Silviase/jgov_v1.4_full_ann huggingface dataset:
## 3 実質金利平価のテスト

### 3.1 通期でのテスト

t 期における日本の実質金利（k 期物、 $ r_{t,t+k}^{*} $ ）とあるアジアの国の実質金利（ $ r_{t,t+k} $ ）との差、すなわち実質金利差（Real Interest Differential : RID）は、以下のように分解される。

$$ r_{t,t+k}^{*}-r_{t,t+k}=i_{t,t+k}^{*}-\Delta p_{t,t+k}^{e*}-i_{t,t+k}+\Delta p_{t,t+k}^{e} $$

$$ =\left[i_{t,t+k}^{*}+\Delta s_{t,t+k}^{e}-i_{t,t+k}\right]-\left[\Delta p_{t,t+k}^{e*}+\Delta s_{t,t+k}^{e}-\Delta p_{t,t+k}^{e}\right] $$

ここで $ i, \Delta p $ は名目金利、物価上昇率 $ ^{*5} $ をそれぞれ表し、また、上添え字 e は期待を表す。式 (2) で仮に第 1 項がゼロに等しいとカバーなし金利平価（Uncovered Interest Parity：UIP）が成立する。同様に第 2 項は、実質為替レート $ (q_{t,t+k} = p_{t,t+k}^{*} + s_{t,t+k} - p_{t,t+k}) $ の期待値であり、実質為替レートが一定であれば $ (\Delta q_{t,t+k} = 0) $ 、相対的購買力平価（Relative Purchasing Power Parity：RPPP）が成立する。第 1 項、第 2 項がともにゼロとなれば、実質金利平価が成立する。ただし、その逆ではない。

通貨の下落率の実現値は予測値と予測誤差の和 $ (\Delta s_{t,t+k} = \Delta s_{t,t+k}^{e} + \xi_{t,t+k}) $ であり、同様に、 $ \Delta q_{t,t+k} = \Delta q_{t,t+k}^{e} + \zeta_{t,t+k} $ であるから、式(2)は次のように変形される。

$$ r_{t,t+k}^{*}-r_{t,t+k}=[i_{t,t+k}^{*}+\Delta s_{t,t+k}-i_{t,t+k}-\xi_{t,t+k}]-[\Delta q_{t,t+k}-\zeta_{t,t+k}] $$

式 (3) の左辺の RID を各国別にみると (図 3)、シンガポールが一番ゼロ近傍で変動しており、実質金利平価の当てはまりがよさそうである。その他の国では、アジア危機の時期を別にしても、特に 1980 年代にはゼロから継続的に一方方向に乖離することが見られる。そこで RID が有意にゼロから乖離していないという帰無仮説をテストする。さらに、式 (3) を用いて、その構成要素である UIP と RPPP についても同様のテストを行う。

## (図3: アジア各国の実質短期金利の推移)

ただし、このテストは弱いテストである。つまり、ここでは実現値は予測値と予測誤差に分解されるという恒等式を利用しているだけで、合理的期待形成かどうかといった予測値の形成に仮定を置いていない。その結果、予測誤差について制約のない弱いテストとなっている。例えば、合理的期待形成を仮定すれば、本稿の
データでは3ヶ月物金利の月次データであるので MA(2) モデルに従うという制約を課すことができる。こうしたテストでは、仮に RID がある程度持続的にゼロから乖離しても、仮説が棄却されない可能性がある。

このような点に留意しながら表1のテストの結果をみると、日本との間で実質金利平価が成立するという帰無仮説は7ヶ国で棄却され（5％水準）、棄却できないのはシンガポールのみであった。マレーシアについては、UIP、RPPPともに成立しておらず、フィリピンとタイは、RPPPが問題で実質金利平価が成立しない。その他の4ヶ国（インドネシア、韓国、台湾、中国）は、UIP、RPPPともにそれぞれ5％水準では棄却されないが、実質金利平価をテストすると棄却されることとなる $ ^{*6} $ 。また、同様のテストを対日本ではなく対アメリカ（3ヶ月物TB）で行っても $ ^{*7} $ 、表1と結果はほとんど変わらない。したがって、PPPのパネルデータのテストで見られるような比較参照する国によって結果が変わるbase currency効果 $ ^{*8} $ は、ここでは働いていないと考えられる。

