しており、その効果としての推定係数は、 $ b_{1} $ と $ b_{2} $ でほぼ等しくなっている。この結果は、アメリカや米ドル圏向け輸出が大きい品目ほど、円建て契約の程度を抑えるという効果があることを示している。逆に言えば、対日韓国輸出にとって第3国通貨である米ドル通貨圏への輸出比率が低い品目ほど、円建て契約が多く行われるという関係があったといえる。ただし、 $ b_{1} $ と $ b_{2} $ の係数値はいずれも0.014程度であり、輸出比率と連動性の間に強い関係があることを示すものではなかった。

以上の結果、「当該地域向け輸出が大きいと、当該地域通貨による契約が高まる」という仮説は、おおむね支持されないことになる。したがって、韓国の輸出において米ドル建て契約が支配的であるという前節の結果は、日本のような米ドル圏以外の地域に向けた韓国輸出で第3国通貨である米ドルが契約通貨として機能しているという仮説でよりよく説明できると考えられる。

### 7. 理論との整合性

本節では、6－1節の実証分析の結果が、第3節の理論的帰結とどう関連付けられるのかを示す。前節での統計的事実を受けて、ここでは、韓国の輸出において米ドルが契約通貨として支配的である理由が、第3国通貨である米ドルの役割を示した3節の理論モデルと整合的であるかどうかを検証する。

3 節の理論モデルでは、第 3 国通貨が採用される必要条件として、当該財の輸出相手国の輸入依存度（ $ f_{i} $ ）が大きいことが示されている。これは、現地企業は常に現地通貨建てで価格設定を行うため、各輸出企業の最適な価格設定行動が第 3 国通貨建てになるのは、輸出相手先の市場における外国企業のシェアが大きくかつそれらの企業が第 3 国通貨建ての契約をしているときに限られるからである。そこで、本節では、韓国の対日輸出に焦点を当て、日本の輸入依存度が高い品目において、第 3 国通貨である米ドルが契約通貨として採用されているのかどうかについて、6－1 節の推定結果をもとに検証する。

自国を韓国、輸出相手国を日本、第3国をアメリカ合衆国とし、第i財についての日本の輸入依存度を、以下のように算出する（第3節ではfに該当）。

$ f_{i} $ = (A) 第 i 財の日本の輸入金額 / (B) 第 i 財の日本国内での購入金額
ここで、(A)、(B)のデータ入手元（www.meti.go.jp/statistics/index.html）として、経済産業省の平成12年（2000年）簡易延長産業連関表（名目値・平成7年基準）を使用した。この産業連関表において、

$$ \begin{aligned}&(A)= 輸入額、(B)= 国内での購入額 = 国内供給額 = 国内生産額 - 輸出額 + 輸入額 \\& ただし、国内生産額 = 内生部門計 + 最終需要 ( 輸出含 ) 計 - 輸入計。\\ \end{aligned} $$

となる $ ^{11} $ 。

一方、契約通貨が米ドルであることを示す「米ドルとの連動性」については、日本向け輸出を対象とする「米ドルとの連動性」に着目しなければならない。表5での「米ドルとの連動性」を示すΣa(USD, k)の値は、日本をはじめとする非米ドル圏向け輸出の「米ドルとの連動性」だけでなく、米ドル圏（米国・中国・香港）向け輸出の「米ドルとの連動性」も含んでいる。そこで、本節では、米ドル圏向け輸出はすべて米ドル建てで契約されていると仮定することによって、Σa(USD, k)から米ドル圏向け輸出での「米ドルとの連動性」の影響を取り除き、非米ドル圏向けの輸出における「米ドルとの連動性」を算出する。

具体的には、表 5 において推計された第 i 財についての「米ドルとの連動性」を、以下のようにウェイト付けして分解する。

$$ [\Sigma a(USD,2)]_{i}=w_{i}\times A(USD)_{i}+(1-w_{i})\times A(Non-USD)_{i} $$

ここで、 $ w_{i} $ は、第 i 財についての米ドル圏（米国・中国・香港）への輸出先比率である。A(USD) $ _{i} $ は、第 i 財についての米ドル圏向け輸出における「米ドルとの連動性」、そして、A(Non-USD) は、日本をはじめとする非米ドル圏向け輸出における「米ドルとの連動性」である。

