Silviase/jgov_v1.4_full_ann huggingface dataset:
ところで現行のモデルでは、SNA データの実質系列算出への連鎖方式導入の影響により、実質値については「加法整合性」の成立を前提にできなくなっている。つまり、上記の方法では、実質系列について総輸入額とその内訳項目の関係を正確には描写できない。具体的に言うならば、連鎖方式下では、実質総輸入額から実質鉱物性燃料輸入額を差し引いたものが実質その他輸入額に等しくならないのである。そのため本稿では、SNA 統計には存在しない「その他輸入額」の実質値を旧モデルとは別の方法で算出することにした。

#### 1.4.2 構造

2005 年版以降のモデルでは、SNA の実質系列およびデフレーターへの連鎖方式導入による加法整合性の不成立に対応して、GDP のコンポーネントおよびそのデフレーターを連鎖統合することによって GDP デフレーターを求めることにしている。2006 年版モデルではさらに、輸入サブブロックに GDP デフレーターと同様の構造を持ち込み、輸入のコンポーネントとそのデフレーターの連鎖統合を以て輸入デフレーターを導出するようになっている。なお、2006 年版モデルにおける「財貨・サービス輸入」のコンポーネントは、これまでの鉱物性燃料とそれ以外という 2 区分ではなく、以下のような 10 区分となっている（なお、本モデルで使用している輸入関連データの具体的な加工方法・SNA 統計の輸入額とその元データの関係については補論 I で解説している）。

輸入サブブロックの構造(2006年度)

財貨・サービスの輸入	食料品
JA_MGS(実質)
JA_MGSV(名目)
JA_PMGS(デフレータ)	JA_FOOD(実質)、JA_FOODV(名目)、JA_PFOOD(デフレータ)
繊維製品
JA_TEX(実質)、JA_TEXV(名目)、JA_PTEX(デフレータ)
鉱物性燃料
JA_FUEL(実質)、JA_FUELV(名目)、JA_PFUEL(デフレータ)
化学製品
JA_CHEM(実質)、JA_CHEMV(名目)、JA_PCHEM(デフレータ)
一般機械
JA_MACH(実質)、JA_MACHV(名目)、JA_PMACH(デフレータ)
電気機器
JA_ELEC(実質)、JA_ELECV(名目)、JA_PELEC(デフレータ)
輸送用機器
JA_TRAN(実質)、JA_TRANV(名目)、JA_PTRAN(デフレータ)
精密機器類
JA_PREC(実質)、JA_PRECV(名目)、JA_PPREC(デフレータ)
その他
JA_OTH(実質)、JA_OTHV(名目)、JA_POTH(デフレータ)
サービス支払
JA_CSP(実質)、JA_CSPV(名目)、JA_PCSP(デフレータ)

区分を細かくしているのは、輸入デフレーターを連鎖統合で求める以上、コンポーネントのデフレーターとウェイトになる実質値を極力、国民経済計算部が用いるものに近づけなければ、導出された輸入デフレーターがSNAのそれとはかけ離れてしまうからである。2006年版モデルの輸入サブプロックは、これら10区分のコンポーネントをパーシェ式連鎖物価指数の定義に従って連鎖統合して輸入デフレーター（PMGS）を求め、10コンポーネントの名目値合計と等しくなる名目輸入額（MGSV）をこのデフレーターで除することで実質輸入額（MGS）を算出する構造になっている。
ここで以下の式は、2002年第1四半期における輸入デフレータの構造式を簡単に示したものである。式中の下添字は期を表しており、例えばPMGS_{02Q1}は2002年第1四半期の四半期輸入デフレータ、PMGS_{01}は2001年の暦年輸入デフレータを意味している。

$$ \begin{aligned}PMGS_{02Q I}=PMGS_{01}\times\frac{PFOOD_{02Q I}\times FOOD_{02Q I}+PTEX_{02Q I}\times TEX_{02Q I}+\cdots}{PFOOD_{01}\times FOOD_{02Q I}+PTEX_{01}\times TEX_{02Q I}+\cdots}\times\frac{PMGS_{01Q I V}}{PMGS_{01Q I V}}&\\ \times\quad PMGS_{01Q I V}^{01Q I V}=PMGS_{01}\times\frac{PFOOD_{01Q I V}\times FOOD_{01Q I V}+PTEX_{01Q I V}\times TEX_{01Q I V}+\cdots}{PFOOD_{01}\times FOOD_{01Q I V}+PTEX_{01}\times TEX_{01Q I V}+\cdots}\end{aligned} $$

2006 年版モデルの内挿シミュレーション期間である 2002 年第 1 四半期～04 年第 4 四半期については、輸入デフレータの構造は全てこの式に等しくなっている $ ^{10} $ 。なお、構造の詳細については別資料の方程式体系一覧を参照のこと。