(表 1: 実質金利平価のテスト)

### 3.2 期間別の検証

ただし、第3.1節の結果は、1990年代後半のアジア危機の影響を受けている可能性がある。そこで、同様のテストを5年ごとに行ったものの結果が、表2である。実質金利平価は1990年代後半に日本とどのアジア各国との間でも成立していない。この期間を除き、またサンプル期間の短い中国を除いて考えれば、2000年代で実質金利平価が棄却されるのは3ヶ国と、以前に比べ減少している。実質金利差の平均、標準偏差ともに2000年代に小さくなっている。

要因分解をしてみると、UIP、RPPPともに、2000年代には平価からの乖離が小さくなり有意に棄却される国はない。1990年代後半に棄却されないのは、アジア危機によって各変数の変動率が増加した結果であって、必ずしも平価が成立しているとは考えられない。谷内(1997)は、カバーなし金利平価を1980年代前半・後半、1990年代前半の3期間で検討し、東アジア各国の国内金利と、日本金利との間で金利裁定が強く働くよ
うになったと結論しているが、本稿の結果からは、2000年代には1990年代前半よりも強く金利裁定が働いていることが推測される。

## (表 2: 期間別の検証)

## 4 実質金利平価からの乖離の検討

### 4.1 実質金利平価差の検討

本節では実質金利平価が成立しないことを与件として、平価からの乖離が縮小傾向にあるか否かを検討しよう。ここでは乖離として RID の絶対値を考え、Cheung et al. (2003) に倣って t 年の毎月の実質金利差の絶対値の年平均、 $ |RID_{i,t}| \equiv \frac{1}{12} \sum_{m=1}^{12} |r_{t,k,m}^{*} - r_{t,k,m}| $ を求め、これを被説明変数とした $ ^{*9} $ 。Cheung et al. (2003) は、このようにして作成した被説明変数のパネルデータを、固定効果を入れた上でトレンド項で回帰し、共通の傾きでグルーピングできないか検討している。

我々も基本的にはこのやり方に従って行うが、図1に示すようにアジア危機の時期は大きく金利が変動するため、これを調整しないと推計値が歪む可能性があるので、アジア危機の時期に対応したダミー変数を加えた。ダミー変数は、値1をとる時期は原則1997－99年とし、国ごとに設定した（表3の欄外注を参照）。以下の式を中国を除く7ヶ国・17年のパネル・データで推計し、中国については1国だけサンプル期間が短いため、単独でOLSを行った。

$$ \mid R I D_{i,t}\mid=\alpha_{i}+\beta_{i}T+\mu_{i}D_{i}+\varepsilon_{i,t} $$

パネル・データの推計については、金融市場の統合が進めば、各国に共通するショックによって各国間の誤差項に相関が生じるのは自然であると考え、誤差項については $ E(\varepsilon_{it}\varepsilon_{jt})=0 $ という条件（クロス・セクションの独立性）を外し $ ^{*10} $ 、SURE (Seemingly Unrelated Regressions) モデルで行った。ただし、各国別に OLS を適用した場合の残差が系列相関を持たないことから、 $ E(\varepsilon_{it}\varepsilon_{it-1})=0 $ という仮定は維持した。これによって、
Cheung et al. (2003) より efficient な推計値を得られる $ ^{*11} $ 。

推計結果は表3(1)が示す通り、$\beta_{i}$ はインドネシアを除いてマイナスであった。韓国、タイについては5％水準で有意でないものの、アジア各国で時間とともに平価からの乖離が縮小傾向にあることが、ほぼ確認されたといえる。また、中国についてはβが絶対値で大きな値をとり、我々のサンプルの中でoutlierである。outlierである中国を基準としているCheung et al.(2003)では、日本、韓国、シンガポールとの間で金利差が大きく縮小していることを発見しているが、それはあくまで、インフレの沈静化や自由化の進展といった中国側の要因で生じている減少であって、他の諸国の動向を視野にいたアジア全体の動きはより穏やかである。

