Silviase/jgov_v1.4_full_ann huggingface dataset:
を想定する。ここで、 $ v_{t} $ は残差項である。また、DM は指定した期間に 1 の値を取り、それ以外の期間では 0 の値を取るダミー変数である。この係数ダミーに基づき、東アジア諸国の為替レートの米ドル、日本円に対する連動性における構造変化を確認する。

## (a) 通貨危機以前と以後

表 5-1 は通貨危機の影響に関する構造変化テストの結果である。ここでは通貨危機の発生時（1997年7月2日から1998年1月31日まで）を除いた1997年1月7日から1998年8月31日までを推定期間とした。「米ドルダミー」「円ダミー」はそれぞれ係数b3、b4の値である。また、「米ドル後半期」（もしくは「円ドル後半期」）とは、係数b1と係数b3（もしくは係数b2と係数b4）の和であり、有意水準は係数和のゼロ制約の検定に関するものである。

まず、いずれの通貨についても、米ドルのダミー係数はマイナスになる傾向があり、特に東京市場・アジア市場の取引時間帯でマイナスになる傾向が強い。たとえば、シンガポール・ドルについては、特に東京時間午前11時から午後1時の時間帯で米ドルのダミー係数の絶対値が高く、タイ・バーツや韓国ウォンについても、東京時間でそれぞれ午前8時から午後6時半までの時間帯、午前9時から午後6時半までの時間帯で大きくマイナスである。一方、日本円のダミー係数はおおむねプラスの値を示しており、シンガポール・ドルについては午前11時から午後1時までの時間帯で、タイ・バーツについては午前8時から11時までの時間帯で、特に日本円のダミー係数が高い。

「米ドル」と「米ドル後半期」、「日本円」と「円後半期」の数値を比較することで通貨危機前後の係数の変化を確認することができる。「米ドル」の係数はいずれの通貨も1に近い値を示しているが、東京・アジア市場の取引時間における「米ドル後半期」の数値は、米ドルのダミー係数によって相殺されるために0.2、0.3程度となっており、ゼロ制約が棄却されない時間帯もある。特に、シンガポール・ドルやマレーシア・リンギに対する米ドルの影響の低下が著しいが、韓国ウォンに関しては係数の低下が相対的に小さい。一方、「日本円」の係数は0.1、0.2程度だが、「円後半期」の数値は0.7、0.8程度となる時間帯もある。以上の推定結果は、表4で示した推定結果とほぼ整合的であり、通貨危機以降、東アジア市場の取引時間帯では東アジア通貨と米ドルとの連動性が低下する一方で日本円との連動性が上昇するとの結果が構造変化テストでも示された。

ただし、東アジア市場や欧州市場における為替取引が終了している時間帯に当たるニューヨーク時間の正午から午後６の時間帯のマレーシア・リンギやタイ・バーツ、韓国ウォンでは構造変化が確認されていない。また台湾ドルについてはニューヨーク時間の正午から午後３時までの時間帯で米ドルの係数に関する構造変化が見られない。以上から、東京・アジア市場で取引が行われていない時間帯に構造変化が起こった可能性は低いと言える。

## (b) マレーシアの固定相場制導入以前と以後

表 5-2 はマレーシアの固定相場制導入の影響に関する構造変化テストの結果である。表 5-2 以降では、すでに固定相場制を導入しているマレーシアは分析から外している。

表 5-2 の結果は表 5-1 の結果と対照的である。ここでは、東アジア市場で為替取引が行われている時間帯において、米ドルのダミー係数が正となり、日本円のダミー係数が負とな
る傾向がみられる。たとえば、シンガポール・ドルに関しては東京時間の午前9時から11時までの時間帯で米ドルの係数ダミーが高くなっているが、東京時間の午前11時から午後8時の時間帯では日本円のマイナスの係数ダミーの絶対値が高くなっている。タイ・バーツについては、東京時間午前8時から11時までの時間帯で、米ドルの係数ダミーが高くなっており、一方で日本円のマイナスの係数ダミーは東京時間午後1時から午後8時の時間帯で絶対値が高い。

ただし、米ドルのダミー係数が正の値をとり、日本円のダミー係数が負の値をとる傾向は、東京・アジア市場の取引時間帯に見られる傾向があり、米国の取引時間帯にはダミー係数が有意ではないことが多い。「米ドル」と「米ドル後半期」、「日本円」と「円後半期」の数値をそれぞれ比較すると、1998年9月以降には米ドルの係数が上昇し日本円の係数が低下するものの、東京・アジア市場の取引時間帯における米ドルの係数は1998年9月以降でも比較的小さい。これも表4で示された推定結果とほぼ同様の分析結果である。

1998 年 9 月 1 日以降では、マレーシア・リンギのみならず、他の東アジア通貨にも米ドルとの連動性が高まる傾向が見られた。表 5-2 の結果から、マレーシアとの経済的結びつきを背景に、マレーシアの米ドル・ペッグ導入が東アジア通貨と米ドルの相関を間接的に上昇させた、もしくはマレーシアの固定相場制導入が周辺諸国の為替政策のスタンスを米ドルに対する安定化策へと変更させた可能性が伺えるが、特にその傾向はシンガポール・ドルやタイ・バーツで顕著であった可能性がある。ただし、米ドル・ペッグへの回帰を予想させるような兆候は、東京・アジア市場の取引時間帯に見られるようであった。