上述のように、米ドル圏向け輸出における「米ドルとの連動性」は100％支配的であると考えられるので、A(USD)＝1と仮定する。上式左辺のΣa(USD,2)の値は表5から、右辺の中の $ w_{i} $ の値は表6の(US+C+HK)/Wから得られる。これらを上式に代入し、A(Non-USD)の値を求めることができる。そして、この算出された値が、日本をはじめとする非米ドル圏向け輸出の「米ドルとの連動性」となる。非米ドル圏向け輸出の中では、日本向けが主要な輸出先となることが多いので、このA(Non-USD)の値が、日本向け輸出での「米ドルとの連動性」を強く反映するものと考える。

表 8 は、前節で対象にした 19 品目のそれぞれについて、非米ドル圏向け輸出の「米ドルとの連動性」A(Non-USD) $ _{i} $ と、日本の輸入依存度 $ f_{i} $ の関係を示している。3 節の理論モデルに従えば、「米ドルとの連動性」は、日本の輸入依存度が 0.5 より高い品目に限って成立することになる。しかしながら、データの制約上、ここでの利用可能な品目の分類はかなり粗いものであった。このため、添付資料 1 での細分化された品目分類の中には、輸入依存度が極めて大きい商品もあるが、ここでの 19 品目に対応するように分類をまとめると、
その輸入依存度は高いものでも0.5を少し超える程度となった。そこで、表8では、 $ f_{i}>0.4 $ の3品目（鉱業品、履物、衣類）を輸入依存度の高いAグループとし、それ以外の品目（ $ f_{i}<0.4 $ ）を輸入依存度の低いBグループとした。選ばれたAグループの3品目は、どれも財の差別化が小さいと考えられる。したがって、この点において、3節(iv)が示している「パラメータμが十分に大きい」と言う条件も、これら3品目は、満たしていると考えられる。

表8で、両グループの統計的特徴を比較すると、Aグループの平均は1.103、分散は0.018である。一方、Bグループの平均は0.761、分散は0.119である。ここで、AグループとBグループの分散が等しくないと仮定した場合の平均に関する2標本検定（ウェルチの検定）を行うと、t値は2.970であり、片側1％水準で2標本の平均が等しいと言う帰無仮説は棄却される。つまり、Aグループの平均値がBグループの平均値より高いのは1％水準で統計的に有意である。このことは、理論モデルが示すように、日本の輸入依存度が高く、その上、財の差別化が小さい品目では、対日韓国輸出で、第3国通貨である米ドル建て契約が行われている可能性が高いことを示している。

残された問題としては、B グループにおいても、その平均値は、ゼロより十分に高いことである。理論モデルに従えば、第3国通貨が契約に選ばれない品目群である。これらの品目において、A グループほどではないにしろ、なぜ「ドルとの連動性」があるのかについては、本稿の2節(ii)で議論したような別の要因を考慮する必要があるであろう。

## 8 ．タイの輸出価格を使った実証分析

この節では、タイの輸出価格についての実証分析を行っていく。推定方法は、5－2節で示したアーモンラグ多項式を使用する。データは、月次ベースを使用し、その対象期間は、韓国の推計期間にほぼ対応する1998年3月から2003年3月までとした $ ^{12} $ 。

第1に、説明変数に該当する為替レートは、どれも、バーツ建ての対米ドル・レート、対日本円・レート、そして、対ユーロ・レートである。これら為替レートのデータは、Bank of Thailand(www.bot.or.th)の Table 91: Rates of Exchange of Commercial Bank in Bangkok Metropolis から入手した。具体的には、Average Rate を利用し、その算出方法は、

Average Rate = ( Selling Rate の月次平均 + Buying Rate ( Sight Bill ) の月次平均 ) / 2 となっている。したがって、韓国のケースと同様に月末値ではなく、月平均値を使用している。なお、2000 年 12 月以前の対ユーロ・レートは、1 ユーロ = 1.95583 ドイツマルクを使ってバーツの対ドイツマルク・レートより換算した。