(表 3: 負のトレンドの検証)

■ 共通要因と個別要因 式 (4) の係数 $ \beta_{i} $ がどの程度各国間で共通なのかを検討しよう。表 3(1) から、SURE で推計した $ \beta_{i} $ はインドネシア、フィリピンの 2 国を除きほぼ -0.03 であるので、中国を除く 7 ヶ国の全ての $ \beta_{i} $ は等しいという帰無仮説をテストすると、これは棄却できなかった $ ^{*12} $ (表 3(4))。得られた $ \beta $ の値は有意にマイナス（-0.026）であり、アジア各国は向じテンポで RID を縮小させていることになる。これは各国に共通の要因が働いている結果のように見えるが、この点は後で再度検討しよう。

共通の傾きが得られた7ヶ国推計において、各国の違いはその切片にあらわれる。ただし、\beta_{i} の推計値が外れているインドネシア、フィリピンを別にして、5ヶ国で考えた方が安全であるう $ ^{*13} $ 。この個別効果 \alpha_{i} は、各国の金融市場の不完全性・開放度の程度と解釈できる。7カ国の個別効果を大きい順に並べた図4によれば、フィリピンとインドネシアが大きい。ただし、この2国については、制約をかけなかった場合の \beta_{i} の推計値が他の5ヶ国とだいぶ違う点を考慮すると、\alpha_{i} が歪んでいる可能性に注意が必要である個別効果が示す金融・資本市場の自由化・国際化が遅れている順番は、韓国、台湾、タイ、マレーシア $ ^{*14} $ 、シンガポールである。

(図4: アジア各国の効率性の検証)
### 4.2 カバーなし金利差と相対的購買力平価

第 3.2 節と同様に、UIP と RPPP のそれぞれの乖離に式 (4) を適用すると (表 3(2) 及び (3))、どちらも T にかかる係数はインドネシアを除いてマイナスであるが、台湾を除きどの国も有意ではない。さらに、トレンドの係数がどの程度共通か、UIP と RPPP それぞれテストを行ったところ、両者とも 7 ヶ国で係数が共通という帰無仮説は棄却される (表 3(4))。ただし、UIP については、インドネシアを除く 6 ヶ国について係数は共通との仮説は棄却されず、この共通係数は負で 10 % で有意である。RPPP については、インドネシア及び台湾を除けば、係数は共通という仮説は棄却できず、共通係数も負であるが有意ではない (表 3(2) 及び (3))。

表 3(2)(3) の各国の係数を再検討すると、係数が相互に近いのは UIP、RPPP ともに、(i) 韓国・フィリピン・台湾、(ii) マレーシア・シンガポール、タイというグループである。そこで、この 2 グループ及びインドネシアで推計を行うと、(i), (ii) の両グループとも、UIP、RPPP ともにマイナスで有意の係数をとるが、(i) のみ有意であった。さらにグループ間で係数が共通という帰無仮説をテストすると、UIP、RPPP のどちらでも棄却された。

### 4.3 再検討

#### 4.3.1 金融・資本市場の自由化・国際化の影響

RID の分析結果を各国の金融・資本市場の自由化・国際化との関連で解釈すれば、以下のとおりである。まず、式 (4) の推計結果から得られた個別効果 $ \alpha_{i} $ の大きさは、推計期間の最初の年 1987 年における金融・資本市場の日本との統合の程度を示していると解釈できる。そしてこれは、自由化・国際化の取り組みにおいて、シンガポール・香港が先行し、1970～80 年代前半から ASEAN 諸国、1980 年代後半から韓国・台湾が取り組み始めたという経緯 $ ^{*15} $ と概ね整合的な結果と考えられる。

