Silviase/jgov_v1.4_full_ann huggingface dataset:
『貿易統計』と『国際収支統計』の間では、財貨輸入時の運賃・保険料や所有関係などのより詳細なデータを基に数値の調整を行っているが、同様の処置を本稿内で行うことは事実上、不可能である。そこで本稿では、両統計の財貨輸入総額の比率を調整係数とすることを以て代替措置とする。

調整係数	國際收支統計の輸入額 (FOB建)
貿易統計の輸入額 (CIF建)
(億円)
2000/1	86,474	95,445	0.906
2000/2	88,695	98,080	0.904
2000/3	92,701	102,974	0.900
2000/4	101,752	112,885	0.901
2001/1	99,421	110,555	0.899
2001/2	96,575	107,881	0.895
2001/3	92,235	102,600	0.899
2001/4	92,333	103,120	0.895
2002/1	90,800	101,490	0.895
2002/2	92,191	103,182	0.893
2002/3	93,618	104,793	0.893
2002/4	100,855	112,811	0.894
2003/1	98,560	109,886	0.897
2003/2	98,822	109,832	0.900
2003/3	99,373	111,662	0.890
2003/4	99,991	112,240	0.891
2004/1	102,485	114,817	0.893
2004/2	106,771	119,737	0.892
2004/3	112,576	126,239	0.892
2004/4	118,142	131,372	0.899

この調整係数を『貿易統計』の輸入内訳項目に乗ずることによって、本稿モデル内で使用する輸入関連変数の名目値が得られる。

### b. 財貨輸入額の内訳

『国際収支統計』の財貨輸入内訳を『貿易統計』から作り出す際の手順は、国民経済計算部への聞き取り調査結果とその助言に鑑み、日本銀行調査統計局が作成している「実質輸出入」の手法を基本的に踏襲している。本稿では、『貿易統計』の輸入総額を以下の9グループに分割した $ ^{18} $ 。

分類	デフレータとして対応する輸入物価指数	備考
1 食料品	「生鮮食品を含む食料品・飼料」(参考系列)
2 繊維製品	「繊維品」	「繊物用糸・繊維製品」「衣類・同付属品」「繊物用繊維及びくず」の合計
3 鉱物性燃料	「石油・石炭・ガス」
4 化学製品	「化学製品」
5 一般機械	「一般機械」
6 電気機器	「電気機器」
7 輸送用機器	「輸送用機器」
8 精密機器類	「精密機器類」
9 その他	「金属・同製品」「木材・同製品」「その他産品・製品」を加重平均	輸入総額から1～5の合計を差し引いたもの

なお、実質値を求める際に必要なデフレータは、これも「実質輸出入」と同じく各グループに対応する日本銀行調査統計局「輸入物価指数（円ベース）」を採用した。「9.その他」用のデフレータについては表中にあるように「金属・同製品」「木材・同製品」「その他産品・製品」の輸入物価指数を加重平均して算出する。その際のウェイトには、固定基準型
ラスパイレス指数である輸入物価指数（2000年基準）のウェイト（指数と共に公表されている $ ^{19} $ ）を使用した。

输入物価指数

生酢食品を含む食料品・飼料	繊維品	石油・石炭・天然ガス	化学製品	一般機械	電気機器	輸送用機器	精密機器類	その他
2000/1	102.1	100.1	92.4	97.1	100.5	105.5	100.5	102.0	100.1
2000/2	100.4	99.8	94.2	98.3	99.4	100.8	99.9	99.6	98.8
2000/3	98.4	99.8	102.2	101.4	99.4	98.0	99.6	98.9	100.1
2000/4	99.1	100.3	111.2	103.2	100.8	95.7	100.0	99.4	101.0
2001/1	104.6	103.2	105.8	108.0	108.5	95.4	103.8	107.2	107.0
2001/2	106.6	104.4	111.7	109.3	110.8	93.3	105.0	109.2	106.1
2001/3	106.0	102.5	109.5	103.9	110.4	89.7	104.6	107.9	101.1
2001/4	105.2	102.1	99.6	100.3	111.8	87.4	105.2	109.7	100.4
2002/1	111.3	105.4	95.1	102.7	118.3	90.8	108.9	115.8	107.7
2002/2	108.3	103.3	106.2	103.8	114.4	86.3	107.3	113.2	105.3
2002/3	105.3	100.3	104.0	105.7	108.8	80.8	105.3	109.6	100.6
2002/4	111.2	101.9	112.8	108.1	111.4	79.6	107.4	112.6	103.1
2003/1	110.1	100.5	119.5	110.0	110.4	76.8	107.0	112.9	102.5
2003/2	110.6	100.7	111.4	113.4	110.8	75.1	109.3	113.9	103.3
2003/3	111.7	100.3	110.5	110.7	109.2	74.7	109.2	112.1	104.2
2003/4	107.6	99.1	104.9	105.1	102.5	71.0	106.4	107.0	102.2
2004/1	113.3	98.9	108.4	108.1	102.6	69.6	106.9	107.1	108.9
2004/2	116.2	100.2	122.3	113.6	106.6	70.0	107.3	107.6	114.4
2004/3	114.1	99.9	132.2	117.1	107.4	68.8	108.0	108.4	115.8
2004/4	111.5	97.7	133.1	119.5	105.5	66.1	107.6	107.8	115.6

以下の表は、上記の手順に従って具体的に財貨輸入額の内訳を計算したものである。内訳の数字には既に調整係数を乗じており、1～6の合計が国際収支統計の財貨輸入額に等しくなるようになっている。

輸入コンポーネント名目額(調整係数を乗じたもの)