表 9 は、使用したデータを示している。各列のデータの出所は、最下段に示されている。(A) 列に各 i 財の EPI 品目、(B) 列に各 i 財内でさらに細分化できる各 p 財の輸出額を示している。(C) 列では、各 i 財の EPI に対応するように、PPI をグループ化している。そして、各 i 財内の、PPI に関する p 財のウェイトを(B) 列の輸出額より算出している。たとえば、 $ i = [1] $ 食品の場合、各 t 時点において、p = 3, 4, 6 の 3 つの PPI(p) $ _{t} $ を利用して、

$$ \left[\begin{array}{l}1\end{array}\right] に対応する PPI_{t}=0.426\times PPI(3)_{t}+0.087\times PPI(4)_{t}+0.487\times PPI(6)_{t} $$
と計算する。こうして、t 時点における、（〔1〕の$\mathrm{EPI_{t}/[1]}$ に対応する$\mathrm{PPI_{t}}$）を算出し、この比率を推定のための被説明変数とした。

表 1 0 は、このようにして行われた各 i 財別の推定結果が示されている $ ^{13} $ 。第 1 に、「米ドルとの連動性」を示す $ \Sigma a(\mathrm{USD}, k) $ の推定係数については、すべての品目で統計的に有意で、その平均は 0.799 となった。これは、韓国のケース（平均値 = 0.837）と似た結果を示しており、タイでも米ドル契約が圧倒的であることを示している。一方、「円との連動性」を示す $ \Sigma a(\mathrm{JPY}, k) $ では、平均値が 0.4 を超えており、7 品目中 4 つで有意な結果を示している。このことは、韓国に比べタイの方が、幾分、円契約の利用度が高いことを示している。これに対し、「ユーロとの連動性」を示す $ \Sigma a(\mathrm{EUR}, k) $ では、すべての品目で有意な結果が得られていない。

なお、表11では、タイの輸出先比率が示されている。表10の結果と比較すると、i財が〔2〕飲料・たばこでは、日本向け輸出比率（JP/W）が大きいにもかかわらず、米ドル建て契約が行われている。しかし、〔1〕食品、〔3〕原料では、日本向け輸出が比較的高く、それに応じて、表10の「円との連動性」を示すΣa(JPY,k)の推定値がプラスで有意になっている。つまり、日本向け輸出比率が高ければ、円建て契約となる関係が、ここでは示されている。

### 9. おわりに

本稿では、国際貿易における契約通貨の決定メカニズムを、理論的・実証的に検証した。本稿後半の実証分析の結果、韓国やタイなど発展途上国の輸出では、米ドルが決済通貨としてだけではなく契約通貨としても支配的であること、また、それはアメリカ向けだけでなく、日本などアメリカ以外の国々への輸出でも幅広く成立することを明らかにした。われわれは、同時に、その理由としてはさまざまな要因を考察し、1つの可能性として、協調の失敗によって第3国通貨である米ドルが国際貿易で用いられることを理論的・実証的に示した。

中長期的に実体経済面での結びつきという観点から問題を整理した場合、日本を含めた東アジア諸国との経済的結びつきは今後も大きくなっていくと考えられる。したがって、契約通貨として米ドルが支配的に用いられる場合には、東アジア諸国にとって、その実効為替レートは不安化する余地も高いことになる。近年、欧州におけるユーロの誕生、ラテン・アメリカ諸国におけるドル化の進展をふまえた場合、比較的大きな経済圈の中で、その地域の通貨制度の将来に関してはっきりとした道筋が見えていないのは東アジア経済圈である。東アジア経済圈において今後どのような通貨制度を構築していくのが望ましいのかを、過去の教訓をふまえて検討していくことは、十分に意味があるといえる。
## 補論 1 (7)-(10)式および(11)-(14)式の導出

(1)-(3)式および(6)式から、 $ s_{0}=E\;s_{0} $ と $ s=E\;s $ の近傍では、 $ \partial\Pi^{E}/\partial P^{*}=\partial\Pi^{E}/\partial P^{*}=\partial\Pi^{0}/\partial P^{*} $ ， $ \partial\Pi^{0}/\partial P^{*}\partial s=\partial\Pi^{0}/\partial P^{*}\partial s $ ，および $ \partial^{2}\Pi^{E}/\partial^{2}P^{*}=\partial^{2}\Pi^{0}/\partial^{2}P^{*}=\partial^{2}\Pi^{0}/\partial^{2}P^{*} $ が成立する。したがって、 $ \partial P^{*}/\partial s=0 $ のとき、 $ s_{0}=E\;s_{0} $ と $ s=E\;s $ の近傍では、

$$ (\mathrm{A1})\;\Pi_{11}^{E}=\Pi_{11}^{I}=(\partial^{2}\Pi^{E}/\partial^{2}P^{*})(\partial P^{*}/\partial s_{0})^{2}+(\partial\Pi^{E}/\partial P^{*})(\partial^{2}P^{*}/\partial^{2}s_{0}), $$