## （付注）連鎖指数によるデフレータおよび実質系列の作成

本モデルでは GDP の内訳項目は、最終消費支出、企業設備投資、住宅投資、民間企業在庫品増加、政府最終支出、政府固定資本形成、公的在庫品増価、財・サービスの輸出入に分かれている。固定基準年方式ではこれら合計値が名目、実質ともに GDP に一致していたが、連鎖方式への移行により実質値では一致しなくなる。これに対しては、①GDP デフレータを連鎖の定義式で求め、実質 GDP は名目 GDP / GDP デフレータにより求める、②実質 GDP を連鎖の定義式で求め、GDP デフレータは名目 GDP / 実質 GDP により求める、の二通りの対応が考えられるが、今回のモデルも前回と同様に前者を用いた。

GDP デフレータは、連鎖方式では下記のように定義される。ここで、技術的な留意事項として、本モデルは四半期モデルであるのに対し、現在国民経済計算で用いられている連鎖方式は暦年値を基準としているという点がある。すなわち、もし暦年モデルであれば、各年の GDP デフレータを

$$ \mathrm{PGDP}_{t}/\mathrm{PGDP}_{\mathrm{t}-1}=\frac{\mathrm{PC}_{\mathrm{t}}\mathrm{CP}_{\mathrm{t}}+\mathrm{PIFP}_{\mathrm{t}}\mathrm{IFP}_{\mathrm{t}}+\cdots}{\mathrm{PC}_{\mathrm{t}-1}\mathrm{CP}_{\mathrm{t}}+\mathrm{PIFP}_{\mathrm{t}-1}\mathrm{IFP}_{\mathrm{t}}+\cdots} $$

(PGDP: GDP デフレータ、PC:最終消費支出デフレータ、PIFP:企業設備投資デフレータ)

の形で定義すれば良い。一方、四半期モデルの場合、公表される四半期データは、例えば2005年第2四半期の場合、

$$ \mathrm{PGDP}_{_{05QII}}/\mathrm{PGDP}_{_{04}}=\frac{\mathrm{PC}_{_{05QII}}\mathrm{CP}_{_{05QII}}+\mathrm{PIFP}_{_{05QII}}\mathrm{IFP}_{_{05QII}}+\cdots}{\mathrm{PC}_{_{04}}\mathrm{CP}_{_{05QII}}+\mathrm{PIFP}_{_{04}}\mathrm{IFP}_{_{05QII}}+\cdots} $$
となり、前年の暦年のデフレーターを基準値とする必要がある。なお、四半期速報（QE）では基本的に上記手法で四半期値を推計しているが、暦年値（10～12月期の値）が得られた段階で暦年の値を四半期に振り分ける、といった作業が行われている。しかし、通常この暦年値による調整は小さいと判断されること、そのような調整はリード変数としてのデフレーターや実質値を必要とすることから、本モデルでは四半期ベースの数値をそのまま採用している。その上で、実質GDPを名目GDP/GDPデフレーターで定義する。

$$ GDP=GDPV/PGDP $$

(GDP : 実質 GDP、GDPV : 名目 GDP)

ここで、連鎖方式の導入に伴う上記定義式の変更がシミュレーション結果（乗数）にもたらす1年目の影響は通常極めて小さいが、2年目以降の乗数は各支出項目のウェイトの変化に応じた影響を受けることになる。短期分析を目的とした本モデルでは、2年目以降の乗数は参考程度にとどまるが、それでも予想される影響を織り込むことができる意義は小さくない。中期や年次の計量モデルであれば、その意義はより大きい。

## 第2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 $ ^{11} $ 。

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1.02%、2年目1.06%、3年目0.89%となっている。2005年版と比較して大きな変化はないが、ピークが2年目に移動した。

## 2 ）所得减税

名目 GDP1% 相当の個人所得税減税（継続減税）は実質 GDP を拡大させ（ピークは 2 年目の 0.56%）、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 91% 増加する。

3）消費税増税（今回より減税ではなく、増税での乗数を求めている）

消費税率 1% 引き上げによる実質 GDP 抑制効果は、1 年目 ▲0.16%、2 年目 ▲0.25%
なっている。財政収支は対名目 GDP 比で 1 年目 0.31% ポイント、2 年目 0.24% ポイント黒字化する。

## 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▲0.39%、2 年目▲0.50%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 0.27% となった。(2 年目は 0.54%)。原油価格上昇の影響は小幅なマイナスである（1 年目 ▲0.11%、2 年目は ▲0.12%）。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 0.08%、2 年目が 0.20% 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2002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。

#### 2.1.1 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（今回より減税ではなく、増税での乗数を求めた）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。