食料品	纖維製品	紙物靜燃料	化学製品	一般機械	電気機器	輸送用機器	精密機器類	その他	合計	財賃輸入(国収)
2000/1	1,052.9	558.3	1,796.3	596.4	964.6	1,170.9	316.2	236.8	1,955.0	8,647.4
2000/2	1,161.7	538.3	1,678.5	639.2	969.2	1,202.1	330.3	255.3	2,094.9	8,869.5
2000/3	1,085.2	723.5	1,862.4	631.4	1,006.1	1,376.4	317.7	251.6	2,015.7	9,270.1
2000/4	1,184.6	658.5	2,171.4	710.7	1,123.6	1,509.2	349.9	288.5	2,178.9	10,175.2
2001/1	1,086.4	636.8	2,065.5	726.5	1,170.9	1,460.2	325.7	291.3	2,178.7	9,942.1
2001/2	1,230.8	592.6	1,886.9	713.3	1,063.8	1,374.0	312.7	284.1	2,199.2	9,657.5
2001/3	1,134.3	771.8	1,928.2	666.5	921.3	1,206.1	331.3	275.2	1,988.9	9,223.5
2001/4	1,258.7	682.9	1,767.6	676.1	975.6	1,247.5	329.8	288.3	2,006.8	9,233.3
2002/1	1,115.0	618.2	1,682.6	687.5	1,101.4	1,248.5	344.7	273.1	2,009.0	9,080.0
2002/2	1,218.0	550.1	1,678.1	710.8	1,040.2	1,287.6	399.6	281.6	2,053.1	9,219.1
2002/3	1,138.5	708.2	1,799.9	733.7	940.4	1,277.5	450.6	280.2	2,032.7	9,361.8
2002/4	1,250.1	666.5	2,145.9	763.7	1,014.4	1,372.9	389.5	306.5	2,175.9	10,085.5
2003/1	1,054.1	612.9	2,386.6	753.9	1,030.1	1,285.8	338.9	291.0	2,102.7	9,856.0
2003/2	1,197.8	564.2	2,052.0	781.7	1,052.1	1,323.8	468.8	281.1	2,160.7	9,882.2
2003/3	1,142.0	761.6	1,992.1	782.8	1,032.7	1,378.9	407.8	297.0	2,142.5	9,937.3
2003/4	1,171.4	660.5	1,933.1	774.5	1,089.9	1,439.1	454.8	324.4	2,151.3	9,999.1
2004/1	1,081.1	627.0	2,132.8	818.0	1,150.7	1,467.9	399.9	319.5	2,251.7	10,248.5
2004/2	1,242.0	580.4	2,145.0	837.7	1,137.0	1,527.3	433.1	303.9	2,470.6	10,677.1
2004/3	1,166.5	784.6	2,521.9	868.9	1,124.2	1,552.3	401.2	320.9	2,517.2	11,257.6
2004/4	1,250.1	703.9	2,740.8	886.7	1,210.8	1,576.3	487.4	348.8	2,609.5	11,814.2

## c．サービス支払

サービス輸入については、上で述べた通り国際収支統計の「サービス支払額」から「特許等使用料」「建設サービス」支払額を差し引いたものをサービス輸入額として扱う。また、
デフレータとしては日本銀行「企業向けサービス価格指数（CSPI）」を使用する。

CSPI	サービス支払全計(国収)	サービス支払建設	サービス支払特許等使用料	サービス支払調整後
2000/1	100.5	30,258	855	2,949	26,454
2000/2	100.4	30,771	1,102	2,897	26,772
2000/3	99.6	32,256	1,195	2,942	28,119
2000/4	99.5	32,673	1,161	3,075	28,437
2001/1	98.8	32,820	1,085	3,266	28,469
2001/2	98.0	34,483	1,270	3,952	29,261
2001/3	97.2	33,642	1,139	3,016	29,487
2001/4	96.9	30,546	1,143	3,256	26,147
2002/1	96.4	31,739	1,065	3,479	27,195
2002/2	95.9	34,035	1,257	3,319	29,459
2002/3	95.1	33,747	1,129	3,376	29,242
2002/4	95.0	35,475	1,040	3,623	30,812
2003/1	94.5	34,455	986	3,386	30,083
2003/2	94.2	28,378	823	2,954	24,601
2003/3	93.8	31,887	1,094	3,183	27,610
2003/4	94.2	34,250	1,006	3,215	30,029
2004/1	93.9	33,747	1,312	3,541	28,894
2004/2	93.7	36,446	1,401	3,586	31,459
2004/3	93.5	37,483	1,217	3,451	32,815
2004/4	93.8	38,892	1,264	4,167	33,461

## 3 ）短期日本経済マクロ計量モデル用データ

10 区分の輸入コンポーネントのデータとしては、上述のように 2）で計算した名目値を対応するデフレータ（輸入物価指数）で除したものを実質値として扱う。参考のために、本節では名目値とデフレータについて 2000 年第 1 四半期から 2004 年までの原系列の数字を文中の表として掲載しているが、実際のデータセットには 1988 年第 1 四半期から 2004 年第 4 四半期までのデータを格納している。また、モデル内では統計ソフトで季節調整（手法は X-11 を採用）を施した数値を正式な系列として使用している。

## 補論Ⅱ 輸入の定式化の相違が政策乗数に与える影響

## 1 ）輸入サブブロック改訂の目的

本文および補論Ⅰで述べたように、本年のモデルでは財貨・サービス輸入について食料品や繊維品、鉱物性燃料など10区分 $ ^{20} $ のコンポーネントに分割し、これらをパーシェ式の連鎖統合をすることによって輸入デフレータを算出している（図Ⅱ-1）。
図Ⅱ-1 2006 年度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
MGS(実質)	= MGSV / PMGS
MGSV(名目)	= FOODV + … + CSPV
PMGS(デフレータ)	パーシェ式連鎖統合

||

食料品	モデル内での構造
FOOD(実質)	推定式
FOODV(名目)	= FOOD × PFOOD
PFOOD(デフレータ)	= PFOODAT × DPITAX
PFOODAT(税抜きデフレータ)	推定式

サービス支払	モデル内での構造
CSP(実質)	推定式
CSPV(名目)	= CSP × PCSP
PCSP(デフレータ)	= PCSPAT × DPITAX
PCSPAT(税抜きデフレータ)	推定式

言うまでもなく、輸入デフレータを連鎖統合で作成しているのは SNA が 2004 年度から実質系列の作成方法に連鎖方式を導入したことへの対応のためである。連鎖方式が導入されたために、加法整合性が成立することを前提としていた 2005 年版モデルまでの輸入サブプロックの構造では（図Ⅱ-2）、鉱物性燃料 $ ^{21} $ 以外の財貨サービス輸入実質値（NFMGS）に現実からの乖離が発生する。

