Silviase/jgov_v1.4_full_ann huggingface dataset:
社外取引の^~ルス化
説明変数	保数	標準説差	t值
企業の組織変革とIT化とテレワーカー比率のクロス項(高×高×高)	0.6513	0.1489	*** 4.38
企業の組織変革とIT化とテレワーカー比率のクロス項(高×高×低)	0.2738	0.1164	** 2.35
企業の組織変革とIT化とテレワーカー比率のクロス項(高×低×高)	0.2603	0.3730	0.70
企業の組織変革とIT化とテレワーカー比率のクロス項(高×低×低)	-0.1211	0.1578	-0.77
企業の組織変革とIT化とテレワーカー比率のクロス項(低×高×高)	0.4692	0.1400	*** 3.35
企業の組織変革とIT化とテレワーカー比率のクロス項(低×高×低)	0.3483	0.0922	*** 3.78
企業の組織変革とIT化とテレワーカー比率のクロス項(低×低×高)	0.4820	0.2711	* 1.78
産業ダミー(食料品、飲料・たばこ・飼料製造業)	-0.6603	0.6272	-1.05
産業ダミー(鍛錐工業)	-1.0264	0.6779	-1.51
産業ダミー(イルブ・紙・紙加工品製造業)	-0.5976	0.6746	-0.89
産業ダミー(化学工業)	0.0902	0.6308	0.14
産業ダミー(石油・石炭・プラズチウ製品製造業)	-0.8391	0.6553	-1.28
産業ダミー(葉業・土石製品製造業)	-0.3975	0.6619	-0.60
産業ダミー(鉄網業)	-0.9741	0.6618	-1.47
産業ダミー(非鉄金属製品・金属製品製造業)	-0.4460	0.6294	-0.71
産業ダミー(一般機械器具製造業)	-0.2111	0.6255	-0.34
産業ダミー(電気機械器具製造業)	0.7643	0.6444	1.19
産業ダミー(情報通信機械器具製造業)	0.4370	0.6453	0.68
産業ダミー(輸送用機械器具製造業)	-0.3358	0.6282	-0.53
産業ダミー(精密機械器具製造業)	0.3124	0.6824	0.46
産業ダミー(その他の製造業)	-0.2956	0.6346	-0.47
産業ダミー(農林漁業・同協同組合、紙業)	-0.1116	0.7085	-0.16
産業ダミー(建設業)	0.2996	0.6210	0.48
産業ダミー(電気・ガス・熱供給・水道業)	-0.7272	0.6614	-1.10
産業ダミー(映像・音声情報制作・放送・通信業)	1.1220	0.6936	1.62
産業ダミー(新聞・出版業)	0.4956	0.8134	0.61
産業ダミー(情報サービス業)	0.9818	0.6235	1.57
産業ダミー(運輸業)	-0.5372	0.6398	-0.84
産業ダミー(御売業)	0.1406	0.6109	0.23
産業ダミー(小売業)	-0.4875	0.6167	-0.79
産業ダミー(金融・保険業)	0.8019	0.6927	1.16
産業ダミー(その他の非製造業)	0.8295	0.6335	1.31
定数項	-0.6015	0.6074	-0.99
サンプル数	1185
F值	8.51
Prob>F	0.00
Adj R-squared	0.17
## 短期日本経済マクロ計量モデル (2008 年版) の構造と乗数分析 $ ^{*} $

飛田 史和**

田中 賢治

梅井 寿乃

岩本 光一郎

鴨原 啓倫

<要約>

内閣府・経済社会総合研究所では、随時の改訂が可能で、公開性及び機動性の高いコンパクトな「短期日本経済マクロ計量モデル」を開発し、1998年に公表して以降、随時改訂を行ってきた。本稿は、2007年3月までに取得可能だったデータに基づき改訂した「短期日本経済マクロ計量モデル (2008年版)」の構造と乗数シミュレーション結果について報告するものである。当モデルの特徴は、四半期ベースの推定パラメータ型の短期モデルであり、方程式総数152本（うち推定式48本）の中型のモデルで、財貨・サービス市場、労働市場、貨幣市場、及び外国為替市場の4市場から構成され、伝統的なIS－LM－BP型のフレーム・ワークを持った、いわば「価格調整を伴う開放ケインジアン型」である。今回の主な改訂は以下の通りである。まず、設備投資の短期的な変動要因として、2006年版では外需の影響が重視されていたものを、内需にも依存するように変更した。労働力人口に関しては、人口の高齢化が労働力人口比率の押し下げ要因となっていることや、男女別の労働力人口の動きの相違を反映した推計方法に変更した。また、2006年版モデルでは輸入を品目別に10分類し連鎖化が図られたが、今回はモデルの操作性を重視し、鉱物性燃料と鉱物性燃料以外の2分類への簡略化を行った。

## JEL Classification: C5, E17

Key words: マクロ計量モデル、乗数シミュレーション、動学的パフォーマンス
# The ESRI Short-Run Macroeconometric Model of the Japanese Economy (2008 version): Basic Structure, Multipliers, and Economic Policy Analyses

By Fumikazu Hida, Kenji Tanaka, Hisano Umei, Koichiro Iwamoto and Hironori Shigihara

## Abstract

This paper describes the basic structure and multipliers of the 2008 revised version of The ESRI Short-Run Macroeconometric Model of the Japanese Economy, which was first released in 1998 (Hori et al. (1998)).

The model is basically a demand-oriented, traditional Keynesian-type model with an IS-LM-BP framework; however, it adopts recent developments in econometrics, such as co-integration, and error correction to ensure long-run equilibrium. The use of the new techniques contributes toward the stabilization of the long-run behaviors in the model. The short-run properties, on the other hand, have not changed significantly from the previous versions.

The key revised point of the 2008 version is to modify the function form of private non-residential investment and the labor force. The former is modified short-term items to show the short-term dynamic process more clearly, and the latter is modified to describe the recent trends of the labor force ratio and the population over 15 years of age, and those gender gaps.

The following are some of the multipliers of our policy simulations. The peak of fiscal multiplier, i.e., the effect of government investments on GDP, is about 1.1 in Japan. The effect of income tax reduction is smaller due to its leak to household savings. These characteristics of multipliers are not significantly different between the 2006 and 2008 versions. But because the effects of monetary policy don’t become evident as time passes, this is a small difference from the previous one.