傾きの係数 $ \beta_{i} $ については、RID ではアジア各国共通のスピードで縮小しているという結果を得たが、これは UIP と RPPP に分解して考えると必ずしも成立せず、アジア各国は 2 つのグループに分かれることが示唆された。そのグループの内訳は、前述の金融・資本市場の自由化・国際化への取り組みの先発国と後発国にほぼ相当する。
#### 4.3.2 景気循環とリスク

次に前述の解釈について、他の解釈の余地があるか、検討してみよう。 $ \beta $ が負であることは、例えば、アジア各国と日本との景気循環の局面の違いを映じているだけかもしれない。すなわち、昔は日本とアジア各国で景気の局面が違ったが、最近は同時化しているといったことが仮に生じている場合には、 $ \beta $ が負となることも考えられる。また、第2.1節で検討したように、リスクプレミアムの影響は短期金利だと受けにくいとしても、どの程度の影響があるかは実証的な課題である。そこで、以上の2点について、検討しよう。

■ 景気要因とカントリーリスク これらの問題は、計量分析上は missing variable の問題として整理できる。すなわち、

$$ \mid R I D_{i,t}\mid=\alpha_{i}+\beta_{i}T+\lambda_{i}X_{i,t}+\mu_{i}D_{i}+\varepsilon_{i,t} $$

で推計すべきところ、式(4)で推計したために、\beta_{i} の推計値が歪んだと考えるものである。ここで本来なら説明変数に入れるべきであった変数X_{i,t} として、前述の景気要因とリスク要因を考えよう $ ^{*16} $ 。推計方法は、以前と同じ SURE である。

まず、景気循環要因としては、(1) 生産指数、(2) 実質 GDP の 2 つを考えよう。前者は景気循環に感応的であるという点、後者は景気を総合的に捉えているという点から、それぞれ選んでいる。ただし、各国のそれぞれの指標 (年ベース) から景気循環部分を抽出し (対数変換した指標を定数項とタイムトレンドに回帰した残差)、日本の指標の景気循環部分との比の絶対値 $ \left(\left|C_{t}^{i}/C_{t}^{*}\right|\right) $ を取った上で説明変数として加えている。

さらに、短期金利は金融政策の影響を受けやすいことから、景気循環要因の3番目として各国の日本との物価上昇率の格差（差の絶対値、 $ |\Delta p_{t,t+k}-\Delta p_{t,t+k}^{*}| $ ）を考えた。各国中央銀行は、インフレが生じた場合は、その抑制のために実質短期金利を高めにすると考えられる。こうした政策の違いが及ぼす影響を除こうとするものである。

次にリスク要因としては、カントリー・リスクを考え、(株)格付情報センターが年2回公表している「R&Iカントリーリスク調査」を活用した $ ^{*17} $ 。同センターが、各国について専門家の評価を集計・平均した上で公表している「総合評価」の年平均を説明変数として用いた。

これら4種類の変数を逐次追加して推計しても$\beta_{i}$の推計値は負で変わらず、これは頑健な結果であること
がわかる(表4)。$\beta_{i}$ の推計値は表3(1)と大差ない。目立った変化としては、カントリーリスクを加えると、インドネシアで$\beta_{i}$ が正から負に転じること、中国で$\beta_{i}$ のマイナスが小さくなる傾向があることくらいである$^{18}$。追加変数の係数$\lambda$ が、有意に正と推計されることは少ないことがわかる（4種類の変数でそれぞれ2,2,3,1ケース）。

第 4.1 節と同様に、$\beta_{i}$ について大きさが共通かどうか統計的にテストすると、(1) 生産指数については (表 3(1) と同様) インドネシア、フィリピンを除く 5 ヶ国で、(2) 実質 GDP の場合は全 7 ヶ国で、(3) カントリーリスクの場合はフィリピンを除く 6 ヶ国で、それぞれ $\beta_{i}$ が共通であるという仮説を棄却できなかった。

(表 4 他の代替的な説明の検討)