図Ⅱ-2 2005年度モデルまでの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
MGS(実質)	= MFUEL + NFMGS
MGSV(名目)	= MFUELV + NFMGSV
PMGS(デフレータ)	= 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
MFUEL(実質)	推定式	= MFUELV / PFUEL
MFUELV(名目)	= MFUEL × 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 - MFUEL
NFMGSV(名目)	= NFMGS × PNFMGS	= MGSV - MFUELV
PNFMGS(デフレータ)	= PNFMGSAT × DPITAX	= NFMGSV / NFMGS
PNFMGSAT(税抜きデフレータ)	推定式	= PNFMGS / DPITAX

ここで表Ⅱ-1は図Ⅱ-1の実績データの作成法に従って算出したNFMG$と、本来の
NFMGS（FUEL を除いた 9 費目の輸入コンポーネント実質額合計）がどのくらい違うのかを内挿シミュレーション期間である 2002 年第 1 四半期から 2004 年第 4 四半期までについてみたものである $ ^{22} $ 。

表Ⅱ-1 NFMGの違い

差額(10億円)	乖離率
Q1	Q2	Q3	Q4	Q1	Q2	Q3	Q4
2002年	26.9	-80.3	-26.0	-108.1	0.27%	-0.77%	-0.24%	-1.00%
2003年	-76.5	-74.1	-62.9	-180.3	-0.70%	-0.70%	-0.58%	-1.60%
2004年	-105.6	-261.5	-223.5	-211.1	-0.91%	-2.18%	-1.84%	-1.71%

乖離率からみると差はさほど大きいようには見えないが、金額ベースでみると2,000億円を超える期もあり、必ずしも小さいとは言い難い水準になっている。

連鎖統合で輸入デフレータを作成することは、理論的には正しい対応であり、これにより表Ⅱ-1に示される差も発生しなくなる。村田・斎藤・岩本・田邊[2006]で直近の課題として輸入サブブロックの連鎖化をあげたのは、まさにこのことを目的としていた。

## 2 ）輸入サブブロック改訂による新たな問題

しかし現実には、この連鎖化によって、一部の重要な変数についてベースラインシミュレーション結果と実績値の乖離率の拡大という新たな問題がモデルに持ち込まれることが判明した。表Ⅱ-2は乖離率を、今年のモデル（以降、連鎖版と表記）と輸入サブプロックを昨年のものに戻したモデル（以降、二分割版と表記）で輸入デフレータ（PMGS）と実質GDP（GDP）について計算したものであるが、この表からも連鎖版で乖離率が拡大していることが確認できる。

表Ⅱ-2 ベースラインシミュレーションと実績値の乖離率

連鎖ver.
PMGS	GDP
2002年	Q1	Q2	Q3	Q4	Q1	Q2	Q3	Q4
2003年	3.93E-03	-3.62E-03	4.52E-04	-4.70E-03	7.10E-04	-1.07E-03	-2.04E-04	-7.95E-04
2004年	-1.81E-03	-4.21E-03	-1.39E-03	-8.20E-03	1.00E-03	-1.04E-03	7.15E-05	-1.36E-03
-1.47E-04	-9.72E-03	-6.21E-03	-5.68E-03	2.63E-05	-1.18E-03	-6.94E-04	-1.90E-04
二分割ver.
PMGS	GDP
2002年	Q1	Q2	Q3	Q4	Q1	Q2	Q3	Q4
2003年	-4.55E-06	1.08E-05	2.93E-05	-3.56E-06	3.14E-04	-5.76E-04	-2.15E-04	-2.67E-04
2004年	-4.10E-05	-6.45E-06	5.47E-05	2.85E-07	1.13E-03	-6.29E-04	1.64E-04	-4.61E-04
-3.16E-06	-2.72E-06	7.79E-06	2.97E-07	-1.16E-04	-1.44E-04	-1.74E-04	2.75E-04

この乖離率の拡大は、輸入デフレータを連鎖統合で作成する際に、誤差を含んだコンポーネントデータを使用せざるを得ないことが主な原因であると考えられる。輸入サブプロックの構築に必要な10区分の輸入コンポーネントのデータは、補論Ⅰの手順を踏んで作成されており、基本的にこの手順はSNAデータを作成している国民経済計算部のそれを可能
な限り踏襲している。しかし、膨大かつ詳細なデータを取り扱う国民経済計算部の複雑な手順を完全になぞることは無論不可能であり、付帯する莫大な量の処理をモデル改訂作業内に抱え込むことはコンパクトさと機動性を重視する本モデルの主旨にも反することにもなるため、いくつかの点で簡便な処理方法 $ ^{23} $ を採用している。その結果、総輸入に占める各コンポーネントの割合が真の値から少しずつずれることになり、このコンポーネントをウェイトとした連鎖統合で作成されるデフレーターも実績値から少しずれることになる。そしてその影響が名目輸入（MGSV）を除して得られる実質輸入（MGS）、さらには輸入をコンポーネントとして抱える実質GDPおよびGDPデフレーターにも波及するものと考えられる。

## 3 ）輸入サブブロック改訂がシミュレーション乗数に与える影響

表Ⅱ-2 にみるように、今回の輸入サブブロック改訂は実績値とベースラインシミュレーション結果に、乖離率の拡大という影響をもたらしている訳であるが、ベースラインシミュレーション結果とインパクトシミュレーション結果の乖離率で表される乗数への影響はどうであろうか。このことをみるために、輸入サブブロックの構造を昨年のものに戻した二分割版モデルで、本文で行なったものと同じ13種類のシミュレーション $ ^{24} $ を行い、その乗数を連鎖版の数字と比較することにした。

以下の表Ⅱ-3は、13種のシミュレーションの内容一覧および、最も重要な変数の一つである実質GDPの乗数について二分割版モデルと連鎖版モデルの差を示したものである $ ^{25} $ 。

表Ⅱ-3 シミュレーション一覧

No.	記号	內容	実質GDP乗数の差(%ポイント)
1年目	2年目	3年目
1	G1	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	0.01	-0.01	-0.01
2	G2	〃、但し短期金利固定	0.01	-0.02	-0.03
3	G3	〃、但し貨幣供給量固定	0.01	0.01	0.01
4	G4	実質公的固定資本形成を1年目のみ実質GDPの1%相当額だけ拡大	0.01	-0.02	0.00
5	G5	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	0.01	-0.01	-0.01
6	P1	個人所得稅名目GDPの1%相当額だけ減税	0.00	0.00	0.00
7	COR	法人所得稅名目GDPの1%相当額だけ減税	0.01	-0.01	-0.02
8	I1	消費税率を1%增税*	0.00	0.00	0.01
9	R1	短期金利を1%引き上げ	0.01	0.05	0.08
10	M1	貨幣供給量を1%相当額だけ縮小	0.00	0.02	0.02
11	F1	円の対ドル10%減価	-0.11	-0.12	-0.12
12	O1	鉱物性燃料価格の20%上昇	0.01	-0.01	-0.01
13	YVI	世界需要1%增加	0.00	0.00	0.00