福田・計（2001）では、マレーシアとの経済依存関係の強い国の通貨ほど、マレーシアの固定相場制導入によって米ドルとの相関が高まることを示している。もしくは、マレーシアとの輸出入の競合度が高いほど、対米ドルマレーシア・リンギの安定化により、自国通貨の変動が相対的に高まる事態を避けようとするインセンティブが働くことも予想される。以上を考慮すると、マレーシアの固定相場制導入後に、シンガポールやタイの通貨が米ドルとの相関を高めているとの結果は頷けるものであるかもしれない。

## (c) インフレ目標導入以前と以後

表 5-3 は東アジア諸国のインフレーション・ターゲティング導入の影響に関する構造変化テストの結果である。米ドルの係数がすでに 1 に近い値を示していたニューヨーク時間の正午から午後 7 時にかけての時間帯では米ドルの係数ダミーは有意ではないが、東京市場、アジア市場の取引時間帯で米ドルの係数ダミーが高くなる傾向がみられる。たとえば、シンガポール・ドルでは東京時間午前 11 時から午後 4 時までの時間帯で、タイ・バーツでは東京時間の午前 11 時から午後 1 時までの時間帯で、特に米ドルの係数が高い。

逆に、日本円の係数ダミーはマイナスになる傾向があるが、マイナスの構造変化はそれほど顕著ではない。このことは、日本円に対する東アジア通貨の反応度が低下する傾向は、インフレーション・ターゲティングが導入される以前において、既に完了していたことを意味しているかもしれない。

前半期と後半期を比較すると、後半期においては米ドルの係数が東京・アジア市場の取引時間帯においても1に近い値を示す一方で、日本円の係数は0.1、0.2程度へと低下している。したがって、2000年以降には、米ドルと東アジア通貨の間に一対一の関係が成立する
るようになり、米ドルの1%の変動が東アジア通貨をほぼ1%変化させるような状態になったことになる。ただし、2000年以降の円の係数は低下したものの、依然として正の符号を示し、かつ有意である時間帯が多いことから、通貨危機が発生する以前のような、強固な米ドル・ペッグが維持されている状態にまでは至っていないと言える。

表 5-3 の推定結果も表 4 の結果内容とほぼ整合的であり、インフレーション・ターゲティングの導入に先駆けて、為替変動が国内物価に与える影響を回避するために、アジア諸国が米ドルに対する自国通貨の安定化を図るようになったことが予想される。こうした傾向は、インフレーション・ターゲティングの導入を表明した韓国やタイのみならず、シンガポールや台湾でも見られた。タイと密接な経済関係をもつシンガポールにおいては、対米ドル・バーツの安定化により米ドルとシンガポール・ドルの相関を高まった、もしくは対米ドル・バーツが安定化するなかで米ドルに対するシンガポール・ドルの変動が自国の輸出入に与える影響などを考慮して、シンガポールも米ドルに対する自国通貨の安定化を図った可能性が考えられる。シンガポールと同様に考えれば、韓国と経済交流のある台湾も、韓国のインフレ・ターゲティング導入を契機に、台湾ドルの米ドルへの安定化を図るようになったのかもしれない。

## 6 -2 ローリング推計による構造変化テスト

次に、（２）式の回帰式についてローリング推計を行い、構造変化が生じた時期について検証してみる。ここでは、マレーシアが固定相場制に移行した1998年9月1日前後に関する構造変化テストと、アジア各国がインフレ・ターゲティングを導入した2000年5月前後に関する構造変化テストを実施する。

図5は1998年9月前後に関する構造変化テストの結果である。図5に示されているのは、6-1節の期間分割による検証で構造変化が示唆された時間帯について行った（2）式のローリング推計から得られた「米ドルダミー」もしくは「円ダミー」（第4項および第5項）の係数のt値の推移である。ここでは、全推計期間の開始日を1998年2月1日とし、後半期間を51日間に固定しながら後半期間の開始時期を1998年6月1日から1998年10月15日まで1日ずつずらして回帰するローリング推計を行っている。実線は米ドルの係数のt値を、点線は日本円の係数のt値を表している。6-1節の構造変化テストで、米ドル、日本円の一方のみに構造変化が示された場合には、構造変化が示された通貨のt値だけを載せている。なお、図の日付は、後半期間の開始日を示しており、当該日付から51日間を構造変化が起こった期間と想定している。

為替レートを測定する時間帯にも依存するが、1998年8月の初旬から中旬にかけて、米ドル、日本円のいずれに関しても、係数のt値の絶対値が2を超える傾向がみられる。1998年8月付のt値は後半期間を8月から10月までとしたときに測定されたもので、マレーシアが固定相場制を導入した1998年9月を含んでいる。したがって、期間分割による推計結果と整合的な結果が示され、マレーシアの固定相場制導入を契機に、東アジア各国が日本円に対する安定化政策から米ドルに対する安定化政策へと政策を変更させていた可能性が示唆される。ローリング推計による分析では、その傾向は特にタイで顕著に見られる。また、

図6は2000年5月前後に関する構造変化テストの結果である。図6も、6-1節の期間分
割に基づく検証で構造変化が示された時間帯についてのみ掲載している。ここでは、全推計期間の開始日を1998年9月2日とし、後半期間を51日間に固定しながら後半期間の開始時期を1999年11月1日から2000年6月30日まで1日ずつずらしてローリング推計を行っている。