■ ソブリンリスク カントリーリスクだと、リスクの概念としてあまりに広範で、直接投資の意思決定としては適切かもしれないが、短期金利のリスクの概念としてはあまり適切ではないかもしれない。より直接に短期金利に関連するリスクとしては、S&Pが公表しているソブリン格付け（短期債）がある $ ^{*19} $ 。しかし、表5が示す格付けの推移によって、実質金利差が長期的に縮小傾向にあることを説明するのは容易ではない。

短期金利のリスクプレミアムを判断するためには、現地通貨建ての短期債に対する格付けが最も適切であるうが、これは長い期間にわたってはデータがなく、せいぜい1990年代後半以降であるのでアジア危機の時期と重なってしまう。比較的長期にわたってデータがあるのは、外貨建て短期債に対する格付けである。同表が示すように、アジア5ヶ国は、1980年代末又は90年代初めには、我々のサンプル期間の最終年である2003年よりも高い格付けを受けていた。従って、外貨通貨建てと現地通貨建ての格付けがある程度連動すると想定するならば、格付けが示すリスクによっても、実質金利差の長期的な縮小傾向は説明できそうにない。

(表 5 短期債格付け)

#### 4.3.3 資本規制

平価からの乖離に影響する要因としては、取引費用の大きさや資本規制の厳しさなど幾つか考えられる。資本規制については、IMFのAnnual Report on Exchange Arrangements and Exchange Restrictions（以下、
ARAER と呼ぶ。）に基づいて定量化を試みた指標がいくつかある。本稿の分析の対象としている3ヶ月金利の金利裁定に直接関係ないものも多く含まれており、また後述するように作成方法にも注意が必要であるが、ここでは参考までに Miniane (2004) を取り上げて検討しよう。

Miniane (2004) は ARAER の情報から 1983 - 2000 年について資本規制指標を作成した。これは、ARAER の表章形式が変更され情報量が増えた 1996 年以降と同じベースで、その以前に遡って指標を作成している点が貴重である。Miniane (2004) の計算対象となっており、かつ、本稿のサンプルに含まれる 5 ヶ国 (日本、韓国、マレーシア、フィリピン、シンガポール) について、筆者が Miniane (2004) に倣って 2001 - 2003 年について計算し、追加したものが図 5 である。

## (図 5: 資本規制の推移)

図 5 からわかることは、まず、日本はサンプル期間を通じて規制を緩和していることである（「1」に近いほど規制が厳しく、「0」に近いほど規制がない）。特に、1995 年に始まった金融ビッグ・バンによって規制が大幅に緩和され、指数が 2000 年には 1995 年の約 1/3 になった。次に、シンガポールはアジア危機以降、規制を強化しており、2000 年代に入ってその規制強化のトレンドは反転したが、2003 年の水準は 1995 年の約 2 倍である。

第3に、その他のアジア諸国はサンプル期間を通じて概ね横ばいであり、目立った動きがない。これは、この指標が規制の「強さ」を規制の「有無」として「0」又は「1」で計算しているためであり、そもそも規制が存在している場合には規制を緩和しても全廃されない限り指標は低下せず、また逆にいくら強化しても指標は上昇しない $ ^{*20} $ 。したがって、各国が1990年代半ばまでどのように規制緩和を進めたか、さらにアジア危機後どう対応したかという点について、この指標は適切な情報を与えてくれない。

日本は推計期間中に資本規制を一貫して緩和しているものの、これが二国間の平価にどう影響したかは、相手方のアジア各国の資本規制の動向もみなければいけない。この点が上述のように確認できない点である。果たして同じような速さで緩和されているのか。それとも例えば、第4.2節が示唆するように、台湾・韓国といった自由化の後発グループが速く緩和しているのか、こうした点を確認することが、残された課題である。
## 5 結び