*昨年度までは減税シミュレーション
表をみると、No.11 の F1 シミュレーションが相対的にやや差が大きいものの、それを除けば 0.1% ポイントを下回っており、全体としてはそれほど大きくはない（F1 についても 0.1% ポイントを僅かに上回る程度である）。この傾向は、特に 1 年目（2002 年）について頭著になっている。

ここで、二分割版と連鎖版モデルの主要な GDP コンポーネントの乗数の差を、G1 および F1 シミュレーションについてもう少し詳しくみたのが以下の表である $ ^{26} $ 。

表Ⅱ-4a G1 シミュレーションの乗数の差

GDP	CP	IFP	IHP	IG	CG	XGS	MGS
2002	0.01	0.00	-0.01	0.00	0.00	-0.00	0.00	-0.09
2003	-0.01	0.01	0.00	0.01	0.01	0.00	0.00	0.17
2004	-0.01	0.01	0.01	0.02	0.01	0.00	0.01	0.19
PGDP	PCP	PIFP	PIHP	PIG	PCG	PXGS	PMGS
2002	0.01	0.00	0.00	0.00	0.00	0.00	-0.00	-0.08
2003	0.03	0.00	0.00	0.00	0.00	0.01	-0.03	-0.24
2004	0.04	-0.00	-0.00	-0.00	-0.00	0.00	-0.05	-0.41
GDPV	CPV	IFPV	IHPV	IGV	CGV	XGSV	MGSV
2002	0.02	0.01	-0.01	0.00	0.00	0.00	-0.00	-0.17
2003	0.02	0.01	0.00	0.01	0.01	0.01	-0.03	-0.08
2004	0.03	0.01	0.01	0.02	0.01	0.00	-0.05	-0.22

表Ⅱ-4b F1 シミュレーションの乗数の差

GDP	CP	IFP	IHP	IG	CG	XGS	MGS
2002	-0.11	-0.03	0.00	-0.02	0.00	0.00	-0.01	0.64
2003	-0.12	-0.10	0.08	-0.09	0.00	0.00	-0.02	0.40
2004	-0.12	-0.12	0.15	-0.22	0.00	-0.00	-0.03	0.40
PGDP	PCP	PIFP	PIHP	PIG	PCG	PXGS	PMGS
2002	-0.07	-0.01	0.04	-0.01	0.02	-0.03	0.04	0.68
2003	-0.17	-0.05	-0.02	-0.05	-0.04	-0.09	0.07	1.18
2004	-0.25	-0.10	-0.07	-0.10	-0.09	-0.14	0.08	1.41
GDPV	CPV	IFPV	IHPV	IGV	CGV	XGSV	MGSV
2002	-0.18	-0.05	0.05	-0.03	0.02	-0.03	0.03	1.35
2003	-0.29	-0.15	0.06	-0.14	-0.04	-0.09	0.05	1.59
2004	-0.37	-0.22	0.08	-0.31	-0.09	-0.14	0.05	1.83

CP: 民間最終消費、IFP: 民間企業投資、IHP: 民間住宅投資、IG: 公的投資、CG: 政府消費、XGS: 輸出、MGS: 輸入上記の変数は全て実質値。なお、P***：デフレータ、***V: 名目値である。

表Ⅱ-4a および b からは、乗数の差が大きくなるのは主に輸入関連の項目であることが見て取れ、その影響が GDP に表れているものと考えられる。また、輸入以外のコンポーネントについては乗数の差は基本的に小さいことも観察される。その傾向は特に 1 年目において顕著にみられる。

これらの観察事実から、1年程度の短期シミュレーションの場合は、輸入コンポーネントレベルでの連鎖化をしていなくともシミュレーション結果への影響は限定的で、問題は
小さいものと考えられる。どの程度の期間まで二分割版乗数と連鎖版乗数の差が無視できるかは、シミュレーションの目的にも左右される事項でもあるため、明確に線引きはできないが、差が時間と共に拡大する傾向を見せていることから、3年以上の期間を視野に入れる中長期シミュレーションの場合には注意を払う必要があると言えるだろう。

乗数の差が時間と共に拡大する傾向を見せるのは、輸入サブブロックが連鎖体系に則した構造をとっているかどうかということが主要因であると思われる。連鎖版モデルは言うまでもなく連鎖体系に従う構造になっているが、二分割版モデルはそうではなく、加法整合性の成立を前提とするなど、むしろ固定基準体系に則した構造になっている $ ^{27} $ 。そのため、シミュレーションにより生成される輸入サブブロック関連の実質値およびデフレータは、連鎖版モデルでは連鎖指数、二分割版モデルでは固定基準指数を近似すると考えられる。これら連鎖モデルと固定基準モデルのシミュレーション乗数の差は、シミュレーションが長期化するほど、また指数計算に使用するコンポーネントの実質値・デフレーターが大きく変動するほど大きくなる $ ^{28} $ （村田・岩本・増淵[2007]）。

また、連鎖と固定基準の問題だけではなく、構造の違いそれ自体に基づくインパクトへの反応の差異にも留意する必要がある。我々のモデルでは、輸入物価を動かすようなインパクトを与えた場合、集計レベルや推定式のラグ構造の違いなどから輸入数量の反応の度合いやタイミング $ ^{29} $ が二分割版モデルと連鎖版モデルでは異なっており、これが両者の乗数の差を生じさせている。表Ⅱ-4bをみるとF1シミュレーションにおける二分割版と連鎖版の実質輸入乗数の差は2,3年目より1年目の方が大きくなっているが、これはまさにその事例であると考えられる。

結論として、輸入サブブロックを連鎖化するか簡略化した対応にとどめるかは、①シミュレーション期間との関連でどこまで理論的整合性を重視するか、②その際に発生する新たな誤差、コンパクトさや機動性の後退というコストをどの程度まで許容するか、③輸入をコンポーネントに細分化することにより自律度の高い輸入関数が得られるというメリットをどう評価するか等、様々な観点から総合的に判断すべきことと考えられる。今回の輸入の10区分による連鎖化は一つの試みであり、得られた情報は今後のモデル開発に活かしていきたい。
（付注）二分割版モデルに追加した推定式；