##### 2.1.1.1 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。

## 1 ）政府支出の継続的拡大（金融政策の前提として利子率の反応関数を置いた場合）

本モデルでは、中央銀行が短期金利をターゲットとして、政策運営を行うケースを標準設定としている。この仮定の下で、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 1.02%（1 年目）になる。ピ
一クは2年目（1.06%）で、3年目0.89％となっている。この結果を公的投資の継続的拡大が経済成長率に与える影響という観点で見ると、1年目および2年目には乗数分を若干上回るプラス効果があるが、3年目の効果はマイナスとなる（図表2-1参照）。2005年版（1年目1.13、2年目1.00、3年目0.77）との比較では大きな変化はないが、ピークは2年目に移動した $ ^{12} $ 。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と為替増価による純輸出減少により、マイナスで推移している。

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 0.59% 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、為替の増価、所得の増加による輸入の拡大（1.47%～1.79%）の影響により、経常収支の対名目GDP比は、▲0.17%～▲0.31%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如何にも依存しており、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1.21%、3年目1.14%)(付属資料Ⅱ参照)。財政拡大を金融緩和でアコモデートした90年代の累次の経済対策の効果は、このケースに近いと考えられる。

図表 2-1 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（利子反応関数を用いたケース）

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(%)	GDPギャップ(%ポイント)
1年目	1.02	1.02	0.13	-0.68	0.13	-0.05	1.47	0.97
2年目	1.06	0.03	0.39	-1.28	0.41	-0.19	1.76	1.01
3年目	0.89	-0.17	0.32	-1.75	0.78	-0.40	1.79	0.94
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	1.19	0.16	0.57	-0.09	-0.59	0.10	-0.17	-0.04
2年目	1.69	0.59	1.28	-0.09	-0.50	0.19	-0.23	-0.40
3年目	2.05	1.10	1.76	-0.02	-0.65	0.25	-0.31	-1.04

(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、2002年～2004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レートで、符号が負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 1.21、3 年目 1.14 となる。
## 2 ）名目政府支出の継続的拡大（金融政策の前提として利子率の反応関数を置いた場合）

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 1.19% 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（図表 2-2 参照）。

図表 2–2 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(%)	GDPギャップ(%ポイント)
1年目	1.02	1.02	0.13	-0.68	0.13	-0.05	1.47	0.97
2年目	1.01	-0.01	0.38	-1.25	0.41	-0.18	1.70	0.96
3年目	0.79	-0.22	0.30	-1.67	0.76	-0.39	1.64	0.85
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	1.19	0.16	0.57	-0.09	-0.59	0.10	-0.17	-0.04
2年目	1.64	0.58	1.26	-0.09	-0.48	0.19	-0.22	-0.40
3年目	1.92	1.07	1.67	-0.01	-0.60	0.24	-0.29	-1.02

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。

##### 2.1.1.2 減税・増税の効果

## 1 ）個人所得減税の効果

個人所得稅を名目 GDP の 1% 相当額継続的に減税すると、実質 GDP は漸進的に増加し、2 年目にピーク（0.56%）に達する（図表 2-3 参照）。減税乘数が公共投資乘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 0.48%、2年目 1.00%）。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 0.91% 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 年目以降は若干改善する。

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▲0.04～▲0.16%ポイント悪化する。
図表 2−3 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(%)	GDPギャップ(%ポイント)
1年目	0.26	0.26	0.48	-0.15	0.31	-0.01	0.37	0.25
2年目	0.56	0.29	1.00	-0.56	1.98	-0.06	0.86	0.53
3年目	0.55	0.00	1.10	-0.89	3.93	-0.15	0.99	0.56
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	0.29	0.03	0.10	-0.02	-0.91	0.02	-0.04	-0.01
2年目	0.76	0.19	0.52	-0.05	-0.77	0.08	-0.11	-0.09
3年目	1.02	0.45	0.82	-0.03	-0.76	0.12	-0.16	-0.39

(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。

## 2 ）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（図表2-4参照）。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、投資の拡大（1年目4.51%）などにより1年目0.68%となっている。資本コスト弾性値が上昇したことを受けて、2005年版（1年目0.41%）よりかなり高い。しかし、減税による歳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▲0.84%ポイント、2年目▲0.75%ポイントと赤字が続く。

図表 2–4 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(%)	GDPギャップ(%ポイント)
1年目	0.68	0.68	0.12	4.51	0.30	-0.03	0.97	0.54
2年目	0.88	0.19	0.37	5.07	0.49	-0.09	1.11	0.52
3年目	1.11	0.23	0.44	6.91	0.88	-0.20	1.81	0.53
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	0.77	0.09	0.48	-0.05	-0.84	0.05	-0.11	-0.02
2年目	1.20	0.32	1.04	-0.05	-0.75	0.10	-0.18	-0.18
3年目	1.72	0.60	1.64	-0.01	-0.72	0.14	-0.29	-0.49