時間帯によって若干異なるものの、いずれの通貨についても、12月中旬から下旬にかけて米ドル、日本円ともに係数のt値の絶対値が2を超える傾向が見られる。したがって、1999年末から2000年2、3月にかけて東アジア通貨の米ドルに対する反応度が上昇し、日本円に対する反応度が低下していた可能性が示唆される。タイがインフレ・ターゲティングを導入したのは2000年5月であり、韓国ではすでにインフレ・ターゲティングを導入していたものの、インフレ率上昇によりインフレ・ターゲティングが実質的に金融政策の制約になったのは2000年6月頃と予想される。ローリング推計による構造変化テストでは、2000年初旬頃に構造変化が示唆されていたが、このことは東アジア各国の通貨当局がインフレ・ターゲティングの導入に先駆けて米ドルに対する自国通貨の安定化を図るようになり、対米ドル為替レートの変動による国内物価の変動を抑制しようとしていたことを示唆するものかもしれない。ただし、韓国ウォンについては、アジア市場の午後の取引時間から取引終了後にかけての時間帯で測ると、t値の上昇が著しくなるのは2000年2、3月頃であり、2000年2月から5月にかけての時期に米ドルに対する韓国ウォンの反応度が上昇していたことが伺える。

### 7. 為替レートのボラティリティー

前節で行った回帰分析では、インフレ・ターゲティングが導入された2000年になると、通貨危機以前と同様に、東アジア各国の通貨が米ドルに対する安定化が高まっていたことが示唆された。本節では、東アジア各国の対米ドルおよび対日本円為替レートのボラティリティを水準および日次変化率に関して測定し、東アジア各国による米ドル・ペッグへの通貨政策の転換を裏付けるような結果が得られるかどうかを検証する。

前節までの分析と合わせて、本節でも、通貨危機以前（1997年1月7日～1997年6月15日）、通貨危機の発生時（1997年7月2日～1998年1月31日）、マレーシア固定相場制導入以前（1998年2月1日～1998年8月1日）、東アジア各国インフレ・ターゲティング導入以前（1998年9月2日～2000年4月30日）、インフレ・ターゲティング導入後（2000年5月1日～2002年9月5日）の5期間について分析した。

## （１）為替レート水準のボラティリティー

表 6-1-1 は対米ドル為替レートのボラティリティーを測定した結果である。なお、通貨単位の相違の影響を取り除くために、ここでは為替レートの標準偏差を為替レートの平均で割って標準化している。表の最下段は東アジア各国による米ドル・ペッグ制の採用が予想されていた通貨危機以前の時期に対する各期のボラティリティーの相対比を示している。対米ドル日本円レートを除き、まずはアジア各国の為替レートのボラティリティーが通貨危機の発生時に大きく上昇している。アジア危機以降マレーシアの固定相場制導入以前までの時期になるとボラティリティーは低下するものの、通貨危機以前と比べれば米ドルに
対する変動は大きい。1999年9月に入るとマレーシアは米ドル・ペッグ政策を導入するが、台湾を除くアジア各国の通貨も米ドルへの安定性が高まっている。最右列（e）列に示されているボラティリティーは（d）列のボラティリティーの数値よりも上昇しており、インフレ・ターゲティング導入以降、アジア各国が米ドルに対する通貨の安定化をより一層図るようになったことを示すような結果は得られていない。

表 6-1-2 は対日本円為替レートで測った場合のボラティリティーを示している。(c) の期間においては、韓国ウォンやタイ・バーツの対日本円為替変動が通貨危機以前よりも増大しているものの、シンガポール・ドルやマレーシア・リンギの対円為替変動は通貨危機以前と大差なく、台湾ドルについては通貨危機よりも円に対する安定化が高まっている。(d) の期間になると、通貨危機以前よりも対円為替変動が安定した国はみられない。

## （２）為替レート変化率のボラティリティー

表 6-2-1 は対米ドル為替変化率のボラティリティーを測定した結果である。ここでは変化率の標準偏差と変化率のレンジに関して通貨危機以前の期間と比較している。表 6-1-1 で見られた傾向と同様に、通貨危機直後の時期のボラティリーは通貨危機以前の時期よりも大きく上昇するが、徐々にボラティリティーは低下している。水準で測った場合には、危機以前の状態にまで米ドルに対して通貨が安定するようになった国は存在しなかったが、変化率で測った場合には、タイ・バーツのボラティリティーは通貨危機以前よりも低下しており、また、シンガポール・ドルや韓国ウォンもインフレ・ターゲティングが導入される頃になると通貨危機以前の状態にまでほぼ戻った状態となっている。一方、台湾ドルのボラティリティーは通貨危機以前の時期で測ったボラティリティーよりもかなり大きい。