※記号の使い方等については付属資料Ⅲ（内閣府ホームページ

http:www.esri.go.jp/jp/short/index.html に掲載）の方程式体系一覧に準じている

a. 財貨・サービスの輸入（実質、除く鉱物性燃料）：JA_NFMGS [2SLS、1990Q3 to 2004Q4]

DEL (1:LOG (JA_NFMGS)) =

-0.1627*(LOG (JA_NFMGS (-1)) +20.54-0.005*JA_TIME (-1) -2.34*LOG (JA_GDP (-1)) +0.16*LOG (JA_PNFMGS (-5) /JA_CGPI (-5)))

(-2.182)

+1.1502*DEL (1:LOG (JA_GDP))

(1.453)

-0.215281*DEL (1:LOG (JA_PNFMGS (-3) /JA_CGPI (-3)))

(-1.436)

+0.005887*1+CERR*ERTS_NFMGS

(-1.385)

[RSQ: 0.1489、SER: 0.0271、DW: 1.908]

b. 財貨・サービス輸入デフレータ（鉱物性燃料、消費税除く）：JA_PNFMGSAT [OLS、1990Q1 to 2004Q4]

DEL (1: LOG (JA_PNFMGSAT)) =

-0.021205*LOG (JA_PNFMGSAT (-1) / (WD_PI (-1) *JA_FXS (-1)))

(-0.938)

+0.196405*DEL (1: LOG (WD_PI))

(2.690)

+0.418344*DEL (1: LOG (JA_FXS))

(11.720)

-0.143552*DEL (1: LOG (JA_NFMG$S$/JA_GDP))

(-2.855)

-0.10292*1+CERR*ERTS_PNFMG$S$AT

(-0.944)

[RSQ : 0.733, SER : 0.013, DW : 1.629]
## 補論Ⅲ ゼロ金利政策解除の影響試算－Counter-factual Simulation

日本銀行は、1999年2月の金融政策決定会合において、「より潤沢な資金供給を行い、無担保コールレート（オーバーナイト物）を、できるだけ低めに推移するよう促す」ことを決定した。また4月には、日本銀行総裁が「デフレ懸念の払拭ということが展望できるような情勢になるまで」、無担保コールレートを事実上ゼロ%で推移させることを表明した。これが、いわゆる「ゼロ金利政策」の導入である。しかし、ゼロ金利政策はあくまで緊急措置と認識され、景気回復を踏まえて2000年8月には解除された。

しかし、2000年10月には景気が後退局面に入り、デフレが続くなかで、金融政策の一層の緩和が必要とされる状況となった。これを受けて日本銀行は、2001年3月の金融政策決定会合において、デフレが解消するまでの期間においては、操作目標を日本銀行当座預金残高に変更することを決定し、当面の目標を5兆円程度（4兆円程度から増額）とした。いわゆる「量的緩和政策」への転換である。

この当時（99年4月～2000年10月）の景気回復は、その回復テンポが緩やかである上に持続性にも欠けるなど、脆弱なものであった。その主な理由としては、①景気回復のエンジン（輸出と設備投資）が脆弱で、外需とIT（情報通信技術）に偏った景気回復であったこと、②景気が回復してからも個人消費の低迷が続いたこと、③不良債権・過剰債務が日本経済の重しとなっていたことが挙げられる。

しかし、これら要因に加えて、ゼロ金利政策を解除した当時の金融政策がどの程度寄与したのかについては、様々な意見がみられる。そこで以下では、この点をモデルによるかウターファクチェアバミュレーションで検証してみた。具体的には、ゼロ金利政策を解除せず、2000年第3四半期以降の短期金利（CD3か月物）を年率0.015%に維持し、そのまま量的緩和に移行したと仮定したケース（ゼロ金利政策解除なしのケース）を、ゼロ金利政策を解除した実績のケース（標準ケース）と比較し（図Ⅲ-1）、その乖離を政策変更の効果とみる。

図Ⅲ-1 短期金利（CD3か月物）の推移
実質 GDP および実質民間企業設備投資への影響についてみると、(図Ⅲ－2)、(図Ⅲ－3)および(表Ⅲ)のとおりである。ゼロ金利政策解除の影響は、実質 GDP について最大で 0.12%、最も影響が大きいとみられる民間企業設備投資でも 0.51% のマイナスにとどまる。この結果に見る限り、ゼロ金利政策解除は、当時の景気後退の主要因の一つとは考えられず、せいぜい景気の谷を若干深くした程度の影響にとどまったことが示される。

図Ⅲ-2 実質GDPの推移

図Ⅲ-3 実質民間企業設備投資の推移

表Ⅲ-1 ゼロ金利解除なしのケースの標準ケースからの乖離率

短期金利(%*亿小)	実質GDP(%)	民間企業設備投資(%)
2000年	-0.18	0.07	0.51
2001年	-0.07	0.06	0.48
2002年	0.00	0.10	0.45
2003年	0.00	0.12	0.45
2004年	0.00	0.12	0.45
ただし、この結論は、金融政策の効果は金利動向のみを経由して現れるという本モデルの構造に大きく依存している。現実には、景気が脆弱な局面において敢えて金融引き締めを行ったことが、家計や企業の先を見た（フォワードルッキングな）期待形成やその後の行動に及ぼした影響が大きかった可能性がある $ ^{30} $ 。この点は、今後に作成する本モデルのFL版を用いて改めて検証してみたい。

## 参考·参照文献

川崎研一・青木大樹 [2003] 「1990 年代の金融政策の効果マクロ計量モデルによる歴史的シミュレーション」『ESRI Discussion Paper Series』No.37、2003 年 5 月

経済企画庁経済研究所 [2000]『93SNA 推計手法解説書（暫定版）』 経済企画庁

経済企画庁物価局 [1997]『物価レポート'97』経済企画庁、1997年10月

貞広彰 [1992]『日本経済のマクロ計量モデル分析』有斐閣、1992年3月

貞広彰 [2005]『戦後日本経済のマクロ経済分析』東洋経済新報社、2005年7月

鈴木晋・菅園理・堀雅博 [1999] 「平成不況と経済対策－短期日本経済マクロ計量モデルによる Counter Factual Simulation－」『エコノミック・リサーチ』No.5、1999 年 3 月、経済企画庁経済研究所