(A2) $ \Pi_{11}^{0} = \Pi_{11}^{E} + \partial^{2}\Pi^{0}/\partial s_{0}^{2} + 2(\partial^{2}\Pi^{0}/\partial P^{*}\partial s_{0})(\partial P^{*}/\partial s_{0}) $

(A3) $ \Pi_{22}^{I}=\Pi_{22}^{0}=0, $

(A4) $ \Pi_{22}^{E}=\partial^{2}\Pi^{E}/\partial s^{2}, $

となる。同様に、$\partial P^{*}/\partial s_{0}=0$ のとき、$s_{0}=E s_{0}$ と $s=E s$ の近傍では、

(A5) $ \Pi_{11}^{E} = \Pi_{11}^{I} = 0, $

(A6) $ \Pi_{11}^{0}=\partial^{2}\Pi^{0}/\partial s_{0}^{2}, $

$$ (\mathrm{A}7)\;\Pi_{22}{}^{I}={\Pi_{22}}^{0}=(\partial^{2}\Pi^{I}/\partial^{2}\;P^{*})(\partial P^{*}/\partial\;s)^{2}+(\partial\Pi^{I}/\partial\;P^{*})(\partial^{2}P^{*}/\partial^{2}\;s)+2\;(\partial^{2}\Pi^{I}/\partial\;P^{*}\partial\;s)(\partial P^{*}/\partial\;s), $$

となる。

(4)式および(5)式から、

(A9) $ E\Pi^{0}-E\Pi^{I}=(1/2)\left[\left(\Pi_{11}^{0}-\Pi_{11}^{I}\right)\sigma_{0}^{2}+\left(\Pi_{22}^{0}-\Pi_{22}^{I}\right)\sigma^{2}\right] $

$$ E\Pi^{0}-E\Pi^{E}=(1/2)\left[\left(\Pi_{11}^{0}-\Pi_{11}^{E}\right)\sigma_{0}^{2}+\left(\Pi_{22}^{0}-\Pi_{22}^{E}\right)\sigma^{2}\right], $$

(A11) $ E\Pi^{I}-E\Pi^{E}=(1/2)\left[\left(\Pi_{11}^{I}-\Pi_{11}^{E}\right)\sigma_{0}^{2}+\left(\Pi_{22}^{I}-\Pi_{22}^{E}\right)\sigma^{2}\right]. $

したがって、$\partial P^{*}/\partial s=0$ のとき、

(A12) $ E\Pi^{\theta}-E\Pi^{I}=(1/2)[\partial^{2}\Pi^{\theta}/\partial s_{0}^{2}+2(\partial^{2}\Pi^{\theta}/\partial P^{*}\partial s_{0})(\partial P^{*}/\partial s_{0})]\sigma_{0}^{2} $

$$ \mathrm{(A13)}\quad E\Pi^{\theta}-E\Pi^{E}=(1/2)\{[\partial^{2}\Pi^{\theta}/\partial s_{0}^{2}+2(\partial^{2}\Pi^{\theta}/\partial P^{*}\partial s_{0})(\partial P^{*}/\partial s_{0})]\sigma_{0}^{2}-(\partial^{2}\Pi^{E}/\partial s^{2})\sigma^{2}\}, $$

(A14) $ E\Pi^{I}-E\Pi^{E}=-(1/2)(\partial^{2}\Pi^{E}/\partial s^{2})\sigma^{2}. $

また、$\partial P^{*}/\partial s_{0}=0$ のとき、

(A15) $ E\Pi^{\theta}-E\Pi^{I}=(1/2)\left(\partial^{2}\Pi^{\theta}/\partial s_{0}^{2}\right)\sigma_{0}^{2}, $

(A16) $ E\Pi^{0}-E\Pi^{E}=(1/2)\left(\left(\partial^{2}\Pi^{0}/\partial s_{0}^{2}\right)\sigma_{0}^{2}\right) $

$$ -\{\partial^{2}\varPi^{E}/\partial s^{2}+2[(\partial^{2}\varPi^{E}/\partial P^{*}\partial s)-(\partial^{2}\varPi^{I}/\partial P^{*}\partial s)](\partial P^{*}/\partial s)\}\sigma^{2}), $$