表 6-2-2 は対日本円為替変化率に関する結果である。通貨危機の発生直後の時期においては、マレーシア・リンギ、韓国ウォン、タイ・バーツの対円為替レートは通貨危機以前よりも増大しているが、シンガポール・ドルに関しては通貨危機以前よりも日本円に対する安定性が高まっている。1998 年 9 月から 1999 年 12 月までの時期に関しては、日本円に対するシンガポール・ドルのボラティリティーが高まっているものの、他の通貨についてはこの時期にボラティリティーが高まる傾向は見られない。さらに、2000 年 1 月に入ると、各国とも日本円に対する通貨の安定性が増している。対米ドル、対日本円為替レートとも、変化率を週次で測っても 2 週間のタイムスパンで測っても、同様の結果が得られている。

## （３）結果の解釈

回帰分析と同様に、ボラティリティーに基づく分析でも、アジア各国通貨では、1）通貨危機直後、米ドルに対して変動が高まり、米ドル・ペッグからの政策転換が行われたこと、2）90年代末以降、米ドルに対する変動は低下し、米ドルとの連動性を高める政策転換を示唆する結果が得られた。ただし、為替水準で測った場合、通貨危機直後よりは対米ドル為替レートが安定しつつあるものの、通貨危機以前と比較すると、最近においても米ドルに対する通貨の安定性は完全には戻っていない。一方、為替変化率で測った場合、2000年以降、米ドルに対する東アジア通貨の安定化が高まっていた。前節までの実証分析も考慮すると、為替変化率の安定化に関しては米ドル偏重型の傾向が示唆されたといえる。

なお、台湾ドルについては、水準で測っても、変化率で測っても、通貨危機以前のよう
な状態まで回復する事態は示されず、台湾ドルは最近になっても米ドルに対する変動が続いていた。回帰分析では、2000年になると通貨危機以前のように米ドルの係数が1近くまで戻る傾向がみられたが、ボラティリティ一分析に基づけば、米ドル・ペッグへの復帰を強く示唆する結果は得られなかった。インフレ・ターゲティングの導入に踏み切ったタイや韓国、もしくはタイと密接な経済関係をもつシンガポールは、国内物価の安定化の観点から米ドル・ペッグへの回帰の道を選択したが、台湾の為替政策については当該アジア4カ国のなかでも独自性を強めている可能性が示唆される。

### 8. 東アジア通貨との連動性を説明するその他の仮説について

前節までは、東アジア地域の一部の国における為替政策の変更や国内金融政策の変更が同じ経済圈に属する周辺諸国の為替レートに与える波及効果に焦点を当てながら、東アジア通貨と先進諸国の通貨との連動性にどのような変化がみられたかを検証してきた。本節では、東アジア通貨と先進諸国の通貨の相関の変化を説明し得る他の仮説について考察してみたい。

まず考えられる第一の仮説が、東アジア諸国と日米のファンダメンタルズの相関に生じた変化が東アジア通貨と米ドルおよび日本円の相関に影響を与えた可能性である。1990年代後半における米国経済は好景気であったのに対し、日本経済は長期的な景気低迷に喘いでいた。アジア諸国が通貨危機を経験し、混迷期を抜け出す1998年中盤までは、日本経済のファンダメンタルズとアジア経済のファンダメンタルズの相関は高かったと考えられる。一方、1998年中盤以降になると、アジア経済は急速な回復を達成したことから、1998年後半以降のアジア経済のファンダメンタルズは米国のファンダメンタルと相関を持つようになったとも言えるだろう。

こうした経済ファンダメンタルズの相関の変化によって、為替レートの相関の変化を説明できる可能性がある。ただし、経済ファンダメンタルズは徐々に変化していくことを考慮すれば、為替レート間の相関の急激な変化、特に2000年初めに見られた相関関係のドラスティックな変化を経済ファンダメンタルズの相関の変化によって説明することは少々無理があるかもしれない。

第二の仮説として、円ドル為替レートの変動が東アジア通貨と先進国通貨の相関に与えた影響が考えられる。1990年代後半から2000年代初頭の円ドル・レートは、短期的にはアップ・ダウンを繰り返しながらも、トレンド的には、図4からわかるように、（I）1990年代半ばから1998年末にかけて円安、（II）1998年夏から2000年にかけて円高、（III）2000年以降は円安、と3つの全く異なる傾向を示した。このような円ドル・レートのトレンド的な動きも、東アジア各国の為替レートに影響を与えた可能性がある。

たとえば、(Ⅰ)の局面では、日本の金融危機やアジア通貨危機が起こった1997年以降に円安米ドル高が加速した。アジア危機が発生した背景として、米ドル・ペッグを実施していたアジア通貨が円安米ドル高によって日本円に対して割高となり、東アジア諸国が国際競争力を失ったことなどが指摘されている。こうした経験を通じて、アジア通貨当局は、円安米ドル高が進んだ際に自国通貨と日本円を連動させ、国際市場における自国通貨の割高感を解消させようとするインセンティブを持つようになったかもしれない。もし、円安
ドル高の進行時と円高ドル安の進行時における東アジア通貨の反応が非対称的であれば、円ドル為替レートのトレンドが反転した1998年中盤の前後において、東アジア通貨と米ドルおよび日本円との相関も変化するかもしれない。

ただし、円ドル・レート仮説では、円安が進行した2000年以降において、なぜ東アジア通貨と米ドルとの相関が高まったのかについて、説明することができない。もし、円ドル為替レートの変動が東アジア通貨と先進国通貨の相関を説明する重要なファクターであれば、2000年以降の東アジア通貨は、1998年8月までのように、日本円との相関を高めなければならない。しかし、2000年以降の東アジア通貨と米ドルとの連動性は、より一層高まっていたのであり、日本円との相関が高まる傾向は示されなかった。また、補論Bでは、円ドル為替レートの変化が東アジア通貨と米ドルおよび日本円との連動性に対して与える影響を検証しているが、円ドル為替レートの変化による連動性の変化は支持されていない。