内閣府経済社会総合研究所国民経済計算部 [2004] 「国民経済計算の実質化手法の連鎖方式への移行について」 http://www.esri.cao.go.jp/jp/sna/041118/gizisokuho.html

内閣府経済社会総合研究所 [2005]『四半期別 GDP 速報（QE）の推計方法（第四版）』内閣府

西崎健司・須合智広 [2001] 「わが国における労働分配率についての一考察」 Working Paper

01-8、2001年6月、日本銀行調査統計局

日本銀行調査統計局 [2005] 『実質輸出入』 の解説』 日本銀行 HP

伴金美 [1991]『マクロ計量モデル分析』有斐閣、1991年3月

村田啓子・岩本光一郎・増淵勝彦 [2007] 「短期日本経済マクロ計量モデルへの連鎖方式の導入について」『経済分析』第179号、内閣府経済社会総合研究所

森田優三 [1989]『物価指数理論の展開』東洋経済新報社、1989年7月

Bureau of Economic Analysis [1996] “Improved Estimates of the National Income and Product Accounts for 1959–95: Results of the Comprehensive Revision”, Survey of Current Business, January/February 1996

Varvares, C., Prakken J. and L. Guirl [1998] “Macro Modeling with chain-type GDP” Journal of Economic and Social Measurement, pp.123-142.
研究所からこれまでに公表された日本モデル関連刊行物

宍戸駿太郎他 [1967] 「短期経済予測パイロットモデル」『経済分析』第21号、経済企画庁経済研究所

宍戸駿太郎他 [1970] 「短期経済予測マスターモデルの研究」、『経済研究所研究シリーズ』第21号、経済企画庁経済研究所

小林進他 [1974] 「短期経済予測パイロットモデル SP-15」『経済分析』第 52 号、経済企画庁経済研究所

馬場正雄他 [1976] 「短期経済予測パイロットモデル SP-17」『経済分析』第60号、経済企画庁経済研究所

馬場孝一他 [1977] 「短期経済予測パイロットモデル SP-18」『経済分析』第69号、経済企画庁経済研究所

吉富勝他 [1981] 「世界経済モデルにおける日本経済の短期予測モデル」『経済分析』第 82 号、経済企画庁経済研究所

経済企画庁経済研究所 [1985] 「世界経済モデルの考え方と構造」『経済分析』第98号、経済企画庁経済研究所

貞広彰他 [1987] 「世界経済モデルにおける日本経済モデル」『経済分析』第110号、経済企画庁経済研究所

安原宣和他 [1989] 「EPA 世界経済モデルの構造と財政政策の効果」『経済分析』、114 号、経済企画庁経済研究所

太田清他 [1991] 「第4次版 EPA 世界経済モデル－基本構造と乗数分析－」『経済分析』124号、経済企画庁経済研究所

増淵勝彦他 [1995] 「第 5 次版 EPA 世界経済モデル－基本構造と乗数分析－」『経済分析』第 139 号、経済企画庁経済研究所

堀雅博他 [1998] 「短期日本経済マクロ計量モデルの構造とマクロ経済政策の効果」『経済分析』第157号、経済企画庁経済研究所

堀雅博他 [2001] 「短期日本経済マクロ計量モデル (2001 年暫定版) の構造と乗数分析」『ESRI Discussion Paper Series』 No.6、内閣府経済社会総合研究所

堀雅博・青木大樹 [2004] 「短期日本経済マクロ計量モデル（2003年版）の構造と乗数分析」『経済分析』第172号、内閣府経済社会総合研究所

村田啓子・青木大樹 [2004] 「短期日本経済マクロ計量モデルにおけるフォワードルッキングな期待形成の導入の試み」『経済分析』第175号、内閣府経済社会総合研究所

村田啓子・斎藤達夫 [2004] 「短期日本経済マクロ計量モデル（2004年版）の構造と乗数分析」『経済分析』第176号、内閣府経済社会総合研究所

村田啓子・岩本光一郎・増淵勝彦 [2007] 「短期日本経済マクロ計量モデルへの連鎖方式の導入について」『経済分析』第179号、内閣府経済社会総合研究所
# 経済社会総合研究所の概要と実績

### 1. 所掌事務等

経済社会総合研究所（Economic and Social Research Institute：以下 ESRI という）は、中央省庁再編の一環として従来の経済企画庁経済研究所の機能、規模を拡充して2001年1月に発足した内閣府の機関です。内閣府は重要課題を担当する「知恵の場」ですが、ESRIは内閣府のシンクタンクとして理論と政策の橋渡しを担う、言わば「知恵の場」の中の「知恵の場」といえます。

ESRI の主要な任務として、経済活動、経済政策、社会活動等に関わる理論及び実証研究を行い、政策研究機関としての機能強化を図るとともに、内部部局と連携し、経済財政諮問会議の審議に資する研究の実施と政策研究を担う人材育成・研修等に取り組んでいます。また同時に、GDP（国内総生産）統計に代表される一国経済の循環を記録する国民経済計算体系(SNA:System of National Accounts)の推計作業を行い、四半期毎のGDP速報（QE：Quarterly Estimates）、年度毎の確報を公表、さらには、DI（景気動向指数）等の景気動向統計の作成を行い、公表しています。

### 2. 主な研究報告

(1)『経済分析』

第 179 号 「経済分析第 179 号（ジャーナル版）」 2007 年 8 月

(2)『ディスカッションペーパー』

No. 193 中島 隆信 「Is Retail Service Productivity Really Low in Japan? -- Numerical experiment based on Shepard's model --」 2007 年 12 月

No. 192 白石賢・白石 小百合・山下篤史・村上貴昭「企業犯罪における「企業利益目的」と「個人利益目的」の違いは量刑に影響を与えるか-法人税法違反の量刑因子に関する計量分析-」

2007年12月

No. 191 堀 雅博·清水谷 論「The Reaction of Household Expenditure to an Anticipated Income Change: Clean Evidence from Bonus Payments to Public Employees in Japan」 2007 年 11 月