(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。

## 3 ）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 0.64%
（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 0.16%（1 年目）の縮小を示す（図表 2-5 参照）。民間消費デフレータ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 0.31% 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。

図表 2–5 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(%)	GDPギャップ(%ポイント)
1年目	-0.16	-0.16	-0.25	0.16	-0.07	0.01	-0.17	-0.16
2年目	-0.25	-0.09	-0.49	0.43	-0.41	0.03	-0.38	-0.25
3年目	-0.21	0.05	-0.47	0.54	-0.81	0.04	-0.36	-0.23
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	0.31	0.64	-0.05	0.01	0.31	0.00	-0.07	0.04
2年目	0.11	0.55	-0.26	0.02	0.24	-0.01	-0.06	0.00
3年目	0.04	0.43	-0.40	0.01	0.26	-0.01	-0.06	-0.03

(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。

#### 2.1.2 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。

##### 2.1.2.1 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▲0.39％となり、その後徐々に下落幅は増加して3年目には▲0.81％となっている（図表2-6参照）。

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▲3.34%～▲4.89%、住宅投資は▲0.32%～▲2.58%）。また、金利高による円高（1.29%～4.92%）により、輸出が抑制される（▲0.15%～▲0.98%）。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（▲0.44%～▲0.59%）。

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。

一般政府の財政バランスは、景気抑制と物価の低迷により税収が低下することや財産所得の支払いが増加することにより赤字方向に向かう（▲0.20～▲0.41%ポイント）。

図表 2–6 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(%)	GDPギャップ(%ポイント)
1年目	-0.39	-0.39	0.21	-3.34	-0.32	-0.15	-0.44	-0.31
2年目	-0.50	-0.12	0.31	-3.95	-1.23	-0.57	-0.37	-0.26
3年目	-0.81	-0.30	0.21	-4.89	-2.58	-0.98	-0.59	-0.37
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	-0.45	-0.08	0.14	0.03	-0.20	0.48	0.03	-1.29
2年目	-0.71	-0.23	-0.64	0.02	-0.30	0.47	-0.07	-3.39
3年目	-1.20	-0.42	-1.27	0.01	-0.41	0.54	-0.16	-4.92

(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。

##### 2.1.2.2 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0.37%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（▲1.51%～▲2.52%）、また、円高が生じ輸出も抑制される（▲0.10%～▲0.45%）。

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（図表2-7参照）。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、▲0.22%～▲0.35％となっている。

図表 2–7 貨幣供給量 $ \left(M_{2}+CD\right) $ 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(%)	GDPギャップ(%ポイント)
1年目	-0.29	-0.29	0.15	-2.52	-0.21	-0.10	-0.34	-0.24
2年目	-0.22	0.07	0.17	-1.69	-0.82	-0.37	-0.10	-0.07
3年目	-0.35	-0.13	-0.06	-1.51	-1.36	-0.45	-0.26	-0.12
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	-0.33	-0.05	0.13	0.03	-0.14	0.37	0.02	-0.87
2年目	-0.36	-0.15	-0.59	0.01	-0.16	0.11	-0.07	-2.14
3年目	-0.55	-0.20	-0.76	-0.01	-0.14	0.09	-0.09	-1.88

(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。
#### 2.1.3 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。

##### 2.1.3.1 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 0.19%～0.58% 上昇） $ ^{13} $ 。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 0.30% ポイントの上昇となっている（図表 2-8 参照）。輸出の拡大により、設備投資が増加する（0.06%～0.36%）。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 0.11～0.32% ポイント）。

図表 2-8 円の対ドル 10%減価

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(%)	GDPギャップ(%ポイント)
1年目	0.27	0.27	0.04	0.06	0.11	1.40	-0.47	0.26
2年目	0.54	0.27	0.17	0.36	0.34	2.13	-0.43	0.49
3年目	0.63	0.09	0.22	0.36	0.61	2.40	-0.14	0.56
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	0.43	0.19	0.22	-0.02	0.11	0.03	0.13	10.00
2年目	0.84	0.33	0.62	-0.05	0.26	0.08	0.26	10.00
3年目	1.16	0.58	0.97	-0.03	0.32	0.13	0.30	10.00

(備考)
##### 2.1.3.2 原油価格上昇の影響

ドル建て原油価格が外生的に20%上昇すると、輸入金額の増加によって経常収支対名目GDP比が▲0.21%ポイント低下するが（図表2-9参照）、実質GDPへの影響は小さい（標準ケースからの乖離率は、1年目で▲0.11%、2年目で▲0.12%、3年目で▲0.09%）。ただし、名目GDPへの影響は、標準ケースにおける原油価格が高まったことにより、2005年版より拡大している。