東アジア通貨と先進国通貨との相関を説明し得る仮説として、東アジア諸国と日米における経済ファンダメンタルズの相関の変化、円ドル為替レートの変化を指摘したが、これらの仮説では少なくとも2000年以降における相関関係の構造変化を説明することは難しい。したがって、相関関係の構造変化を説明する仮説としては、やはりマレーシアの固定相場制導入や東アジア地域の一部の国において実施されたインフレーション・ターゲティングなど、為替政策・金融政策の変更と、それが経済圏全体に及ぼす波及効果が重要である可能性が高いと考えられる。

### 9. おわりに

1997 年に発生したアジア通貨危機の原因の一つとして、東アジア諸国が米ドルに実質的にペッグした為替制度を採用していたことが指摘されている。東アジア諸国では、域内貿易比率の上昇等に象徴されるように域内における経済面での相互依存関係が高まっている一方で、貿易、直接投資、経済協力、金融取引等の各方面で、日本、米国、欧州とも緊密な関連を有している。このため、東アジアにおける為替制度のあり方については、円、ドル、ユーロによる通貨バスケット制度の有用性が各方面から提案されている。また、長期的には、各国が共通通貨バスケットに合意し、地域通貨単位を導入してユーロのような共通通貨協定を発展させることが期待されている

本稿では、危機後に変動相場制へと移行した東アジア諸国の為替レートが、その後いかなる原因によって米ドルや日本円との連動性を変化させていったのかを、intra-daily dataというきわめて頻度の大きいデータを使うことによって検討した。分析の対象とした国は、マレーシア、シンガポール、タイ、韓国、および台湾である。分析では、東アジア各国の為替レートと主要国通貨との連動性が、マレーシアを例外とすれば大きな通貨制度の変更を伴うこともなく、なぜ通貨危機後の非常に短期間に大きく変化したのかを分析した。

分析の結果、1998年9月のマレーシアの固定相場制への移行と、2000年初めのインフレーション・ターゲットの導入が、東アジア諸国の為替レートと米ドルや日本円との連動性に大きな構造変化をもたらしたこと、またその構造変化は時間帯によって大きく異なることを明らかにした。これらの結果は、東アジア諸国間の経済的結びつきが各国の為替レートの決定メカニズムに波及効果をもたらすことを示しており、通貨制度の変更が特定の国
でのみ行われた場合でも、それが東アジア経済全体の為替レートの決定メカニズムを大きく変える可能性があることを示唆している。

もちろん、通貨危機後の東アジア諸国の通貨制度を考えた場合、今後それがどのようなものとなっていくかはかなり不確実である。まず、危機後の東アジア諸国において、変動相場制へと移行した国が少なくないなかで、香港および中国の通貨制度は、危機後もドル・ペッグ制を維持しつづけている。カレンシー・ボード制を維持する香港はその典型であるが、中国の人民元も、若干の変動をしながらも、事实上、ドル・ペッグに近い為替レートを維持している。これらの経済圏が東アジア経済全体に及ぼす影響は少なくないことを考えれば、今後の中国および香港の通貨制度のあり方が東アジア諸国の通貨制度に少なからぬ影響を及ぼすと考えられる。

また、中長期的な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、通貨が米ドルにのみ連動している場合には、東アジア諸国にとって、その実効為替レートは不安定化する余地も高いことになる。実効為替レートの安定化という観点からは、東アジア経済圈には独自の通貨制度が求められるところである。特に、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、通貨危機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。
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〈補論 A〉ローリング推定

第 5 節で示したように、東アジア各国の為替レートの米ドル・日本円に対する連動性は時間の経過とともに変動していることが伺える。ここでは、65 営業日毎に推定期間をローリングして（1）式の推定を行った。

グラフ 1 からグラフ 4 は米ドルと日本円の係数 b1 および b2 の推定値の推移を示している。グラフの日付は、当該日付より 65 営業日間のデータを用いて、当該日付の係数推定値が得られたことを示している。また、係数推定値と一緒に円ドル為替レートのグラフも掲載している。東アジア諸国が米ドル・ペッグ制を採用していたとすると、円ドル為替レートは変動相場制の下で決定されているため、円ドル為替レートの変動は同時に対円アジア通貨為替レートの変動を意味することになる。仮に、円がドルに対して大きく減価すれば、アジア通貨は円に対して大きく増価することになり、為替変動がアジアの輸出企業に打撃を与える可能性が考えられる。アジア通貨危機以降の東アジア諸国の通貨当局が円ドル為替レートの変動にも配慮するようになり、特に円安ドル高が進行した時期に日本円に対する自国通貨の安定化を図るよう為替政策を転換させていたことも予想される。そこで、係数推定値と一緒に円ドル為替レートを掲載し、円ドル為替レートと円係数に強い相関が見られるかどうかを確認する。