本稿は、アジア 8 ヶ国と日本の間で 1980 年代から 2003 年までの短期金利を用いて実質金利平価がどの程度成立するかを検討した。全期間で平価が成立するのはシンガポールとの間だけに限られ、他の国では棄却されるが、その原因は UIP の棄却よりも RPPP の棄却の方が多い。ただ 5 年刻みの期間別にみると、2000 年代では全 8 ヶ国との間で UIP、RPPP が成立し、実質金利平価が成立する国の数が増加していることから、現状は 1990 年代前半と比べても金融市場の統合が進んでいると考えられる。

全期間通して見た場合には実質金利平価が成立しないとしても、平価からの乖離は縮小傾向にあり、しかもそのスピードは5ヶ国で同じである。この推計結果は、景気循環の局面の違いを表す変数やカントリー・リスクの変数を追加した上でも変わらず、頑健なものであった。ここから、何らかの共通要因が働いている可能性が考えられる。

共通要因としては、資本規制の緩和と情報・通信技術の進歩による取引費用の低下が考えられる。資本規制については、更新した Miniane (2004) 指標によって、日本は 1980 年代以降一貫して緩和していることがわかるが、他のアジアの国の動向は指標の作成方法の限界から、資本規制の動向が平価からの乖離にどのような影響を与えたかは確認できない。資本規制の緩和と情報・通信技術の進歩による取引費用の低下が、どちらがどれだけ平価からの乖離に影響を与えたのか、定量的に分析することが今後の課題である。
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（資料）NEEDS-Fi nancial QUEST データベースより作成。
図２ 実質短期金利の推移

(1) アジア諸国

(2) G 7

（注）1．日本、英国：3ヶ月物LIBOR、米国、フランス：3ヶ月物TB、ドイツ：インターバンクレート、イタリア：マーケットレート、カナダ：プライムCP90日物、インドネシア：コールレート、韓国、タイ：マーケットレート、マレーシア：3ヶ月物TB、フィリピン：91日物TB、シンガポール：3ヶ月物インターバンクレート、台湾：CP31-90日物、中国：中央銀行翌日物レート

2．インフレ率として消費者物価指数を使用

3．四半期換算した金利から、3ヶ月間の消費者物価上昇率を引いたものを年率換算（資料）NEEDS-Financial QUESTデータベースより作成。
図3 アジア各国の実質短期金利差の推移（対日本）

（資料）NEEDS-Fi nancial QUEST データベースより作成。
表 1 実質金利平価のテスト

R ID (実質金利差)	U I P D (カバーなし金利平価差)	P P P D (相対的購買力平価差)
期間(年:月)	平均	標準誤差	P值	平均	標準誤差	P值	平均	標準誤差
インドネシア	86:05-03:12	-0.62	0.24	**	1.62	1.34	2.24	1.27
韓国	80:01-03:12	-0.70	0.09	**	0.16	0.52	0.85	0.51
マレーシア	80:01-03:12	0.24	0.08	**	1.44	0.40	**	1.20	0.40	**
フィリピン	80:01-03:11	-0.37	0.19	*	0.92	0.53	1.30	0.53	*
シンガポール	80:01-03:11	-0.03	0.07	0.55	0.31	0.59	0.32
タイ	80:01-03:12	-0.51	0.08	**	0.59	0.44	1.11	0.44	*
台湾	80:11-03:12	-0.55	0.09	**	0.01	0.36	0.56	0.36
中国	93:05-03:12	-1.66	0.19	**	-0.10	0.94	1.56	0.89