(A17) $ E\Pi^{I}-E\Pi^{E}=-(1/2)\left\{\partial^{2}\Pi^{E}/\partial s^{2}+2\left[(\partial^{2}\Pi^{E}/\partial P^{*}\partial s)-(\partial^{2}\Pi^{I}/\partial P^{*}\partial s)\right](\partial P^{*}/\partial s)\right\}\sigma^{2}. $
補論 2 (29)-(34)式の導出

(22), (23), および(24) の各式から、

$$ \begin{align*}(A18)\quad&\partial\varPi^{F}/\partial s=A\mu p^{\mathrm{E}^{1-\mu}}\quad s^{\mu-1}P^{*}{}^{\mu}\quad-\mu\eta A^{\eta}B s^{\mu\eta-1}(P^{*}/p^{\mathrm{E}})^{\mu\eta},\\ (A19)\quad&\partial\varPi/\partial s=A p^{\mathrm{I}^{1-\mu-}}P^{*}{}^{\mu},\\ (A20)\quad&\partial\varPi^{\theta}/\partial s_{0}=A(\mu-1)s p^{0}{}^{1-\mu}\quad s_{0}{}^{\mu-2}P^{*}{}^{\mu}\quad-\mu\eta A^{\eta}B s_{0}{}^{\mu\eta-1}(P^{*}/p^{0})^{\mu\eta},\end{align*} $$

$ s_{0}=E s_{0} $ と $ s=E s $ の近傍では、 $ P^{*}E s=p^{E}=p^{I}E s=p^{0}(E s/E s_{0})=A^{\eta-1}B \mu \eta/(\mu-1) $ となるので、

$$ \begin{align*}(A21)&\partial^{2}\varPi^{0}/\partial s_{0}{}^{2}=\quad(\mu-1)\left(\mu-2\right)A\quad s p^{0}\quad s_{0}{}^{-3}\left(P^{*}s_{0}/p^{0}\right)^{\mu}\quad-\mu\eta(\mu\eta-1)A^{\eta}B s_{0}{}^{-2}\left(P^{*}s_{0}/p^{0}\right)^{\mu\eta},\\&=\left(1/s_{0}\right)^{2}\left[\left(\mu-1\right)\left(\mu-2\right)A\quad p^{0}\left(s/s_{0}\right)-\mu\eta A^{\eta}B\left(\mu\eta-1\right)\right],\\&=-\left(1/s_{0}\right)^{2}p^{\mathrm{E}}\left(\mu-1\right)[\mu(\eta-1)+1]<0\end{align*} $$

$$ \begin{align*}&\left(\mathrm{A}22\right)\partial^{2}\varPi^{E}/\partial s^{2}=\upmu\left(\upmu-1\right)A p^{\mathrm{E}}\quad s^{-2}\left(P^{*}s/p^{\mathrm{E}}\right)^{\upmu}\quad-\upmu\upeta A^{\upeta}B\left(\upmu\upeta-1\right)s^{-2}\left(P^{*}s/p^{\mathrm{E}}\right)^{\upmu\upeta},\\&\quad=\left(1/s\right)^{2}\left[\upmu\left(\upmu-1\right)A p^{\mathrm{E}}\quad s^{-2}\quad-\upmu\upeta A^{\upeta}B\left(\upmu\upeta-1\right)\right],\\&\quad=-\left(1/s\right)^{2}p^{\mathrm{E}}\left(\upmu-1\right)[\upmu(\upeta-1)-1],\end{align*} $$

$$ \begin{align*}(A23)&\partial^{2}\varPi^{0}/\partial P^{*}\partial s_{0}=A\ \mu\left(\mu-1\right)\quad\left(s/s_{0}\right)\left(P^{*}\ s_{0}/p^{0}\right)^{\mu-1}\quad-\left(\mu\eta\right)^{2}A^{\eta}B\left(1/p^{0}\right)\left(P^{*}\ s_{0}/p^{0}\right)^{\mu\eta-1},\\&=\left(1/p^{0}\right)\left[A\ \mu\left(\mu-1\right)\left(p^{0}\ s/s_{0}\right)\right.\quad-\left(\mu\eta\right)^{2}A^{\eta}B],\\&=-\left(p^{\mathrm{E}}/p_{0}\right)\left(\mu-1\right)\mu(\eta-1)<0,\end{align*} $$

$$ \begin{aligned}\left(\mathrm{A}24\right)&\partial^{2}\varPi^{E}/\partial P^{*}\partial s=A\mu^{2}\left(P^{*}s/p^{\mathrm{E}}\right)^{\mu-1}-\left(\mu\eta\right)^{2}A^{\eta}B\left(1/p^{\mathrm{E}}\right)\left(P^{*}/s p^{\mathrm{E}}\right)^{\mu\eta-1},\\&=A\mu^{2}\quad-\left(\mu\eta\right)^{2}A^{\eta}B\left(1/p^{\mathrm{E}}\right),\\&=-\mu[\mu(\eta-1)-\eta],\end{aligned} $$