通貨危機の発生時には、米ドル、日本円の係数とも推定値が不安定になるが、それ以外の期間についてのローリング推計は期間分割による推計結果と同様の結果を示唆している。通貨危機が発生する以前の時期には、どの時間帯で測っても、東アジア通貨のいずれについても、米ドルの係数は1に近い値を示しているが、通貨危機後には、東京・アジア市場の取引時間帯で測った場合に、米ドルの係数が低下し日本円の係数が上昇している。一方、東京時間の午前2時から8時にかけての時間帯など、東京・アジア市場で為替取引が行われていない時間帯では、通貨危機の発生時に米ドルの係数が低下しているものの、通貨危機以降の時期に米ドルの係数が低下する傾向は見られない。

東京・アジア市場の取引時間帯で測った米ドルの係数は1998年の中盤頃にいったん上昇し、さらに1999年の終盤から2000年の初旬にかけて大きく上昇している。そして、2000年の中盤になると、通貨危機以前の時期と同様、1前後の値に戻っている。こうした傾向は東アジア4カ国で共通に見られる。

この間、日本円の係数は米ドルの係数の動きと逆方向に変化する傾向がみられる。また、通貨危機以降から2000年初旬にかけて円ドル為替レートが趨勢的に円高ドル安傾向にあった時期には、円ドル為替レートと日本円の係数の間に連関性があるように伺える。しかし、2000年以降になると、円ドル・レートが円安ドル高基調に転換しているものの、日本円の係数は低下しており、円ドル・レートと日本円の係数の連関性は消滅している。

〈補論 B〉円ドル為替レートが東アジア通貨と米ドル・日本円との連動性に与える影響

円ドル為替レートの変動に対する東アジア各国の通貨政策に非対称性が存在するか、すなわち、円安ドル高時には日本円に対する自国通貨の増価で自国の輸出産業に打撃を与えないよう日本円に対する自国通貨の安定化を図る一方、円高ドル安時には日本円との相関が低下する傾向がみられるかどうかを検証するために、以下のような回帰式について分析
を行った。

$$ (A)\quad\Delta X_{t}= 定数項 +c1^{*}\Delta USD_{t}+c2^{*}\Delta JPY_{t}+c3^{*}DY^{*}\Delta USD_{t}+c4^{*}DY^{*}\Delta JPY_{t} $$

ここで、DYは当該通貨の取引時間の直前に円安ドル高が進んだときに1の値をとり、円高ドル安が進んだときに0の値をとるダミー変数である。このような係数ダミーを用いて、円安ドル高時に日本円とアジア通貨の連動性が高まる傾向にあったか否かを検証する。

付表 1 と付表 2 は前日比円ドル為替変化率に基づいてダミー変数を定義した場合の結果で、前日と比べて円安ドル高が進んだ場合の、その直後の米ドル、日本円に対する反応度の変化を分析した結果である。付表 1 は 1998 年 2 月 1 日から 2000 年 4 月 30 日までを推定期間としたときの結果であり、付表 2 は 1998 年 2 月 1 日から 1998 年 12 月 29 日までを推定期間としたときの結果である。各表の 9 行目、10 行目の数値は、直前に円安ドル高が進行したときの米ドルおよび日本円の係数であり、係数ダミー項の係数と係数ダミーが付与されていない項の総和である（米ドルならば c1+c3、日本円ならば c2+c4）。また、係数の総和がゼロという制約に関する検定結果も示している。

推定期間を 1998 年代に限定した場合に、日本円の係数ダミー項の係数が有意で正の符号を示し、米ドルの係数ダミー項の係数が有意で負の符号を示す傾向が強くなるが、円安ドル高時にアジア通貨と日本円の連動性が高まる傾向はそれほど顕著には見られない。ただし、若干ではあるものの、東京アジア市場の取引時間のほうが、円安ドル高時に円との連動性が高まる傾向がみられる。円ドル為替変化率を測定するタイムスパンを伸ばしても同様の結果が得られている。また、当該 4 カ国のなかでは、シンガポール・ドルと日本円との連動性が相対的に高く、韓国ウォンは円との連動性が低い。

以上、intra-daily データを用いた場合には、東アジア諸国通貨の日本円への反応度に対する円ドル為替レートの影響はそれほど顕著ではなかった。したがって、インフレ・ターゲティング導入が本格化する以前においても、円ドル為替レートの変動がアジア諸国の輸出入に与える影響を懸念して、アジア諸国の通貨当局が円に対する安定化を図っていたとの仮説は強く支持されるものではなかった。ただし、4カ国の中でも、シンガポール・ドルは円安ドル高進行時に円との連動性を高める傾向が相対的に強く、韓国ウォンはそのような傾向が最も弱かった。
表 1．IMFの分類による東アジア諸国の為替制度

国名	期間	為替制度
インドネシア	1978年11月から1997年6月	管理フロート制 (Managed Floating)
韓国	1997年7月から2000年12月	自由な変動相場制 (Independently Floating)
1980年3月から1997年10月	管理フロート制 (Managed Floating)
1997年11月から2000年12月	自由な変動相場制 (Independently Floating)
マレーシア	1986年1月から1990年2月	限定的な変動相場制 (Limited Floating)
1990年3月から1992年11月	固定相場制 (Fixed)
1992年12月から1998年9月	管理フロート制 (Managed Floating)
1998年9月から2000年12月	Pegged Arrangement
フィリピン	1988年1月から2000年12月	自由な変動相場制 (Independently Floating)
タイ	1970年1月から1997年6月	固定相場制 (Fixed)
1997年7月から2000年12月	自由な変動相場制 (Independently Floating)
備考：使用した元データには、1998年以降は対台湾貿易は計上されていない。また、シンガポールでは対インドネシア貿易が計上されていない。