経済の縮小の影響が税収面にもマイナスとなって現れるため、財政バランスは若干悪化する（▲0.07～▲0.12％ポイント）。

図表 2-9 原油価格の 20% 上昇

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 (%)	GDPギャップ (%ポイント)
1年目	-0.11	-0.11	-0.10	-0.01	-0.01	-0.03	0.14	-0.09
2年目	-0.12	-0.02	-0.21	0.01	-0.13	-0.04	-0.42	-0.08
3年目	-0.09	0.03	-0.19	0.02	-0.30	-0.03	-0.41	-0.06
名目GDP (%)	民間消費デフレータ (%)	単位時間あたり質金 (%)	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	-0.15	0.19	-0.10	0.01	-0.07	0.00	-0.21	0.07
2年目	-0.28	0.10	-0.25	0.01	-0.12	0.00	-0.18	0.19
3年目	-0.33	0.05	-0.32	0.00	-0.11	0.00	-0.22	0.29

(備考)

1. ドルベースの石油価格が標準ケースに比べて20%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. 2005 年版では実質 GDP への影響は 1 年目 ▲0.11%、2 年目 ▲0.14%、3 年目 ▲0.16% となっている。

3. 標準ケースの原油価格は、1年目（2002年）24.65ドル/バレル、2年目29.34ドル/バレル、3年目36.41ドル/バレル。

##### 2.1.3.3 世界需要増加の影響

世界需要が外生的に1%増加すると、輸出が増加し、実質GDPを増大させる（図表2-10参照）。輸出は、1年目0.60%、2年目1.04%の増加と、2005年版（1年目1.15%、2年目1.05%）と比較して緩やかな伸びとなった。輸出増加はラグ効果を伴いつつ設備投資を増加させるため、この経路からも、実質GDPへの効果は1年目0.08%、2年目0.20%の増加と徐々に高まる形となっている。財政収支は、経済の拡大による税収増により改善している（0.03%～0.11%ポイント）。
図表 2–10 世界需要を 1% 増加

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(%)	GDPギャップ(%ポイント)
1年目	0.08	0.08	0.01	0.07	0.01	0.60	0.12	0.08
2年目	0.20	0.11	0.05	0.28	0.05	1.04	0.30	0.17
3年目	0.24	0.04	0.08	0.34	0.13	1.21	0.41	0.20
名目GDP(%)	民間消費デフレータ(%)	単位時間あたり質金(%)	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	0.09	0.01	0.04	-0.01	0.03	0.01	0.06	-0.01
2年目	0.26	0.06	0.18	-0.02	0.09	0.02	0.09	-0.06
3年目	0.39	0.15	0.33	-0.01	0.11	0.04	0.11	-0.17

(備考)

1. 世界需要が標準ケースに比べて 1% 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. 2005 年版では実質 GDP への影響は 1 年目 0.22%、2 年目 0.20%、3 年目 0.17% となっている。

## 第2節 モデル乗数の線形性

短期日本経済マクロ計量モデルを用いた経済政策評価にあたっては、基本乗数が以下の性質を有することを前提に議論が進められている。

1）狭義の線型性：経済政策の規模がn倍になれば、その政策効果（乗数）もn倍になる性質

2）対 称 性：同じ規模の経済政策の方向（符号）が逆向きであれば、その経済効果の符号は逆になるが、その絶対値は等しくなる性質

3）加法性：複数の経済政策を同時に採った場合、その政策効果はそれぞれの経済政策を個別に行った場合の効果の合計に等しくなる性質

この前提が満たされていなければ、経済政策の効果を論じるに際して基本乗数を用いることはできない。乗数が線形性を有するかどうかは、構築モデルのパフォーマンスが良好かどうかを見るための重要なポイントである。本稿では、線型性テストとして以下の8パターンのインパクトシミュレーションを行い、その乗数を比較することで1）～3）の性質の検証に充てた。

1)狭義の線型性	① 実質公的固定資本形成を実質GDPの1%相当及び2%相当増加させたケース
② 貨幣供給量を1%減少させたケースと2%減少させたケース
③ 為替レートを10%減価させたケースと20%減価させたケース
④ 個人所得税を名目GDPの1%相当減少させたケースと2%減少させたケース
2)対称性	⑤ 実質公的固定資本形成を実質GDPの1%相当増加させたケースと減少させたケース
⑥ 為替レートを10%減価させたケースと増価させたケース
3)加法性	⑦ 実質公的固定資本形成を実質GDP1%相当の増加と貨幣供給量の1%増加を同時に行った場合およびそれぞれを独立して行った場合(拡大政策ケース)
⑧ 上記のそれぞれを減少方向で行った場合(緊縮政策ケース)