Effects of Macroeconomic Policies in Japan on Real GDP

Effect of Government Investments (1 % of Real GDP)	Effect of Income-Tax Reduction (1 % of Nominal GDP)	Effects of Short-Run Interest Rate Rise (1 %)
1st Year	1.00	0.23	-0.40
2nd Year	1.10	0.60	-0.43
3rd Year	0.94	0.60	-0.63
## 第 1 章 短期日本経済マクロ計量モデル（2008 年版）の概要

## 第 1 節 短期日本経済マクロ計量モデルについて

内閣府・経済社会総合研究所では、様々な政策効果や外的ショックが日本経済に与える効果を分析するために、「短期日本経済マクロ計量モデル」を開発し公表している。このモデルは、1年程度の短期的な調整過程を示すことに主眼をおいたものである。

基本的な形は、堀・鈴木・萱園（1998）に従い、IS-LM-BP型（マンデル＝フレミング・モデル）のフレームワークに、価格は期待修正フィリップス曲線で内生化されている「価格調整を伴う開放ケインジアン型」である。

1998 年版モデル以降、経済理論の進展に基づく方程式体系の改良と、年々の経済の変化を踏まえた再推計を行い、方程式体系および乗数結果を含めて公表している $ ^{1} $ 。

## 第2節モデルの基本的構造

短期日本経済マクロ計量モデルは、四半期ベースの推定パラメータ型計量モデルであり、2008年版においては方程式数152本（うち推定式48本）の中型のモデルである。

本モデルは、財貨・サービス市場、労働市場、貨幣市場、及び外国為替市場の4市場から構成されている。市場別のモデルの構造は以下の通りである。

## (1) 財貨・サービス市場

需要側は、家計と企業の合理的な行動を前提とした民間消費、投資（企業設備、住宅）、モデルでは外生扱いとする政府支出、所得及び相対価格要因で定まる外需（輸出一輸入）の合計として決定される。このうち民間消費は、短期的には可処分所得により決定されるが、長期的には家計保有の人的・物的資産に依存する。また設備投資は、要素価格均衡式（資本の限界生産力が実質金利に等しい）に基づく均衡資本ストックへの現実資本ストックの調整として捉えられ、その調整速度が資本コストに依存するように定式化されている。GDP水準は、価格調整が完全でない短期においてこの総需要により定義的に定まり、その関係がモデルのIS曲線を構成する。一方、供給側では、短期的には所与である生産要素（労働供給、資本ストック）が生産関数を通じ潜在GDPに変換される。長期においては、生産水準から決定されるマクロの稼働率（GDPギャップ）が期待修正フィリップス曲線を通じ物価や労働供給に影響を与え、設備投資が資本ストックを変化させるため、その調整メカニズムにより均衡稼働率水準への回帰が生じる。
## (2) 労働市場

要素価格均衡式 (労働の限界生産力が実質賃金に等しいと想定) を基礎として均衡労働分配率を導出し、それと現実の労働分配率との乖離が失業率及び労働需要を決定すると考えた。他方、労働供給は、人口や高齢者の割合、実質賃金に依存して決定される。

## (3) 貨幣市場

マネーサプライ $ (M_{2}+CD) $ はマネーの需給均衡式である LM 曲線によって決定される。短期利子率は、マクロの需給ギャップと物価上昇率に依存して決定される。長期金利は、短期金利との期間構造から決定される。名目金利から期待物価上昇率を差し引いた実質金利は、資本コストとして財貨市場にフィードバックされ、総需要水準にも影響する。

## (4) 外国為替市場

ここでは為替レートが決定される。為替レート決定のメカニズムは、内外相対価格による均衡レート、内外金利差、およびリスク・プレミアムに依存するいわゆるアセット・アプローチによる。為替レートは輸出入価格、実質輸出入及び要素所得の受け払いに影響を与え、それらから経常収支が決定される。資本収支は、外国為替市場の均衡関係 (BP 曲線) により、定義的に定めている。

なお、政府部門は一般政府ベースで定義されている。支出側は、政府投資と政府消費および社会保障給付であり、このうち政府投資は外生的に、他は内生的に決定される。歳入側は、個人税、法人税、間接税（含む消費税）および社会保障負担から構成され、すべて各々の賦課ベースを説明変数として内生的に求められる。

以上の４市場と政府・財政部門のメカニズムを要約すると、以下の要約表のように整理できる。
## 要約表 (モデルの構造)

$$ KP=KP_{_{-1}}\ +IP $$

$$ d P/P=P(B(L)\dot{)}(d P/P)\mathbf{\Sigma}_{-1},G A P) $$

(2) 労働市場

$ L_{s} = L_{s}(W/P, POP) $ 労働供給

$ L_{D} = L_{D}(1 - UR) $ 労働需要

$ UR = UR(CU, (YW/NI)/(YW/NI)^{eq}) $ 失業率

政府支出

個人税

法人税

間接税

社会保障負担

社会保障給付

一般政府財政バランス

$$ M_{_{S}}=M_{_{D}}(i_{_{s}},P\bullet Y) $$

$$ i_{s}=i_{s}\left(C(L)d P/P,G A P\right) $$

$$ i_{_{i}}=D(L)i_{_{s}} $$

$$ r=1_{i}-dp/p $$

(5) 外国為替市場·国際収支

$ E = E(l_{i} - l_{i}^{*}, P/P^{*}, \rho) $

$ \rho = \sum BC/(P \cdot Y) $

$ BC = P \cdot X - E \cdot P^{*} \cdot M $

$ BC + BK = 0 $

BK	:資本収支	NW	:純資産
CG	:政府消費	POP	:15歳以上人口
CU	:稼動率	POP65	:65歳以上人口
IG	:政府投資(外生)	W	:賃金率
HK	:人的資本及び家計保有の物的資本	WD	:世界需要
KH	:住宅ストック	YD	:家計可処分所得
NI	:国民所得	YW	:雇用者報酬

(備考) 添字の eq は均衡値、 $ ^{*} $ は外国変数、A(L)はラグ演算子を表す。
## 第 3 節 2008 年版モデルの改訂事項の概要

## (1) 推計データの改訂

今回の推計においては、原則として1990年第1四半期から2005年第4四半期までのデータを用いた。平成19年版国民経済計算年報では、前年行われた平成12年基準改定を補足して、生産系列について流通在庫、マージン額の再改訂を、支出系列についてはより連続性を重視する観点から1994、1995年データの改訂が行われたが、今回はそこまでを取り込んで推計を行った。