No. 190 山下 篤史「所得税による子育て支援－児童税額控除の課題－」2007年8月

No. 189 丸尾 真「ドイツ移民法における統合コースの現状及び課題」2007年8月

No. 188 城山 英明・木方 幸久・宮崎 洋子 「パブリック・コミュニケーション（PCM）～日本の現状と今後の課題～」 2007 年 8 月

No. 187 原田 泰・佐藤 綾野「昭和恐慌期のマネーはベースマネーでコントロールできたのか」

2007 年 7 月

No. 186 伊藤 萬里・加藤 雅俊・中川 尚志「イノベーション政策の国際的な傾向ーサーベイ」

2007年6月

No. 185 浦沢 聡士「Business Cycle Fluctuations in Japanese Macroeconomic Time Series: 1980-2000」 2007 年 6 月

No. 184 丸尾 真「ドイツ・ヘッセン州における外国人・移民の現状及び統合政策」2007年6月

No. 183 宮崎 毅 「地方交付税におけるソフトな予算制約の検証：経常経費における補正係数の決定」

2007 年 5 月

No. 182 袖川 芳之・田邊 健「幸福度に関する研究～経済的ゆたかさは幸福と関係があるのか～」

2007年5月

No. 181 白石 小百合・白石 賢「少子化社会におけるワーク・ライフ・バランスと幸福感—非線形パネルによる推定—」2007年4月

No. 180 河越 正明「コンセンサス予測は単なる平均的な予測か？-ＥＳＰフォーキャスト調査の評価の再検討 -」2007年4月

No. 179 小池 治「政府部門の近代化と公務員管理—カナダを中心とした国際比較から見た日本の課題—」

2007年4月
No. 178 織田 彰久「世界の自然災害保険制度から見た日本の地震保険制度」2007年4月

No. 177 上野山 智也・荒井 信幸 「巨大災害による経済被害をどう見るか－阪神・淡路大震災、9/11 テロ、ハリケーン・カトリーナを例として－」2007 年 4 月