これらのシミュレーションについては、内挿シミュレーションと同じく2002年第1四半期から2004年第4四半期について計算している。ただし、今回もシミュレーション期間に
ゼロ金利の期間を含んでおり、モデルにゼロ金利制約（0.005%）を用いているため、金利が低くなるようなインパクトでは、線型性が成立しないことがありうる（⑤～⑧が該当）。そのため、この短期金利の下方制約を外したモデルによって⑤～⑧のシミュレーションを併せて行い（シミュレーション期間は2002年第1四半期～2004年第4四半期）、その乗数を比較・検討することでシステムとしての本モデルが線形性を持つかどうかを確認している。

検証結果の詳細は以下に示されているが、要約すれば、ここ数回のモデルと同様、短期金利の下方制約による影響を除去することでようやく乗数の線形性の前提が保たれる。よって、今回のモデルにおける内挿シミュレーション期間およびその前後の期間に関する分析においては、インパクトの影響の方向性を考慮した上で、慎重に進めることが求められよう。

## 1 ）狭義の線型性

①から④までは「狭義の線形性」を見るためのシミュレーションである。ここでは1％のインパクトを与えたケースと2％のインパクトを与えたケース $ ^{14} $ の乗数比平均を見ており、線形性が保たれていれば、この値はおおよそ2になる筈である。

①～④の主要変数についての乗数比平均の計算結果は以下の表にみる通りである。いずれのパターンについても、乗数比平均は2前後の数値を示しており、標準偏差も小さい。これらの結果から、本モデルでは狭義の線形性は保たれているものと考えて良いであろう。

図表 2-11 乗数の線型性

GDP	PCP	RGB	BGV	FXS
①政府支出	增加	2.01
(0.01)	2.00
(0.01)	2.01
(0.00)	1.99
(0.01)	2.02
(0.17)
②貨幣供給量	減少	1.98
(0.01)	1.99
(0.01)	2.04
(0.02)	1.97
(0.01)	2.00
(0.01)
③為替レート	減価	1.95
(0.02)	1.93
(0.01)	1.94
(0.01)	1.99
(0.04)	2.00
(0.00)
④個人所得稅	減稅	2.00
(0.01)	1.99
(0.00)	2.00
(0.01)	1.99
(0.00)	2.01
(0.02)

(備考)1.それぞれの比の3年間(12四半期)の平均値。

2.（）内は四半期データで計算した比率の標準偏差。

## 2 ）对称性

⑤と⑥は「対称性」を見るためのシミュレーションである。ここでは、同規模のインパクトを正負両方の方向に与えるシミュレーションを行い、その乗数の比を見ている。対称性が保たれていればこの場合、乗数の絶対値は同じで符号のみ異なる筈なので、乗数比は－1が期待される。
図表 2-12 乗数の対称性

GDP	PCP	RGB	BGV	FXS
⑤政府支出 增·减	-1.15
(0.09)	-1.08
(0.02)	-0.16
(0.14)	-0.94
(0.04)	0.40
(4.73)
⑥為替レート 增·减価	-1.16
(0.02)	-1.12
(0.01)	-0.26
(0.28)	-1.14
(0.03)	-1.00
(0.00)

(備考)1.それぞれの比の3年間(12四半期)の平均値。

2.( )内は四半期データで計算した比率の標準偏差。

上の表によると乗数比平均は、実質 GDP や民間消費デフレータなどではおおよそ－1程度になるが、金利や為替レートなどが大きく－1から逸脱している。これは、既述のようにゼロ制約の影響で、政府支出減や為替レート増価の場合に短期金利が制約（0.005%）以下に低下できないことに起因しており、この制約を外したモデルで同様のシミュレーションを行なうと以下の表のような結果となり、モデルの基本的なメカニズムとしては対称性を保っていることが分かる。

図表 2-13 乗数の対称性：ゼロ制約なし

GDP	PCP	RGB	BGV	FXS
⑤政府支出 增·减	-0.99
(0.01)	-1.00
(0.01)	-0.99
(0.00)	-1.01
(0.01)	-0.98
(0.17)
⑥'為替レート 增·减価	-1.07
(0.02)	-1.09
(0.01)	-1.07
(0.02)	-1.01
(0.04)	-1.00
(0.00)

(備考)1.それぞれの比の3年間(12四半期)の平均値。

2.（）内は四半期データで計算した比率の標準偏差。

## 3 ）加法性

⑦と⑧は「加法性」を見るためのシミュレーションである。加法性が保たれていれば、複数のインパクトを同時に与えたケースの乗数と、別々にインパクトを与えたケースの乗数の和がほぼ同じになる筈である。ここでは両者の比の平均をみているので、値としてはおおよそ1になることが期待される。

図表 2–14 乗数の加法性

GDP	PCP	RGB	BGV	FXS
⑦拈大政策	0.71
(0.08)	0.76
(0.06)	-0.87
(12.77)	1.14
(0.09)	7.01
(5.74)
⑧緊縮政策	1.25
(0.06)	1.24
(0.06)	-15.41
(22.48)	0.86
(0.09)	2.98
(6.39)