## (2) 設備投資関数

設備投資関数について理論と実用の両面から検討を行った。第2章 第1節で詳述されているように、企業の最適化行動から導出されるトービンのq理論に基づく推計も試みたが、必ずしも優良な結果が得られなかった。その結果として、従来と同様にストック調整型を採用し、短期的な需要要因として外需だけでなく内需にも依存するように変更した。

## (3) 労働力人口

我が国の総人口は2004年をピークとして減少を始めたが、労働力人口のピークはそれより早い。特に65歳以上の人口比率の増加は、全体の労働力人口比率を押し下げる要因となっている。今回は労働力人口比率を男女別に推計して、その低下トレンドが成長の制約となっていることを示した。

## (4) 輸入系列の区分簡素化

輸入系列については2006年版で精緻化 (2区分→10区分)、連鎖化が図られ、予測力についても検証されている (2006年版補論参照)。今回の2008年版では、モデルの操作性を重視し、鉱物性燃料輸入と鉱物性燃料以外の輸入の2区分へと簡略化を行った。

## 第2章 今回の主な改訂事項

## 第 1 節 設備投資関数

短期日本経済マクロ計量モデルでは、2003年版以降、長期的均衡関係を表現する誤差修正項を活用した設備投資関数を採用し、説明変数に均衡資本ストック（資本ストックの長期的な均衡値）への調整を表現する誤差修正項を用いている。均衡資本ストックを用いることで、長期的な資本蓄積経路へ向かって収束していくメカニズムを組み込まれている。それ以外の説明変数は短期的動学プロセスを表現しており、資本コストや需要要因などの
説明変数が、随時見直されながら用いられてきた。計量経済モデルで用いる設備投資関数という性格上、経済理論に忠実であるだけでなく、現実のデータの動きとの整合性も確保される必要性がある。このことを踏まえて、今般、設備投資関数について、理論と実用の両面から再検証を行い、設備投資関数の改訂を行った $ ^{2} $ 。

まず、標準的な設備投資理論であるトービンの q 理論の適用可能性について検討する。トービンの q 理論は、企業の動学的最適化行動から導出され、計量経済モデルで満たすべき重要な要素の一つである理論的整合性を備えているという利点がある。将来見通しの好転に伴い q が 1 を上回ることは、設備投資を増加させることで企業価値が高まることを意味するため、景気拡大局面における設備投資需要の拡大をうまく表現できる可能性がある。これまで採用されてきた誤差修正型の設備投資関数では、投資率 (I/K) が定常状態での均衡水準より低い場合はトービンの q が 1 を下回り、均衡水準よりも高い場合にはトービンの q が 1 を上回るという関係が背後で成立しているが、その関係が明示的には示されない。しかし、トービンの q 理論に基づく設備資関数は、Abel and Blanchard (1986) や Hayashi and Inoue (1991) などに見られるように、実証分析において、これまで必ずしも良好なパフォーマンスを示してこなかった³。そこで、まず、トービンの q 理論に基づく設備投資関数が、1990 年代以降の日本に適用可能かを検証するため、試行的に簡単な計測を行う。推定される設備投資関数は式(1)である。主なデータは法人企業統計季報を用いて構築した⁴。

$$ \frac{I_{_{t}}}{K_{_{t-1}}}=c+\alpha_{_{1}}\times q_{_{t}}+\alpha_{_{2}}\times\frac{CF_{_{t}}}{K_{_{t-1}}}+\alpha_{_{3}}\times dum914+\alpha_{_{4}}\times dum993+u_{_{t}} $$

(I: 実質設備投資、K: 実質資本ストック、q: トービンの q、CF: 実質キャンコフロー、dum914: 91 年 Q4 ダミー、dum993: 99 年 Q3 ダミー)

計測結果を示した表2-1をみると、トービンのqは有意に効いているものの、式全体の説明力は低いと言わざるを得ない。この結果は、前述の先行研究と同様である。トービンのq理論はミクロ的基礎付けを伴った洗練された投資理論ではあるが、計量経済モデルで採用できるような簡単な推計式では、現実の設備投資行動を十分に説明することは困難であり、今回の改訂ではトービンのq型の設備投資関数を見送ることとした。
表 2-1 トービンの q 型設備投資関数の計測結果

c	q	CF/K	dum914	dum993	adj- $ R^{2} $
1990Q1-2007Q3	0.077	0.022	0.147	-0.092	0.4212
(8.92)	(4.64)	(4.84)	(-3.04)
0.106	0.028	-0.224	0.151	-0.094	0.4401
(3.85)	(3.57)	(-1.06)	(5.01)	(-3.14)
1982Q1-2007Q3	0.091	0.017	0.141	-0.100	0.4399
(16.11)	(6.94)	(4.91)	(-3.48)
0.038	0.010	0.363	0.137	-0.094	0.4431
(1.80)	(2.62)	(2.56)	(4.76)	(-3.28)

(備考) カッコ内は t 值。操作変数は、1 期前と 2 期前の q、1 期前と 2 期前の $ CF/K $

そこで、前回モデルと同様、長期的な均衡値である均衡資本ストックへの調整を表現する誤差修正型の設備投資関数を採用し、短期的動学プロセスを表す項の見直しを行った。前回モデルで採用した短期的動学プロセスを表す説明変数は以下の3つである。1つは輸出であり、外需による設備投資誘発を考慮したものである。残りの2つはトービンのqの構成要素であり、資本の使用者費用と、資本ストックの市場価格と再調達価格の相対価格が用いられた。

まず、輸出については、需要の増加に伴い必要な資本ストックが増加するという要因を組み込んだものであるが、そうであるならば外需だけではなく、内需も考慮する方が相応しく、加えて、景気拡大局面における設備投資需要の拡大を表現するのに適していると考えられる。そこで、今回改訂では、輸出だけでなく内需にも依存するように説明変数を変更した。2番目の資本の使用者費用については、前回と同様に採用した。3番目の資本ストックの市場価格と再調達価格の相対価格については、今回の推定では、符号条件が経済理論と合わず説明力も極めて低い結果となったため、説明変数から外した。

## 第 2 節 勞動力人口

前回モデルの労働力人口の推計には、以下のような長期的均衡関係に基づく誤差修正項を活用した推計式が採用されている。すなわち、労働力人口と15－64歳人口（生産年齢人口）との間にある長期均衡的な関係を踏まえ、誤差修正項として15－64歳人口に対する労働力人口の比率（LF／POP1564）が用いられ、短期的動学プロセスを表す説明変数には、景気変動の影響を考慮し、実質賃金（W／P）と失業率（UR）が採用された。しかし、前回と同様の説明変数を用いて今回推計期間の1990－2005年で推計した表2-2をみると、必ずしも満足のいくパフォーマンスが得られていない。特に、98年以降の推計結果は著しくパフォーマンスが悪い。労働力人口は推計期間中の1997年第4四半期にピークを迎え、その後は減少傾向に転じており、その変化がうまく追えていない可能性が指摘できる。
表 2–2 推計結果