表 2 マレーシア、シンガポール、およびタイの貿易依存度 (対トップ5)

(1)マレーシア

1997年	1998年	1999年
相手国	貿易依存度	相手国	貿易依存度	相手国	貿易依存度
1位	米国	28.96%	米国	35.58%	米国	34.08%
2位	シンガポール	28.33%	シンガポール	26.49%	日本	26.71%
3位	日本	28.30%	日本	24.98%	シンガポール	26.33%
4位	台湾	7.45%	韓国	6.55%	韓国	6.72%
5位	韓国	6.95%	台湾	5.96%	香港	6.17%

(2)シンガポール

1997年	1998年	1999年
相手国	貿易依存度	相手国	貿易依存度	相手国	貿易依存度
1位	米国	31.24%	米国	34.32%	米国	32.43%
2位	マレーシア	28.71%	マレーシア	27.38%	マレーシア	28.65%
3位	日本	22.05%	日本	20.47%	日本	21.33%
4位	香港	10.07%	香港	10.19%	香港	9.47%
5位	タイ	7.94%	タイ	7.65%	タイ	8.12%

(3) タイ

1997年	1998年	1999年
相手国	貿易依存度	相手国	貿易依存度	相手国	貿易依存度
1位	日本	38.78%	米国	36.08%	日本	34.54%
2位	米国	30.88%	日本	34.93%	米国	32.12%
3位	シンガボール	14.88%	シンガボール	14.01%	シンガボール	17.32%
4位	マレーシア	8.57%	マレーシア	7.87%	マレーシア	8.86%
5位	台湾	6.89%	中国	7.11%	香港	7.15%

資料：IMF、Direction of Trade Statistics、各号。
第 3. 韓国の貿易依存度 (対トップ7)

1997年	1998年	1999年
相手国	貿易依存度	相手国	貿易依存度	相手国	貿易依存度
1位	米国	32.79%	米国	35.75%	米国	35.70%
2位	日本	27.12%	日本	23.95%	日本	26.82%
3位	中国	15.00%	中国	15.18%	中国	15.52%
4位	香港	8.01%	香港	8.07%	香港	6.97%
5位	ドイツ	6.72%	オーストラリア	6.10%	ドイツ	5.17%
6位	シンガポール	5.21%	ドイツ	6.06%	シンガポール	5.16%
7位	オーストラリア	5.14%	英国	4.79%	オーストラリア	4.66%

資料：IMF， Direction of Trade Statistics ，各号。

備考：使用した元データには、1998年以降は対台湾貿易は計上されていない。
表4-1: 東アジア各国の為替レートの米ドル・日本円に対する連動性～通貨危機以前(1997年1月7日～1997年6月15日)

NY時間	(12:00-18:00)	(18:00-19:00)	(19:00-21:00)	(21:00-23:00)	(23:00-2:00)	(2:00-4:30)	(4:30-11:30)	(11:30-12:00)
東京時間	(2:00-8:00)	(8:00-9:00)	(9:00-11:00)	(11:00-13:00)	(13:00-16:00)	(16:00-18:30)	(18:30-1:30)	(1:30-2:00)
時間(h)	6h	1h	2h	2h	3h	2.5h	7h	0.5h
定数	0.000 ***	0.000	0.000 ***	0.000 ***	0.000	0.000	0.000	0.000 ***
米ル	0.920 ***	0.970 ***	0.923 ***	0.852 ***	0.853 ***	0.662 ***	0.716 ***	0.977 ***
日本円	0.035 *	0.068	0.108 *	0.110 ***	0.069	0.227 ***	0.213 ***	-0.032
R2	0.949	0.891	0.688	0.748	0.786	0.735	0.893	0.973
DW	1.720	2.113	1.619	2.013	2.155	2.157	1.836	1.841

NY時間
東京時間
時間(h)	(12:00-18:00)
(2:00-8:00)	(18:00-21:00)
(8:00-11:00)	(21:00-4:30)
(11:00-18:30)	(4:30-11:30)
(18:30-1:30)	(11:30-12:00)
(1:30-2:00)
6h	3h	7.5h	7h	0.5h
定数	-0.001	-0.002 **	0.002 *	0.001	-0.001
米ドル
日本円	1.156 ***	1.988 *	1.382 **	0.791 ***	0.003
-0.102	-1.256	-0.568	-0.008	1.541
R2	0.637	0.106	0.103	0.182	0.125
DW	1.218	1.792	2.124	0.859	0.582

NY時間
東京時間	(12:00-18:00)
(2:00-8:00)	(18:00-19:00)
(8:00-9:00)	(19:00-4:30)
(9:00-18:30)	(4:30-11:30)
(18:30-1:30)	(11:30-12:00)
(1:30-2:00)
時間(h)	6h	1h	9.5h	7h	0.5h
定数	-0.002 ***	0.000	-0.007 *	0.008 *	0.003 ***
米撐ル	0.902 ***	1.174 ***	0.741 *	0.824 *	1.007 ***
日本円	0.030	0.083	0.238	-0.103	-0.157
R2	0.821	0.643	0.031	0.042	0.607
DW	2.011	1.672	0.127	0.148	1.937