(注)*は平均=0を帰無仮説としたときの有意水準を表す。**：1％水準*：5％水準
表 2 期間別の検証

(1) 実質金利

1980-1984	1985-1989	1990-1994	1995-1999	2000-2003
平均	標準誤差	P值	平均	標準誤差	P值	平均	標準誤差	P值	平均	標準誤差	P值	平均	標準誤差	P值
インドネシア	-	-	-	-0.53	0.23	*	0.18	0.22	-1.67	0.76	*	-0.41	0.25
韓国	-0.44	0.25	-0.31	0.13	*	-0.86	0.19	**	-1.67	0.22	**	-0.07	0.13
マレーシア	1.15	0.23	**	0.40	0.14	**	0.26	0.12	*	-0.50	0.15	**	-0.19	0.09	*
フィリピン	2.37	0.66	**	-1.77	0.36	**	-0.77	0.22	**	-1.06	0.17	**	-0.70	0.11	**
シンガポール	-0.18	0.20	0.10	0.12	0.47	0.10	**	-0.51	0.14	**	-0.05	0.09
タイ	-0.89	0.22	**	-0.37	0.14	**	-0.21	0.13	-1.08	0.19	**	0.10	0.08
台湾	-0.94	0.25	**	0.00	0.19	-0.21	0.20	-1.11	0.15	**	-0.59	0.15	**
中国	-	-	-	-	-	-	-	-	-	-2.87	0.26	**	-0.46	0.15	**

(2) カバーなし金利平価

1980-1984	1985-1989	1990-1994	1995-1999	2000-2003
平均	標準誤差	P值	平均	標準誤差	P值	平均	標準誤差	P值	平均	標準誤差	P值	平均	標準誤差	P值
インドネシア	-	-	2.41	1.92	1.84	0.66	**	3.34	4.38	-1.55	1.26
韓国	0.00	0.80	0.81	0.98	0.93	0.65	-0.44	2.03	-0.67	0.57
マレーシア	1.32	0.64	*	3.57	0.93	**	1.82	0.66	**	0.58	1.24	-0.47	0.69
フィリピン	3.03	1.40	*	1.29	1.08	0.41	1.10	-0.59	1.29	0.37	0.88
シンガポール	-0.34	0.54	2.16	0.85	*	1.27	0.50	*	-0.20	0.86	-0.31	0.55
タイ	-0.01	0.87	1.55	0.78	1.27	0.54	*	0.01	1.62	0.01	0.62
台湾	-1.52	0.79	0.81	0.94	1.65	0.67	*	-1.05	0.83	-0.13	0.60
中国	-	-	-	-	-	-	-	-	-	-2.22	1.04	*	-0.59	0.69

(3) 相对的購買力平価

1980-1984	1985-1989	1990-1994	1995-1999	2000-2003
平均	標準誤差	P值	平均	標準誤差	P值	平均	標準誤差	P值	平均	標準誤差	P值	平均	標準誤差	P值
インドネシア	-	-	-	2.94	1.81	1.66	0.64	*	5.00	4.12	-1.14	1.31
韓国	0.43	0.79	1.12	0.98	1.79	0.68	*	1.23	1.93	-0.59	0.57
マレーシア	0.17	0.64	3.17	0.92	**	1.56	0.69	*	1.08	1.27	-0.28	0.74
フィリピン	0.65	1.37	3.06	1.13	**	1.18	1.10	0.47	1.32	1.07	0.87
シンガポール	-0.15	0.58	2.06	0.89	*	0.80	0.52	0.31	0.88	-0.27	0.57
タイ	0.88	0.87	1.92	0.80	*	1.48	0.52	**	1.09	1.61	-0.08	0.62
台湾	-0.58	0.84	0.81	0.96	1.86	0.70	**	0.06	0.83	0.46	0.56
中国	-	-	-	-	-	-	-	-	-	0.65	0.98	-0.13	0.71

（注） $ ^{*} $ は平均=0を帰無仮説としたときの有意水準を表す。**：1％水準**：5％水準
(1) 実質金利差

|RID| =α +βT+μ1D
β	標準誤差	P值	R²	ダミーを入れた年
インドネシア	0.007	0.024	0.893	97-99
韓国	-0.030	0.017	*	97-98
マレーシア	-0.034	0.010	***	97-99
フィリピン	-0.069	0.021	***	96-99
シンガポール	-0.026	0.008	***	97-98
タイ	-0.023	0.013	*	97-98
台湾	-0.030	0.012	**	96-98
中国	-0.368	0.114	***	0.665	96-98
7 ヶ国推計	-0.026	0.004	***	0.880	各国毎に設定
5 ヶ国	-0.030	0.004	***	0.893	各国毎に設定
インドネシア	0.005	0.019	97-99
フィリピン	-0.073	0.018	***	96-99