被說明変数： $ ln(LF) $

$ ln(LF_{-1}/POP1564_{-1}) $	$ \Delta ln(w_{-1}/p_{-1}) $	$ \Delta ln(w_{-2}/p_{-2}) $	$ \Delta UR_{-1} $	$ adj-R^{2} $
1990Q1-2005Q4	-0.003	0.111	0.065	-0.007	0.172
(-1.60)	(2.82)	(1.87)	(-1.42)
1990Q1-1997Q4	-0.012	0.114	-0.009	-0.035	0.441
(-3.24)	(1.63)	(-0.12)	(-2.38)
1998Q1-2005Q4	0.002	0.044	0.035	-0.003	0.055
(1.33)	(0.99)	(0.92)	(-0.62)

(備考) カッコ内は t 值。

労働力人口は、定義的に式(2)の関係が成立するため、15歳以上人口と労働力人口比率の2つの要因に分けることができる。

劳働力人口=15 歲以上人口×勞働力人口比率 (勞働參加率)

図 2-1 をみると、15 歳から 64 歳人口は 98 年をピークに、それ以降減少しているのに対して、15 歳以上人口は一貫して増加している。従って、15 歳以上人口の増加は、人口の高齢化に伴う 65 歳以上人口の増加が原因である。一方で、図 2-2 をみると、労働力人口比率は 98 年以降大幅に低下しており、式(1)の関係から、98 年以降の労働力人口の減少の原因は、労働力人口比率の低下によるものであることが分かる。前回推計では、この「15 歳以上人口の増加」と「労働力人口比率の低下」という二つの要因が一つの推計式でうまく表現できていないために、パフォーマンスが悪かったものと考えられる。

図 2-2 より、労働力人口比率の推移を年齢階層別に見ると、15－64 歳では上昇傾向にある。それに対して、65 歳以上では92 年のピークから6%ポイント程度低下している。さらに、労働力人口比率の水準は、15－64 歳と65 歳以上で大きな格差があるため、相対的に労働力人口比率が低い65 歳以上人口の割合の上昇は、国全体の労働力人口比率を押し下げる要因となる。

次に、労働力人口比率を男女別に比較すると、2008年の水準は男性73.1%、女性48.5%と、その水準は大きく違う。時系列的な推移は、男女とも人口の高齢化を反映して98年頃から徐々に低下しているものの、女性の低下幅は男性よりも小さく、足元では下げ止まっている $ ^{5} $ 。
図 2—1 15 歳以上人口、15～64 歳人口、労働力人口

(備考) 総務省「労働力調査」より作成。図2-2も同様。

図 2–2 労働力人口比率

以上の分析を踏まえ、今回モデルでは、「15歳以上人口の変化」と「労働力人口比率の変化」という2つの要因で規定される労働力人口を直接推計するのではなく、2つの要因を分けて考える。すなわち、推計によって求める変数を労働力人口比率とし、これに外生変数として扱う15歳以上人口をかけて、労働力人口とすることとした。

労働力人口比率の推計式には、労働力人口比率の長期的な低下トレンドが人口の高齢化
によって生み出されていると考えられることから、15歳以上人口に対する65歳以上人口の比率を長期的均衡関係に基づく誤差修正項として導入した。短期的動学プロセスを表す変数には、前回の労働力人口の推計と同様に、景気変動の影響を考慮し、実質賃金と失業率を用いた。また、図2-2でみたように、労働力人口比率の水準や推移が男女で異なることを踏まえ、労働力人口比率は男女別に推計することとした $ ^{6} $ 。

## 第 3 節 輸入連鎖統合

2006年版モデルと2008年版の違いの一つとして、輸入デフレータ計算における連鎖統合の有無がある。元々、本モデルでは原油価格変化シミュレーションへの要請が強いことから、輸入を分割することについては大前提であったが、2006年版ではさらに連鎖統合に対応するため、輸入をその品目によって10区分に分割していた。しかし2008年版は旧来のモデルと同じく、輸入サブプロックを鉱物性燃料輸入とそれ以外の輸入の2区分のみの分割となっている(表2-3参照)。

表 2–3 輸入サブブロックの構造

08 年モデル輸入サブブロックの構造

財貨・サービスの輸入	モデル内での構造	実績データの作成法
MGS(実質)	= FUEL + NFMGS	SNA
MGSV(名目)	= FUELV + NFMGSV	SNA
PMGS(デフレータ)	= MGSV / MGS	= MGSV / MGS

||

鉱物性燃料輸入	モデル内での構造	実績データの作成法
FUEL(実質)	推定式	= FUELV / PFUEL
FUELV(名目)	= FUEL × PFUEL	貿易統計
PFUEL(デフレータ)	= PFUELAT × DPITAX	輸入物価指数
PFUELAT(税抜きデフレータ)	推定式	= PFUEL / DPITAX

+

鉱物性燃料除く財貨・サービス輸入	モデル内での構造	実績データの作成法
NFMGS(実質)	推定式	= MGS - FUEL
NFMGSV(名目)	= NFMGS × PNFMGS	= MGSV - FUELV
PNFMGS(デフレータ)	= PNFMGSAT × DPITAX	= NFMGSV / NFMGS
PNFMGSAT(税抜きデフレータ)	推定式	= PNFMGS / DPITAX

DPITAX: 消費稅転嫁率

再び輸入を２区分バージョンに戻したのは、昨年のDPに見るように１０区分（連鎖統合）バージョンである２００６年版の方が、理論的には正しい対応であるにもかかわらず、むしろ
モデルの精度が下がることを問題視したためである $ ^{7} $ 。

付注 トービンの q の算出方法

$$ q=\frac{LB^{m}+V^{m}-LAND^{m}-OTHER^{m}-A}{\left(1-z\right)pK^{r}} $$

(1) $ K^{r} $ (実質資本ストック)

1970年10-12をベンチマークとした恒久棚卸法。ベンチマーク時点の簿価の資本ストックを、1970年国富調査の経過年数を用いて時価換算（設備投資デフルーター使用）。物理的償却率はHayashi&Inoue(1991)を使用、1970年国富調査の財別比率（6品目）で物理的償却率を加重平均。