(日/時/1)	(1?·00-3·00)
(2·00-17·00)	(17·00-18·30)	(18·30-1·30)	(1·30-2·00)
時間(h)	13h	1.5h	7h	0.5h
定数	0.000	0.000	0.000	0.001 ***
米掛ル	0.840 ***	0.958 ***	0.925 ***	0.994 ***
日本円	0.011	-0.020 *	0.100	-0.021
R2	0.800	0.756	0.967	0.971
DW	1.935	2.042	1.952	1.983

NY時間	(12:00-18:00)	(18:00-19:00)	(19:00-23:00)	(23:00-2:00)	(2:00-4:30)	(4:30-11:30)	(11:30-12:00)
東京時間	(2:00-8:00)	(8:00-9:00)	(9:00-13:00)	(13:00-16:00)	(16:00-18:30)	(18:30-1:30)	(1:30-2:00)
時間(h)	6h	1h	4h	3h	2.5h	7h	0.5h
定数	0.000	0.000	0.000	0.123 ***	0.000 **	0.000	0.000 ***
米渓	0.958 ***	1.176 ***	0.835 ***	0.135 ***	0.762 ***	0.770 ***	0.993 ***
日本円	0.008	-0.028	-0.038	0.231 **	0.080	0.118	0.000
R2	0.961	0.774	0.540	0.170	0.678	0.900	0.986
DW	2.173	2.401	2.114	1.900	1.829	1.853	2.120

***，***，*: それぞれ有意水準1%5%10%でゼロから異なることを示す。
表6-1-1: 対米ドル日次為替レートのボラティリティー

(1)台湾ドル

(a)1997.1.7-1997.6.1(b)1997.7.2-1998.1.3(c)1998.2.1-1998.8.3(d)1998.9.2-1999.12.2(e)2000.1.5-2002.9.5
標本数	115	154	151	346	698
(a)平均	27.61027	30.41252	33.63100	32.48628	32.99810
(β)標準偏差	0.14761	2.19412	0.86809	0.74824	1.62919
(β)/(α)	0.00535	0.07215	0.02581	0.02303	0.04937
標準偏差比(α)に対する)	13.49471	4.82814	4.30819	9.23504

(2)シンガポールドル

(a)1997.1.7-1997.6.1(b)1997.7.2-1998.1.3(c)1998.2.1-1998.8.3(d)1998.9.2-1999.12.2(e)2000.1.5-2002.9.5
標本数	115	154	151	346	698
平均	1.42827	1.57380	1.66677	1.68720	1.76894
標準偏差	0.01336	0.09667	0.05574	0.03132	0.04711
(β)/(α)	0.00935	0.06143	0.03344	0.01857	0.02663
標準偏差比(a)に対する)	6.56633	3.57502	1.98464	2.84673

(3)マレーシアリンギ

(a)1997.1.7-1997.6.1(b)1997.7.2-1998.1.3(c)1998.2.1-1998.8.3(d)1998.9.2-1999.12.2(e)2000.1.5-2002.9.5
標本数	115	154	151	346	698
平均	2,49401	3,32496	3,92322	3,80094	3,79997
標準偏差	0.01456	0.60177	0.20104	0.01672	0.00300
(β)γ(α)	0.00584	0.18099	0.05124	0.00440	0.00079
標準偏差比(α)に対する	31.00183	8.77787	0.75373	0.13512

(4)韓国ウォン

(a)1997.1.7-1997.6.1(b)1997.7.2-1998.1.3(c)1998.2.1-1998.8.3(d)1998.9.2-1999.12.2(e)2000.1.5-2002.9.5
標本数	115	154	151	346	698
平均	872.28918	1114.13485	1411.04897	1218.52738	1222.00391
標準偏差	19.45144	325.85641	111.11731	63.61473	79.53863
(β)/(α)	0.02230	0.29247	0.07875	0.05221	0.06509
標準偏差比(a)に対する	13.11587	3.53141	2.34116	2.91887

(5)タイバーツ

(a)1997.1.7-1997.6.1(b)1997.7.2-1998.1.3(c)1998.2.1-1998.8.3(d)1998.9.2-1999.12.2(e)2000.1.5-2002.9.5
標本数	115	154	151	346	698
平均	25.74256	38.82225	41.53185	37.83687	42.48220
標準偏差	0.51792	7.32354	2.50036	1.29093	2.44786
(β)/(α)	0.02012	0.18864	0.06020	0.03412	0.05762
標準偏差比(a)に対する	9.37620	2.99232	1.69580	2.86396

(6)日本円

(a)1997.1.7-1997.6.1(b)1997.7.2-1998.1.3(c)1998.2.1-1998.8.3(d)1998.9.2-1999.12.2(e)2000.1.5-2002.9.5
標本数	115	154	151	346	698
平均	121.01932	122.81633	135.41444	116.15569	117.71373
標準偏差	4.16006	5.49671	6.55690	8.27495	8.79628
(β)/(α)	0.03438	0.04476	0.04842	0.07124	0.07473
標準偏差比(α)に対する	1.30197	1.40860	2.07243	2.17384