(A25) $\partial^{2}\Pi/\partial P^{*}\partial s=A\mu\left(P^{*}/p^{\mathrm{I}}\right)^{\mu-1}=\mu$
## 参考文献

大井 博之・大谷 聡・代田 豊一郎 (2003)、「貿易におけるインボイス通貨の決定について：「円の国際化」へのインプリケーション」『金融研究』22 巻 3 号、91-130.

河合正弘（1992）「円の国際化」伊藤隆敏編『国際金融の現状』第10章、有斐閣。

経団連 (2000)「資料 円の国際化に向けて - 貿易決済通貨としての円の国際化について - 」『経団連意見書：アジア経済再構築のための提言』。

http://www.keidanren.or.jp/japanese/policy/2000/007/shiryo1.html。

財務省 (2003) 「円の国際化の推進：『円の国際化推進研究会』座長とりまとめ」 http://www.mof.go.jp/singikai/kokusaika/top2.htm。

福田慎一 (1994) 「円の国際化：決済通貨としての円の役割」『フィナンシャル・レビュー』第31号、pp.151-166。

福田慎一 (1996) 「東アジアにおける金融の自由化・国際化と日本の役割」『フィナンシャル・レビュー』第38号、pp.32-55。

Bacchetta, P., and E. van Wincoop, (2002), “A Theory of the Currency Determination of International Trade,” NBER Working Paper 9039.

Baron, D.P., (1976), “Fluctuating Exchange Rates and the Pricing of Exports,” Economic Inquiry 14, pp.425-438.

Friberg, R., (1998), “In Which Currency Should Exporters Set Their Prices?” Journal of International Economics 45, pp.59-76.

Fukuda, S., (1995), "The Structural Determinants of Invoice Currencies in Japan: The Case of Foreign Trades with East Asian Countries" in T. Ito and A. O. Krueger eds., Financial Deregulation and Integration in East Asia, Chicago: University of Chicago Press.

Fukuda, S., and Ji Cong (1994), "On the Choice of Invoice Currency: The PTM Approach," Journal of the Japanese and International Economies 8, pp. 511-529.

Giovannini, A., (1988), “Exchange Rates and Traded Goods Prices,” Journal of International Economics 24, pp.45-68.

Gagnon, J. E., and M. M. Knetter, “Markup Adjustment and Exchange Rate Fluctuations: Evidence from Panel Data on Automobile Exports,” Journal of International Money and Finance, 14, 1995, pp. 289-310.

Goldberg, P. K., and M. M. Knetter, “Goods Prices and Exchange Rates: What Have We Learned?” Journal of Economic Literature, 35, 1997, pp. 1243-1272.

Johnston, J. (1984) Econometric Methods, 3rd ed., McGraw-Hill Book Company Japan, Tokyo.

Knetter, M. M., “International Comparisons of Pricing-to-Market Behavior,” American Economic Review, 83, 1993, pp. 473-486.

Krugman, P. K., “Pricing to Market When the Exchange Rate Changes,” in S. W. Arndt and J. D. Richardson eds., Real-Financial Linkages among Open Economies MIT Press, 1987.
Krugman, P., (1980) "Vehicle Currencies and the Structure of International Exchange," Journal of Money, Credit, and Banking, 12, pp.513-526.

Matsuyama, K., N. Kiyotaki, and A. Matsui, (1993) "Toward a Theory of International Currency," Review of Economic Studies, 60, pp.283-307.

Marston, R. C., “Pricing to Market in Japanese Manufacturing,” Journal of International Economics, 29, 1990, pp. 217-236.

Mitchell, D.W., and P.J. Speaker, (1986) “A Simple, Flexible Distributed Lag Technique,” Journal of Econometrics, 31, pp. 329–340.