(2)p(投資財価格): 設備投資デフレーター

(3) $ LAND^{m} $ (土地の市場価値): 1970年10-12をベンチマークとした恒久棚卸法、1970年の時価簿価比率5.27倍 (ogawa.et al. (1994))。 $ LAND_{t}=(LAND_{t-1}- $ 土地減少分) $ \times $ 地価上昇率 $ + $ 土地増加分。地価上昇率は、

(財) 日本不動産研究所の全国市街地地価指数 (全用途平均) を使用。

(4) $ V^{m} $ (企業の市場価値)：簿価表示の資本に PBR (東証一部) をかけて算出。

(5) $ LB^{m} $ (純負債の市場価値)、 $ OTHER^{m} $ (在庫・その他資産の市場価値)：簿価表示をそのまま時価とし使用。

(6) z (当期の投資 1 単位の当期以降の減価償却による法人税節約分の割引現在価値)

$$ z_{t}=\sum_{s=t}^{\infty}\tau_{s}D\big(t,s\big)\beta_{s}\qquad 但 し、\beta_{s}=\prod_{i=1}^{s-t}\big(1+r_{t+i}\big)^{-1}、D\big(t,s\big)=\big(D E P R_{t}\big)\big(1-D E P R_{t}\big)^{s-t} $$

$ (\tau $ : 実効税率、DEPR : 減価償却率、r : 割引率)

DEPR と $ \tau $ が一定だと仮定すると、

$$ z_{_{t}}=\frac{\tau_{_{t}}\big(DEPR_{_{t}}\big)\big(1+r_{_{t}}\big)}{r_{_{t}}+DEPR_{_{t}}} $$

① $ \tau $ (実効税率)

$$ \tau_{_{t}}=\frac{\left(u_{_{t}}+v_{_{t}}\right)\left(1+r_{_{t}}\right)}{1+r_{_{t}}+v_{_{t-1}}}\qquad(u: 法人税率 + 法人住民税率、v: 法人事業税率 ) $$

② r(割引率): 貸出約定平均金利 (都銀) の短期金利と長期金利を、短期借入金残高と長期借入金残高で加重平均。

③ DEPR (減価償却率)：減価償却費をその他の有形固定資産で割って算出。

(7) A (過去の投資 1 単位の将来の減価償却による法人税節約分の割引現在価値)

$$ A_{t}=\sum_{s=t}^{\infty}\tau_{s}\beta_{s}\Bigg[\sum_{n=-\infty}^{t-1}D\big(n,s\big)p_{n}I_{n}\Bigg]\qquad\tau を一定とすると、A_{t}=\tau_{t}B_{t}\quad 但 し、B_{t}=\sum_{s=t}^{\infty}\beta_{s}\Bigg[\sum_{n=-\infty}^{t-1}D\big(n,s\big)p_{n}I_{n}\Bigg] $$

と書ける。このとき、
$$ B_{_{t+1}}=\left(1+r_{_{t}}\right)\Biggl[B_{_{t}}+\biggl(\sum_{s=t}^{\infty}D\bigl(t,s\bigr)\beta_{_{s}}\biggr)p_{_{t}}I_{_{t}}-\sum_{n=-\infty}^{t}D\bigl(n,t\bigr)p_{_{n}}I_{_{n}}\Biggr]\\ =\left(1+r_{_{t}}\right)\Biggl[B_{_{t}}+\frac{z_{_{t}}}{\tau_{_{t}}}p_{_{t}}I_{_{t}}-DEPR_{_{t}}\Biggr] $$

以上により $ B_{t} $ の初期値を与えるとその系列が求められる。

$ B_{t} $ の初期値は 75 年 10-12。本間他 (1984) の値を採用。

## 第3章 モデルの動学的パフォーマンス

## 第1節 主要乗数シミュレーションの結果

本節では「短期日本経済マクロ計量モデル」による主要なシミュレーション結果 (乗数)を紹介する。各表の数値は、インパクト・ケースにおける各変数の水準の、標準ケース（シミュレーション上のインパクトを加える前のケースで、実績値に等しい）における同変数の水準からの乖離率、あるいは乖離幅を示している $ ^{8} $ 。

詳細の解説は次頁以下に譲るが、結果の概略をまとめれば以下の通り。

## 1 ) 財政支出の拡大

公共投資乗数 (実質ベース) は、1年目1.00%、2年目1.10%、3年目0.94%となっている。

## 2 ）所得减税

名目 GDP の 1% 相当の個人所得税減税 (継続減税) は実質 GDP を拡大させ (1 年目 0.23%、2 年目 0.60%)、その効果は 3 年目までほぼ持続する。減税乘数は公共投資乘数に比べ小さいことから、税収減が景気拡大を通じた増収で相殺される程度は小さく、1 年目の財政赤字は減税規模の 94% 増加する。

## 3 ) 消费税增税

消費税率1%引き上げによる実質GDP抑制効果は、1年目▲0.11%、2年目▲0.27%となっている。

## 4 ) 金融政策

短期金利の1%引上げによる実質 GDP 抑制効果は、1 年目▲0.40%、2 年目▲0.43%となっている。この背景には、金利の上昇による設備投資、住宅投資の抑制、円高などが影響している。

## 5 ) 外生的ショック

外部環境の変化として a) 為替減価 10%、b) 原油価格 20% 上昇、c) 世界需要 1% 増加の影響をみた。為替減価の実質 GDP 拡大効果は 1 年目に 0.26% となった。(2 年目は 0.54%)。原油価格上昇の影響は 1 年目 ▲0.10%、2 年目 ▲0.14% となっている。また世
界需要が1%増加した場合の効果は、1年目のインパクトが0.10%、2年目が0.19%となる。

なお、いずれの結果についても、モデルの内挿期間である2003年からの3年間を対象としているが、「短期」分析を意図したモデルの性格上、2年目以降の数字は参考程度に解されるべきものである。また、以下の乗数はあくまでもモデルの動学特性を検討するための機械的テストの結果であり、これをもって直ちに現実の政策効果を評価することは適切でない点に注意を要する。言うまでもなく、現実の政策効果は時々の経済社会環境に依存するからである。

## (1) 財政政策シミュレーション

本節では代表的な財政政策のケースとして、(1)政府支出拡大ケース、(2)個人所得税減税ケース、(3)法人所得税減税ケース、(4)消費税増税ケースの4つをとりあげる。政府支出拡大ケースでは、通常行う実質政府支出の継続的拡大以外に、実質政府支出を一時的に拡大するケース、名目政府支出を拡大するケース等も紹介している。