(備考)1.それぞれの比の3年間(12四半期)の平均値。

2.（）内は四半期データで計算した比率の標準偏差。

3.⑦のRGBについて乗数比平均が負になっているのは、政策同時実行ケースの2002年Ⅳ期にインパクトおよびベースラインシミュレーションにおける長期金利の大小関係が一瞬逆転し、乗数がごく微小な負の値になるため（政策同時実行ケースの乗数を分母として乗数比を求めているため、2002年Ⅳ期の乗数比は符号が負で絶対値が大きなものとなり、平均値に強く影響を与えている）。

表によれば長期金利、為替レートを中心に、乗数比平均は大きく1から乖離している。これは、⑦についてはマネーサプライ増、⑧については政府支出減というゼロ制約による影響を強く受けるケースが含まれており、2つの政策を同時に行なう場合には制約の影響が相殺されるが、単独実施の場合は制約の影響をそのまま受けてしまうことが原因であると思われる。実際、2）と同じくゼロ制約を外したモデルで同様のシミュレーションを行な
うと下表のような結果となり、金利の下方制約がないモデルでは加法性が保たれていることが分かる。

図表 2-15 乗数の加法性：ゼロ制約なし

GDP	PCP	RGB	BGV	FXS
⑦' 扩大政策	1.01 (0.00)	1.00 (0.00)	1.02 (0.03)	1.00 (0.01)	0.92 (0.13)
⑧' 紧缩政策	0.99 (0.01)	1.00 (0.00)	0.98 (0.03)	1.00 (0.00)	1.08 (0.14)

(備考)1.それぞれの比の3年間(12四半期)の平均値。

2.（）内は四半期データで計算した比率の標準偏差。

## 第3章 残された課題

本資料の趣旨は、研究所計量モデル・ユニットのモデル改訂作業を適宜公開し、広く内外にコメントを求めることにある。その意味で、モデルは常に「暫定版」であり、内外のコメント等を踏まえ、今後とも一層の改善が想定される。ここでは、我々が今後進めようとしている作業のいくつかを紹介したい。

第一は期待形成の扱いである。本稿のモデルは、ここ数年の旧版の定式化を踏襲し、過去のデータに基づく分布ラグによる適応的期待形成（バックワードルッキング）を採用している。しかしながら、現実の期待形成では、将来の政策等外部環境の動向が先読みの形（フォワードルッキング：FL）で織り込まれ、それが経済主体の現在の行動に影響していると考えられる。こうした場合、行動方程式のパラメータにも変化が生じ得るので、モデルのシミュレーション結果の信頼性も損なわれてしまう（Lucas 批判）。期待形成のあり方により政策効果が大きく異なり得ることは重大であり、期待形成について様々なバリエーションを持つモデルがどのような振る舞いの違いを示すかは興味深いテーマである。村田・齋藤他[2005]、村田・青木[2004]は、モデルにフォワードルッキングな、換言すればモデル整合的な期待形成を試験的に導入し、政策効果や外的ショックが経済に及ぼす影響について、バックワードルッキングを想定したモデルとの比較分析を行っている。本稿では、これらの経験に基づきFL版のモデルを別途用意し、主要乗数表についてFL版も同時公表することを目指していたが、時間的な制約から今回は見送らざるを得なかった。終端条件の設定等、ある程度の規模を持つ推定パラメータ型計量モデルにモデル整合的期待を導入するには技術的な課題があるが、今後に作業を進め、その結果を改めて報告することとしたい。

また、本ユニットでは、今年度より「多数の予測機関、エコノミスト等の経済に関する予想を用いた期待形成の研究調査」と題し、予測機関やエコノミストの成長率や物価動向に関する予測値ににつき、アンケートデータを基に期待形成の実証分析を進めている。その成果も今後、モデルへの期待形成の織り込み方に応用していくこととしたい。
第二に、連鎖方式導入の効果の検証があげられる。SNAにおける連鎖方式は2005年版モデルにおいて導入され、その効果についても村田・岩本・増淵[2007]において詳細な分析が成されている。しかし本論でみたように、モデルの連鎖方式への移行は、厳密には、本モデルにおける輸入デフレーターへの適用によって初めて完成した。したがってその効果も、メリットとデメリットの両面にわたり改めて検証する必要がある。特に、輸入デフレーターを連鎖統合により国際収支統計から十分な精度で再現するのに必要な細分化のレベルは、当初の我々の予想を上回るものであり、「機動性が高くコンパクト」という本モデルの特徴が若干後退した印象は否めない。この点は補論Ⅱでも簡単な評価を試みているが、この方法を今後も踏襲することの当否は、やはり十分検討する必要があろう $ ^{15} $ 。