Rey, H., (2001), “International Trade and Currency Exchange,” Review of Economic Studies 68, pp.443-464.
表1.韓国・タイの輸出先別輸出依存度(輸出先輸出額/世界向け輸出合計額、%)

輸出先	IMF DOTS 対応エリア	1997	1998	1999	2000	2001
韓国輸出先	工業国合計アメリカ合衆国日本西ヨーロッパその他工業国	Industrial countriesUnited StatesJapanWestern EuropeCanada, Australia, New Zealand	41.6%	48.1%	50.5%	51.3%	48.6%
15.2%	17.4%	20.6%	22.0%	20.9%
10.3%	9.2%	11.0%	11.9%	11.0%
13.5%	18.0%	15.8%	14.3%	13.7%
2.8%	3.4%	3.0%	3.1%	3.0%
東ヨーロッパ	Europe (Eastern Europe in DOTS)	4.4%	4.2%	2.7%	2.3%	2.7%
東アジア合計中国香港インドネシアマレーシアフィリピンタイベトナムシンガポールその他の東アジア	East AsiaChina:MainlandChina:Hong KongIndonesiaMalaysiaPhilippinesThailandVietnamSingapore	35.1%	31.8%	32.9%	33.6%	33.6%
9.4%	9.0%	9.5%	10.7%	12.1%
8.1%	7.0%	6.3%	6.2%	6.3%
2.5%	1.3%	1.8%	2.0%	2.2%
3.0%	2.7%	2.5%	2.0%	1.8%
1.8%	2.1%	2.2%	2.0%	1.7%
1.6%	1.1%	1.2%	1.2%	1.2%
1.1%	1.0%	1.0%	1.0%	1.2%
4.0%	3.1%	3.4%	3.3%	2.7%
3.6%	4.3%	4.9%	5.1%	4.4%
南アジア	South Asia	1.8%	2.2%	1.8%	1.6%	1.8%
中東	Middle East + Afghanistan	3.4%	4.7%	4.2%	4.2%	4.6%
中南米	Western Hemisphere	5.8%	6.5%	5.9%	5.3%	6.4%
その他	Africa, N. Korea, & Area not specified	7.9%	2.5%	2.0%	1.6%	2.3%
全世界合計	DOTS World Total	100.0%	100.0%	100.0%	100.0%	100.0%
タイ輸出先	工業国合計アメリカ合衆国日本西ヨーロッパその他工業国	Industrial countriesUnited StatesJapanWestern EuropeCanada, Australia, New Zealand	54.4%	58.2%	57.4%	56.5%	56.5%
19.4%	22.3%	21.7%	21.3%	20.3%
15.2%	13.7%	14.1%	14.7%	15.3%
16.9%	19.0%	17.9%	16.7%	17.3%
2.9%	3.2%	3.7%	3.7%	3.6%
東ヨーロッパ	Europe (Eastern Europe in DOTS)	1.0%	0.8%	0.9%	1.0%	0.9%
東アジア合計中国香港インドネシア韓国マレーシアフィリピンベトナムシンガポールその他の東アジア	East AsiaChina:MainlandChina:Hong KongIndonesiaKoreaMalaysiaPhilippinesVietnamSingapore	36.4%	32.0%	32.0%	33.9%	33.7%
3.0%	3.2%	3.2%	4.1%	4.4%
5.9%	5.1%	5.1%	5.0%	5.1%
2.4%	1.8%	1.7%	1.9%	2.1%
1.8%	1.1%	1.6%	1.8%	1.9%
4.3%	3.3%	3.6%	4.1%	4.2%
1.2%	1.4%	1.6%	1.6%	1.8%
0.9%	1.1%	1.0%	1.2%	1.2%
11.1%	8.6%	8.7%	8.7%	8.1%
5.7%	6.3%	5.7%	5.5%	5.0%
南アジア	South Asia	1.3%	1.3%	1.5%	1.7%	1.7%
中東	Middle East + Afghanistan	3.4%	3.4%	3.5%	3.0%	3.3%
中南米	Western Hemisphere	1.1%	1.5%	1.3%	1.5%	1.7%
その他	Africa, N. Korea, & Area not specified	2.4%	2.7%	3.3%	2.3%	2.3%
全世界合計	DOTS World Total	100.0%	100.0%	100.0%	100.0%	100.0%

注: 南アジアは、7カ国 (Pakistan, Nepal, India, Sri Lanka, Bhutan, Bangladesh, Maldives)

出所 IMF DOTS(Direction of trade statistics)