## ①政府支出拡大の効果

ここでは公的固定資本形成を実質 GDP の 1% 相当額増加させた場合の効果を検討する。次節でも示す通り、本モデルには、ある程度線型(対称)性が想定できるので、政府支出削減の効果は、政府支出拡大効果の符号を逆にしたもので考えてよい。

## i）政府支出の継続的拡大

実質の公的固定資本形成を標準ケースの実質 GDP の 1% 相当分だけ継続的に増加した場合、実質 GDP に表れる乗数は 1.00% (1 年目) になる。ピークは 2 年目 (1.10%) で、3 年目 0.94% となっている (表 3−1 参照)。需要項目別には、消費は所得の増加を受け緩やかに増加する。一方で、設備投資は、金利上昇によるクラウディングアウトにより、マイナスで推移している。2006 年版 (1 年目 1.02、2 年目 1.06、3 年目 0.89) との比較では、2 年目、3 年目の乗数が若干大きい。これは、今回モデルでは設備投資の説明変数に内需を入れたため、GDP 拡大効果によって設備投資のクラウディングアウトを一部相殺し、設備投資のマイナス幅が減少したことが影響している。

経済の拡大により、支出拡大の一部は税の増収で相殺され、一般政府赤字の増大は支出増額に比べれば小幅に止まる(財政赤字の対名目GDP比は標準ケース比で1年目0.61%ポイントの悪化)が、支出額全体がカバーされることはなく、赤字残高はその後高止まりとなる。

国際収支への影響では、所得の増加と2年目以降の為替の増価による輸入の拡大(1.20%～2.16%)の影響により、経常収支の対名目GDP比は、▲0.15%～▲0.42%ポイント悪化す
る。

なお、乗数の大きさは金融政策のスタンスにも依存しており、例えば、貨幣供給量一定の下で同様の財政拡大を行うと、乗数は金利上昇の影響を受け利子反応関数を用いたケースに比べ小さくなる。一方、短期金利一定の下で行えば、物価上昇の下での事実上の金融緩和となるため乗数は3年目でも1を上回る(1年目1.09%、2年目1.26%、3年目1.18%)

表 3-1 実質公的固定資本形成を実質 GDP の 1% 相当額だけ継続的に拡大

実質GDP(%)	実質GDP成長率(%ポイント)	消費(%)	設備投資(%)	住宅投資(%)	財・サービス輸出(%)	財・サービス輸入(%)	GDPGAP(%)
1年目	1.00	1.06	0.09	-0.73	0.12	-0.03	1.20	0.97
2年目	1.10	-0.01	0.33	-0.84	0.18	-0.20	1.96	1.06
3年目	0.94	-0.15	0.29	-1.23	0.31	-0.50	2.16	0.96
名目GDP(%)	民間消費デフレータ(%)	単位時間あたり賃金(%)	失業率(%ポイント)	財政収支対名目GDP比(%ポイント)	長期金利(%ポイント)	経常収支対名目GDP比(%ポイント)	為替レート(%)
1年目	1.20	0.17	0.47	-0.08	-0.61	0.11	-0.15	0.11
2年目	1.80	0.64	1.25	-0.08	-0.50	0.21	-0.29	-0.37
3年目	2.23	1.20	1.86	-0.02	-0.50	0.28	-0.42	-1.37

(備考)

1. 実質公的固定資本形成が標準ケースの実質 GDP の 1% に相当する額だけ増加し、それがシミュレーション期間中継続するものと想定した。

2. シミュレーションは、2003年～2005年の3年間の実績値を標準ケースとして行っている。

3. 実質 GDP および需要項目、名目 GDP、民間消費デフレータ、賃金、為替レートは標準ケースからの乖離率を、GDP 成長率、失業率、財政収支対名目 GDP 比、長期金利、経常収支対名目 GDP 比は乖離幅を示している。

4. 為替は名目対米ドルートで、符号が角の場合は円の増価を意味する。

5. (備考の)2.～4.については、以下すべてのシミュレーションについて同様。

6. 短期金利一定と仮定した場合の実質 GDP への影響は 1 年目 1.09、2 年目 1.26、3 年目 1.18 となる。

## ii）名目政府支出の継続的拡大

名目の公的固定資本形成を標準ケースの名目 GDP の 1% 相当分だけ継続的に増加させた場合、名目 GDP でみた乗数 (1 年目) は 1.18% となる。その他の変数の推移及び需要項目別の支出動向及び財政バランス等に与える影響については、基本的に実質支出拡大ケースとほとんど同様である (表 3-2 参照)。

表 3–2 名目公的固定資本形成を名目 GDP の 1% 相当額だけ継続的に拡大

実質GDP(%)	実質GDP成長率(%ポイント)	消費(%)	設備投資(%)	住宅投資(%)	財・サービス輸出(%)	財・サービス輸入(%)	GDPGAP(%)
1年目	0.99	1.03	0.09	-0.72	0.12	-0.03	1.18	0.95
2年目	1.03	-0.06	0.32	-0.80	0.17	-0.19	1.87	1.00
3年目	0.82	-0.21	0.27	-1.15	0.29	-0.48	1.97	0.84
名目GDP(%)	民間消費デフレータ(%)	単位時間あたり賃金(%)	失業率(%ポイント)	財政収支対名目GDP比(%ポイント)	長期金利(%ポイント)	経常収支対名目GDP比(%ポイント)	為替レート(%)
1年目	1.18	0.17	0.46	-0.08	-0.60	0.10	-0.15	0.11
2年目	1.71	0.62	1.21	-0.07	-0.46	0.20	-0.28	-0.37
3年目	2.05	1.14	1.75	-0.01	-0.44	0.26	-0.39	-1.33

(備考)

1. 名目公的固定資本形成が標準ケースの名目 GDP の 1% に相当する額だけ増加し、それがシミュレーション期間中継続するものと想定した。

2. 金融政策の前提は、1990年以降で推定した短期金利に関する政策反応関数によっている。
## ②減税・増税の効果

## i）個人所得減税の効果

個人所得税を名目 GDP の 1% 相当額継続的に減税した場合の実質 GDP の乗数は、1 年目 0.23%、2 年目 0.60% となる(表 3−3 参照)。減税乗数が公共投資乗数に比べ小さいのは、公共投資が公的部門の支出という形で需要を直接的に拡大するのに対し、減税の場合、家計の支出行動によってその効果が左右されることによる。