No. 176 原田 泰・佐藤 綾野・中澤 正彦「昭和恐慌期の財政政策と金融政策はどちらが重要だったか？」

2007 年 3 月

No. 175 廣松 毅・小林 稔 「情報装備の経済効果に関する分析 -2003 年（平成 15 年）「情報処理実態調

No. 174 原田 泰・鈴木 久美 「昭和恐慌からの回復に対する貸出と資本市場の寄与」 2007 年 1 月

No. 173 増淵 勝彦・飯島 亜希・梅井 寿乃・岩本 光一郎「短期日本経済マクロ計量モデル（2006年版）の構造と乗数分析」2007年1月

### 3. フォーラム・ワークショップ

(1)『ESRI－経済政策フォーラム（内閣府フォーラム）』※○印は基調講演者

第31回 「統計改革・待ったなし 〜危機に瀕する日本の統計〜」平成19年10月開催

○竹内 啓 統計委員会委員長、東京大学名誉教授

○Erwin Diewert ブリティシュ・コロンビア大学教授

檔 浩一 株式会社ニッセイ基礎研究所経済調査部長

ロバート・フェルドマン モルガン・スタンレー証券株式会社

経済研究主席兼マネージング・ディレクター

廣松 毅 統計委員会委員、東京大学大学院教授

黒田 昌裕 内閣府経済社会総合研究所長

佐々木常夫 統計委員会委員、株式会社東レ経営研究所代表取締役社長

西村 清彦 日本銀行政策委員会審議委員

第30回「地球環境問題：京都議定書の達成とポスト京都の主要課題」平成19年3月開催

## 第 29 回 「災害被害を軽減するために必要なこと－リスクを知り、備え、長続きさせる社会に向けて－」

平成19年2月開催

○樋口 公啓 中央防災会議 災害被害を軽減する国民運動の推進に関する専門調査会座長、

東京海上日動火災保険株式会社相談役、日本経済団体連合会顧問

斎藤 誠 一橋大学大学院 経済学研究科教授

西川 智 内閣府参事官（災害予防・広報・国際防災推進担当）

野田健太郎 日本政策投資銀行 政策企画部課長

福和 伸夫 名古屋大学大学院 環境学研究科教授

(2)『国際フォーラム』等

平成19年

10月 国際シンポジウム：「統計改革に関する国際シンポジウム」

飛田 史和 内閣府経済社会総合研究所総括政策研究官
竹内 啓 統計委員会委員長

Paul Cheung 国連統計部長

Brian Pink オーストラリア統計局長

HAN, Sung Hee 韓国統計庁統計教育院教育運営課長

Mike Hughes イギリス国家統計局国家統計政策部長

廣松 毅 統計委員会委員

川崎 茂 総務省統計局長

Katherine Wallman アメリカ大統領府首席統計官

Lin Xianyu 中国国家統計局副局長

大守 隆 統計委員会委員

黒田 昌裕 内閣府経済社会総合研究所長

中島 隆信 内閣府統計委員会担当室長

## 6 月 グローバル・イノベーション・エコシステム 2007—躍動する世界を目指して

Deepak Bangalore サミクサ社社長兼最高経営責任者

Holger Robert Bungsche 関西学院大学産業研究所准教授

Monte Cassim スリランカ・立命館アジア太平洋大学長

Richard Byrd Dasher スタンフォード大学

米国ーアジアテクノロジーマネージメントセンターディレクター

Shulin Gu 中国社会科学院、

清華大学技術イノベーションセンター政策経営機関教授

Rishab Aiyer Ghosh 国際連合大学新技術研究所主任研究員

平沢 勝栄 内閣府副大臣

干場 静夫 内閣府経済社会総合研究所総括政策研究官

八田 達夫 政策研究大学院大学学長

原山 優子 東北大学大学院工学研究科教授

島中 祥 コンサルタント／研究者

マサチューセッツ工科大学産業パフォーマンスセンター研究所

石倉 洋子 一橋大学大学院国際企業戦略研究科教授

生駒 俊明 GIES2007 組織委員会委員長、

科学技術振興機構研究開発戦略センター長

Dale W. Jorgenson ハーバード大学経済学部教授

黒川 清 内閣特別顧問、イノベーション25 戦略会議座長、

政策研究大学院大学教授、日本学術会議前会長

北澤 宏一 日本学術会議イノベーション推進検討委員会副委員長、

科学技術振興機構理事

黒田 昌裕 内閣府経済社会総合研究所所長

Zhidong Li 長岡技術科学大学経営情報系教授

中村 道治 株式会社日立製作所フェロー

大橋 弘 東京大学大学院経済学研究科准教授

小田切 宏之 一橋大学経済学研究科教授

Dirk Pilat 経済協力開発機構科学技術産業総局科学技術政策局局長

Ellis Rubinstein ニューヨーク科学アカデミー会長

榊原 定征 日本経済団体連合会副会長、

東レ株式会社代表取締役社長兼CEO

W. Edward Steinmueller サセックス大学SPRU 科学技術政策リサーチ情報通信政策 教授
角南 篤

政策研究大学院大学准教授、

科学技術・学術政策プログラムディレクター

定方 正毅

工学院大学工学部環境化学工学科教授

Lin Sun

上海社会科学院部門経済研究所助教授

富山 和彦

株式会社経営共創基盤代表取締役CEO

武田 英明

国立情報学研究所実証研究センター共同研究企画推進室教授

上山 隆大

上智大学経済学部教授

Deborah L. Wince-Smith

米国競争力評議会会長

Poh Kam Wong

シンガポール国立大学起業家センター長

渡遼 浩之

トヨタ自動車株式会社技監

安井 至

国際連合大学副学長

山口 栄一

同志社大学大学院ビジネス研究科教授、

技術・企業・国際競争力研究センター副センター長

鎗目 雅

東京大学大学院新領域創成科学研究科准教授

## 6 月 国際コンファレンス：「四半世紀の日本経済とマクロ経済政策」

Jennifer Corbett オーストラリア国立大学教授

Steven J. Davis シカゴ大学教授

Mihir Desai ハーバード大学准教授

深尾 京司 一橋大学経済研究所教授

浜田 宏一 イエール大学教授

原田 泰 株式会社 大和総研チーフエコノミスト

James Harrigan ニューヨーク連邦準備銀行シニアエコノミスト

Charles Horioka 大阪大学社会経済研究所教授

星 岳雄 カリフォルニア大学サンディエゴ校

国際関係・環太平洋地域研究大学院教授

堀内 昭義 中央大学総合政策学部教授

神林 龍 一橋大学経済研究所准教授

Anil Kashyap シカゴ大学教授

清瀧 信宏 プリンストン大学教授

Dale Jorgenson ハーバード大学教授

Andrew Levin 連邦準備制度理事会国際金融課長

奥野 正寛 東京大学大学院経済学研究科教授

Joe Peek ケンタッキー大学教授

佐藤 正昭 総務省統計局物価統計室長

Kenneth J. Singleton スタンフォード大学教授

白塚 重典 日本銀行金融機構局企画役

寺西 重郎 日本大学商学部教授

David Weinstein コロンビア大学教授

八代 尚宏 国際基督教大学客員教授（規制改革・民間開放推進会議委員）

吉川 洋 東京大学大学院経済学研究科教授

黒田 昌裕 内閣府経済社会総合研究所長

広瀬 哲樹 内閣府経済社会総合研究所次長

妹尾 芳彦 内閣府経済社会総合研究所総括政策研究官

岡田 靖 内閣府経済社会総合研究所主任研究官

### 4. 研修实绩

(1) 経済研修・経済理論研修
2月 計量モデルによるマクロ経済研究会

12 月 経済分析等に役立つ Excel 技能研修

11-12 月 計量経済分析（計量経済モデル）

11 月 国民経済計算（93SNA）の基礎

10月 SASシステム研修

6-8 月 国際会議のための英語スキル向上研修（上級コース）

8月 計量経済分析（時系列分析関係）

5-7 月 計量経済分析（基本コース）

5月 計量経済分析(初心者コース)

4月 市場化テストの現状と課題

## (2) 外国人研修

## 平成20年

2月国民経済計算(SNA)統計研修(アセアン5カ国)

## 平成19年

10月 データ整備及びデータ分析(タイ)

8–9 月 経済政策セミナー（後期）（アルゼンチン、アルメニア、中国、イラン、カザフスタン、

モンテネグロ、セルビア、スリランカ、スワジランド、タイ、ウクライナ 11 カ国)

7-8 月 経済政策セミナー（前期）(ハイチ、キルギス、レソト、モルドバ、モンゴル、パプアニューギニア、ソロモン、タジキスタン、イエメン 9 カ国)

8月 金融政策能力向上プロジェクト経済調査セミナー(インドネシア)

8月 国際収支・国際経済マネジメント能力強化(第3回)(インドネシア)

### 5. 学会等における報告

## 平成19年

6月 白石 賢 主任研究官「独禁法・証取法等行政処分の重罰化と立証責任・証明度のあり方について」（日本応用経済学会：2007年度春季大会 長崎大学）

5月 岩瀬 忠篤 上席主任研究官『ライフスタイルから考える地域活性化』—『多業』、『二地域居住』

の可能な多選択社会の構築を目指して一」（日本消費経済学会：第32回全国大会 中央学院大学）

4月 太田 特别研究員「パネルデータからみた格差社会のジェンダー分析」（フェミニスト経済学日本フォーラム 2007 年度大会 お茶の水女子大学）

### 6. 国際共同研究プロジェクト

・平成19年度国際共同研究プロジェクト

## 平成20年

## 3 月 国際フォーラム

「労働の満足度を高め、労働参加を拡げる－新しい労働市場のあり方を求めて－」（東京）

橘木 俊詔 同志社大学経済学部教授

守島 基博 一橋大学大学院商学研究科教授

奥西 好夫 法政大学経営学部教授

Åsa Johansson OECD（経済協力開発機構）シニアエコノミスト

Olivia S. Mitchell NBER（全米経済研究所）リサーチアソシエイト、

ペンシルバニア大学ウォートンスクール教授

司会兼モデレータ：

太田 清 （株） 日本総合研究所主席研究員
「少子高齢化の下での持続的成長と財政再建に関する国際共同研究」

## 平成20年

## 3 月4日(火)

午後報告1：労働市場A「雇用区分別にみた人材マネジメントの実態と

その企業および個人への影響」

報告2：労働市場B「高齢者と女性の労働供給を増加するための政策」

報告3：世代間問題 A「ドイツの医療および日本の公的年金」

## 3 月5日(水)

午前 報告4：世代間問題B「政府系投資ファンドの運用：成功事例と残された課題」

報告5：税制A「資本形成を促進する法人税制について」

午後報告6：税制B「税制と経済成長」

全体取りまとめ