もう一つの課題として、モデルの供給サイドの定式化もあげておきたい。無論、本稿のモデルは最大限でも3～4年程度の分析を目的として開発されており、供給サイドの定式化は簡素なものとなっている。今回の改訂においても、生産関数の再推定にとどまった。しかしながら、昨今の景気論争の多くが構造改革と不可分な形で、中長期的な有効性（供給面での効果）も重視する形で進められていることに鑑みれば、マクロ政策の中長期的帰結も大きな論点である。経済政策が成長の中長期的経路に与える影響については、理論・実証両面で未だ定説がない状況にあるが、今後モデルの拡充を進めるに当たり、何らかのスタンスを求められる状況も考えられよう $ ^{16} $ 。

こうした課題は残されているものの、直近のデータを取り込み、足下の状況を反映したモデルの公表の意義は少なくないと考える。内閣府・経済社会総合研究所では、本稿モデル以外にも、近年の計量手法の進歩を踏まえた時系列モデルやデータより理論との整合性を重視するモデル等の開発を行っている。今回の「短期日本経済マクロ計量モデル2006年版」についても、そうした大きな文脈の中で、その有効性と限界とを十分踏まえつつ相互補完的に活用され、マクロ経済政策に関する一般の理解の深まりに資するものとなることを期待したい。

## 補論Ⅰ 輸入サブブロックのデータ解説

## 1 ）SNA統計と『国際収支統計』

経済企画庁[2000]によれば、SNA 統計の輸入額は日本銀行『国際収支統計』の数値を基に算出されている。つまり 93SNA においては海外勘定の内、経常取引について基礎資料である『国際収支統計』と基本的に整合的であるように設計されている。そのため、国際収支統計と SNA 間の組み換え項目である「特許等使用料」「建設サービス」を考慮すれば、名
目値に関して以下のように表現できる。

「国際収支統計の財貨輸入」＋「同統計のサービス輸入(支払)※」＝「SNAの輸入」※「特許使用料」「建設サービス」を差し引いた数値

SNAの輸入	定義による輸入(財+サービス)	差額	財貨輸入(国収)	サービス支払調整後
2001.1	12,789.0	12,789.0	0.00	9,942.1	2,846.9
2001.2	12,583.7	12,583.6	0.10	9,657.5	2,926.1
2001.3	12,172.2	12,172.2	0.00	9,223.5	2,948.7
2001.4	11,848.0	11,848.0	0.00	9,233.3	2,614.7
2002.1	11,799.6	11,799.5	0.10	9,080.0	2,719.5
2002.2	12,164.9	12,165.0	-0.10	9,219.1	2,945.9
2002.3	12,285.9	12,286.0	-0.10	9,361.8	2,924.2
2002.4	13,166.7	13,166.7	0.00	10,085.5	3,081.2
2003.1	12,864.4	12,864.3	0.10	9,856.0	3,008.3
2003.2	12,342.2	12,342.3	-0.10	9,882.2	2,460.1
2003.3	12,698.3	12,698.3	0.00	9,937.3	2,761.0
2003.4	13,002.0	13,002.0	0.00	9,999.1	3,002.9
2004.1	13,137.9	13,137.9	0.00	10,248.5	2,889.4
2004.2	13,823.0	13,823.0	0.00	10,677.1	3,145.9
2004.3	14,539.0	14,539.1	-0.10	11,257.6	3,281.5
2004.4	15,160.3	15,160.3	0.00	11,814.2	3,346.1

## 2 ）『国際收支統計』と『貿易統計』

### a. 調整係数

上述のように SNA 輸入額は『国際収支統計』が元データである。しかし、「鉱物性燃料輸入額」をはじめ輸入内訳のデータは『国際収支統計』には存在せず、旧モデルでは財務省『貿易統計』の数値を利用していた。『国際収支統計』の貿易収支部分については『貿易統計』を元データにしており、この措置は妥当なものと考えられるが、統計処理上の関係から、両者の数字には若干の違いがある（要するに『貿易統計』の輸入総額と『国際収支統計』の財貨輸入総額は等しくならない）。この違いを生み出す主要因は、計算価格体系と計上範囲の2点である。

1. 価格体系: 『貿易統計』の輸入額が CIF 建で計算されているのに対し、『国際収支統計』の財貨輸入額は FOB 建で計算されている $ ^{17} $ 。

2. 計上範囲：『貿易統計』は関税境界通過のもののみを計上しているが、『国際収支統計』では海外打上げの人工衛星など、通関と所有権移転が一致しない財貨についても算入・調整されている。なお範囲だけでなく、計上時期の違いも両統計の数値に差を生み出すことがある（通関と所有権移転のタイミングにずれがある場合、両統計の計算時期によっては数値に差が発生する）。