本モデルの家計は、一時的な変動を除いた恒常的な所得に基づいて支出額を決定するため、当該期の家計可処分所得が増加するほどには消費支出は拡大しない(1年目0.35%、2年目0.83%)。結果として、他の需要項目への波及効果も若干遅れて生じることとなる。

減税乗数が小さいことから、税収減が景気拡大を通じた増収により相殺される程度は小さく、財政赤字の名目GDP比は0.94%ポイント悪化(1年目)するが、経済成長に伴う税収増加により2年目以降は若干マイナス幅が縮小する。

国際収支への影響を見ると、実質 GDP の増加を受けて輸入が増加し、かつ金利上昇による対外利払いが増えるため、経常収支の名目 GDP 比は▲0.03～▲0.21%ポイント悪化する。

表 3–3 個人所得稅を名目 GDP の 1% 相当額だけ減税

実質GDP(%)	実質GDP成長率(%ポイント)	消費(%)	設備投資(%)	住宅投資(%)	財・サービス輸出(%)	財・サービス輸入(%)	GDPGAP(%)
1年目	0.23	0.48	0.35	0.17	0.09	-0.01	0.24	0.22
2年目	0.60	0.16	0.83	0.78	0.57	-0.05	0.88	0.53
3年目	0.60	-0.06	0.97	0.65	1.13	-0.16	1.19	0.50
名目GDP(%)	民間消費デフレータ(%)	単位時間あたり賃金(%)	失業率(%ポイント)	財政収支対名目GDP比(%ポイント)	長期金利(%ポイント)	経常収支対名目GDP比(%ポイント)	為替レート(%)
1年目	0.25	0.02	0.05	-0.02	-0.94	0.02	-0.03	0.01
2年目	0.80	0.19	0.51	-0.04	-0.81	0.08	-0.12	-0.01
3年目	1.08	0.46	0.87	-0.02	-0.78	0.12	-0.21	-0.40

(備考)

1. 個人所得税を標準ケースの名目 GDP の 1% に相当する額だけ減税し、その変化がシミュレーション期間中継続するものと想定した。

2. 財政支出は実質ベースで固定されており、名目額は物価の動きに応じて変動している

3. 2.については、以下本節のすべてのシミュレーションについて同様。

## ii）法人減税の効果

法人所得税の減税は、企業の資本コストの低下を通じて、設備投資を増加させる(表3-4参照)。法人所得税を名目GDPの1%相当額継続的に減税した場合の実質GDPに対する効果は、設備投資の拡大(1年目3.13%)などにより1年目0.48%となっている。しかし、減税による歳入減が景気拡大を通じて相殺される程度は大きくなく、財政収支の名目GDP比は1年目で▲0.91%ポイント、2年目▲0.83%ポイントと赤字が続く。
表 3-4 法人所得税を名目 GDP の 1% 相当額だけ減税

実質GDP(%)	実質GDP成長率(%ポイント)	消費(%)	設備投資(%)	住宅投資(%)	財・サービス輸出(%)	財・サービス輸入(%)	GDPGAP(%)
1年目	0.48	0.66	0.06	3.13	0.33	-0.01	0.55	0.38
2年目	0.78	0.08	0.26	4.79	0.27	-0.07	1.26	0.46
3年目	0.62	-0.14	0.28	4.13	0.25	-0.17	1.39	0.16
名目GDP(%)	民間消費デフレータ(%)	単位時間あたり賃金(%)	失業率(%ポイント)	財政収支対名目GDP比(%ポイント)	長期金利(%ポイント)	経常収支対名目GDP比(%ポイント)	為替レート(%)
1年目	0.54	0.06	0.26	-0.03	-0.91	0.04	-0.07	0.04
2年目	1.06	0.26	0.89	-0.04	-0.83	0.09	-0.18	-0.08
3年目	1.11	0.46	1.17	0.01	-0.83	0.09	-0.24	-0.50

(備考)

シミュレーション期間を通じて、法人所得税の減税幅が各年とも名目 GDP 比 1% 相当となるよう減税 (実効税率で調整) した場合を想定した。

## iii）消費税増税の効果

消費税率を 1% 引上げた $ (5\% \rightarrow 6\%) $ 場合、民間消費デフレータは標準ケースに比べ 0.65% (1 年目) 上昇する。その結果、実質可処分所得が減少し、消費を中心に内需が弱含みとなるため、実質 GDP は 0.11% (1 年目) の縮小を示す (表 3−5 参照)。民間消費デフレーターの理論的な上昇率は 0.75% だが、インパクト・ケースの上昇率がそれより小幅なのは、内需の低迷が反映するためである。他方、財政収支は名目 GDP 比で 0.34% ポイント (1 年目) 改善する。しかし、他の税収が減少するため、改善幅は消費税による増収よりは小幅にとどまる。

表 3-5 消費税率を 1% ポイント引き上げ

実質GDP(%)	実質GDP成長率(%ポイント)	消費(%)	設備投資(%)	住宅投資(%)	財・サービス輸出(%)	財・サービス輸入(%)	GDPGAP(%)
1年目	-0.11	-0.22	-0.16	-0.01	-0.04	0.01	-0.11	-0.11
2年目	-0.27	-0.06	-0.35	-0.35	-0.17	0.03	-0.40	-0.24
3年目	-0.26	0.03	-0.38	-0.34	-0.29	0.04	-0.52	-0.22
名目GDP(%)	民間消費デフレータ(%)	単位時間あたり賃金(%)	失業率(%ポイント)	財政収支対名目GDP比(%ポイント)	長期金利(%ポイント)	経常収支対名目GDP比(%ポイント)	為替レート(%)
1年目	0.36	0.65	-0.01	0.01	0.34	0.00	-0.08	0.04
2年目	0.11	0.57	-0.25	0.02	0.26	-0.01	-0.06	0.00
3年目	-0.02	0.44	-0.44	0.01	0.23	-0.01	-0.05	-0.01

(備考)

1. 消費税率を標準ケースと比べて 1% ポイント引き上げ、その変化がシミュレーション期間中継続するものと想定した。

2. 民間消費デフレータの理論的な上昇率は、1997年の消費税率引き上げの消費者物価指数(CPI)に及ぼす影響の旧経済企画庁物価局試算値(消費税率2%ポイント引き上げはCPI総合を1.5%押し上げる)から想定した。

## (2) 金融政策シミュレーション

ここでは代表的な金融政策のケースとして、(1)名目短期金利を標準ケースに比べ1%ポイントだけ引上げるケース、(2)貨幣供給量 $ M_{2}+CD $ の水準を標準ケースに比べ1%相当削減するケース、の2つを検討する。
## ①金融引締め効果(短期金利1％ポイント引上げ)

短期金利の 1% 引上げによる実質 GDP 抑制効果は、1 年目には ▲0.40% である。(表 3-6 参照)。

需要項目別にみると、金利の上昇は、その代替効果により設備投資や住宅投資を大きく抑制している（設備投資は▲3.06%～▲3.49%、住宅投資は▲0.30%～▲1.02%）。また、金利高による円高（1年目1.44%）により、輸出が抑制される（▲0.25%～▲1.50%）。輸入については、円高による輸入物価低下のプラスの効果よりも、所得の減少のマイナスの効果がそれを上回り、1年目より減少する（▲0.49%～▲0.80%）。

金利の変動が民間消費に与える影響は、代替効果に加え、財産所得の変化を通じた所得効果、他の需要項目の変動が所得を変化させる効果、更には物価の変動が実質所得を変化させる効果等、複数の経路で生じるが、本モデルでは1年目より所得効果がまさり、消費が増加する結果となっている。

表 3–6 短期金利を 1%ポイント引き上げ

実質GDP(%)	実質GDP成長率(%ポイント)	消費(%)	設備投資(%)	住宅投資(%)	財・サービス輸出(%)	財・サービス輸入(%)	GDPGAP(%)
1年目	-0.40	-0.37	0.12	-3.16	-0.30	-0.25	-0.49	-0.32
2年目	-0.43	-0.12	0.15	-3.06	-0.66	-0.87	-0.64	-0.19
3年目	-0.63	-0.26	0.10	-3.49	-1.02	-1.50	-0.80	-0.25
名目GDP(%)	民間消費デフレータ(%)	単位時間あたり賃金(%)	失業率(%ポイント)	財政収支対名目GDP比(%ポイント)	長期金利(%ポイント)	経常収支対名目GDP比(%ポイント)	為替レート(%)
1年目	-0.46	-0.08	0.11	0.03	-0.15	0.43	-0.02	-1.44
2年目	-0.63	-0.22	-0.69	0.01	-0.25	0.43	-0.17	-3.98
3年目	-0.92	-0.34	-1.17	0.00	-0.35	0.50	-0.29	-6.26

(備考)

名目短期金利が標準ケースと比べて1％ポイント上昇し、その変化がシミュレーション期間中継続するものと想定した。

## ②貨幣供給量減少の効果

貨幣供給量(M2+CD)の水準を当初1年間かけて漸減的に標準ケース比1%低下させ、その後そのレベルを持続させると、貨幣市場の均衡を達成させるため金利の上昇を引き起こす(長期金利は1年目0.31%上昇する)。その金利上昇による代替効果により設備投資が抑制され(▲0.98%～▲2.20%)、また、円高が生じ輸出も抑制される(▲0.15%～▲0.74%)。

民間消費に対する影響には、代替効果の他に財産所得による所得効果や他の需要項目を通じた所得効果がある。本モデルでは財産所得を通じたプラス効果が代替効果のマイナスの影響より大きいことにより、消費は1年目と2年目に若干増加している(表3-7参照)。この結果、貨幣供給量の1％削減による実質GDPの抑制効果は、▲0.18％～▲0.28％となっている。
表 3–7 貨幣供給量 $ (\mathbf{M}_{2}+\mathbf{CD}) $ を 1% 相当額だけ縮小

実質GDP(%)	実質GDP成長率(%ポイント)	消費(%)	設備投資(%)	住宅投資(%)	財・サービス輸出(%)	財・サービス輸入(%)	GDPGAP(%)
1年目	-0.28	-0.35	0.08	-2.20	-0.18	-0.15	-0.33	-0.24
2年目	-0.18	0.17	0.09	-1.30	-0.42	-0.55	-0.33	-0.03
3年目	-0.25	-0.12	-0.02	-0.98	-0.43	-0.74	-0.28	-0.06
名目GDP(%)	民間消費デフレータ(%)	単位時間あたり賃金(%)	失業率(%ポイント)	財政収支対名目GDP比(%ポイント)	長期金利(%ポイント)	経常収支対名目GDP比(%ポイント)	為替レート(%)
1年目	-0.32	-0.05	0.12	0.02	-0.09	0.31	-0.01	-0.88
2年目	-0.31	-0.14	-0.57	0.00	-0.16	0.15	-0.12	-2.50
3年目	-0.39	-0.16	-0.66	-0.01	-0.12	0.13	-0.16	-2.93

(備考)

マネーサプライが標準ケースと比べて1年目の第1四半期から毎期0.25%ずつ4四半期間に渡り累積的に減少し、2年目以降は1%低下した水準が持続されるものとした。

## (3) 外生的ショックに関するシミュレーション

ここでは政策以外の外生的ショックに関するシミュレーションとして、(1)為替減価(標準ケース比10%)ケースと、(2)原油価格上昇(標準ケース比20%)ケース、(3)世界需要増加(標準ケース比1%)ケースの3つを紹介する。

(1)の為替減価ケースでは、通常は本モデル内で内生的に解かれる為替レートを外生化した上で、外的な要因により標準ケースに比べて10%減価し、それが継続する場合を想定している。この場合の金融政策の前提は1990年以降で推定した短期金利に関する政策反応関数によっており、財政政策の前提は実質値で一定である。

(2)の原油価格上昇ケースでは、原油のドルベースの価格を標準ケースに比べて20%上昇させ、それが継続する場合を想定している。金融政策、財政政策の前提は(1)と同様である。

(3)の世界需要増加ケースでは、世界需要を1%増加させ、それが継続する場合を想定している。金融政策、財政政策の前提は(1)と同様である。

## ①為替レート減価の影響

為替を外生的に 10% 円安(標準ケース比)に動かすことにより、輸入物価が上昇し、その影響により内需デフレータが上昇する(民間消費デフレータは 0.12%～0.50% 上昇) $ ^{9} $ 。輸出の拡大と輸入の減少が生じるが、円の減価により輸入金額が大きく高まるため、経常収支(円ベース)の名目 GDP 比は大幅には変化せず、3 年目でも 0.23% ポイントの上昇となっている(表 3-8 参照)。財政収支バランスは、経済拡大により税収が増加し、改善につながる(財政収支対名目 GDP 比 0.10～0.28% ポイント)。