（注）1． $ ^{*} $ は平均=0を帰無仮説としたときの有意水準を表す。***：1％水準**：5％水準*：10％水準

2．推計期間：1987年～2003年、中国のみ1994年～2003年

3．7ヶ国：インドネシア、韓国、マレーシア、フィリピン、シンガポール、タイ、台湾

5ヶ国：韓国、マレーシア、シンガポール、タイ、台湾

(2)カバーなし名目金利差

|UID| =α+γT+μ2D
γ	標準誤差	P值	R²	ダミーを入れた年
インドネシア	0.245	0.177	0.794	97-98
韓国	-0.090	0.096	97-98
マレーシア	-0.053	0.072	97-98
フィリピン	-0.099	0.091	97-99
シンガポール	-0.062	0.067	97-99
タイ	-0.055	0.104	97-99
台湾	-0.128	0.059	**	96-99
中国	-0.320	0.240	0.298	97-99
7ヶ国推計	-0.108	0.053	**	0.780	各国毎に設定
6ヶ国	-0.099	0.052	*	0.793	各国毎に設定
インドネシア	0.303	0.107	***	97-98
グループ1	-0.134	0.054	**	0.794	各国毎に設定
グループ2	-0.072	0.053	各国毎に設定
インドネシア	0.209	0.116	*	97-98

（注）1 .（1）の注1及び2を参照。

2．7ヶ国：インドネシア、韓国、マレーシア、フィリピン、シンガポール、タイ、台湾

6ヶ国：韓国、マレーシア、フィリピン、シンガポール、タイ、台湾

グループ1：韓国、フィリピン、台湾

グループ2：マレーシア、シンガポール、タイ
(3) 相对的購買力平価差

|PPP|=α+δT+μ3D
δ	標準誤差	P值	R²	ダミーを入れた年
インドネシア	0.247	0.178	0.767	97-98
韓国	-0.119	0.106	97-98
マレーシア	-0.048	0.073	97-98
フィリピン	-0.098	0.106	97-99
シンガポール	-0.069	0.069	97-99
タイ	-0.041	0.119	97-99
台湾	-0.173	0.057	***	97-99
中国	-0.115	0.184	0.292	97-99
7ヶ国推計	-0.112	0.051	**	0.750	各国毎に設定
5ヶ国	-0.053	0.056	0.764	各国毎に設定
インドネシア	0.290	0.124	**	97-98
台湾	-0.158	0.053	***	97-99
グループ1	-0.178	0.055	***	0.767	各国毎に設定
グループ2	-0.078	0.053	各国毎に設定
インドネシア	0.202	0.123	97-98

(注) 1 . (1) の注 1 及び 2 を参照。

2．7ヶ国：インドネシア、韓国、マレーシア、フィリピン、シンガポール、タイ、台湾

5ヶ国：韓国、マレーシア、フィリピン、シンガポール、タイ

グループ1：韓国、フィリピン、台湾

グループ2：マレーシア、シンガポール、タイ

(4) 7 ヶ国のタイムトレンドの係数のテスト (β、γ、δが7ヶ国で等しいという帰無仮説をテスト)

Fテスト(P値)	χ²テスト(P値)
β	0.216	0.205
γ	0.000	0.000
δ	0.000	0.000
図 4 アジア各国の金融市場の効率性の程度

（注）表3（1）のパネル推計結果（5ヶ国）から作成。
表４ 他の代替的な説明の検討

(1)生産指数(1989 - 2003年)

|RD| =α +β T+λX1+μD
β	λ	决定係数
推計値	標準誤差	P值	推計値	標準誤差	P值
インドネシア	0.011	0.030	0.000	0.011	0.918
韓国	-0.067	0.014	***	0.072	0.015	***
マレーシア	-0.029	0.013	**	-0.003	0.010
フィリピン	-0.109	0.022	***	0.010	0.011
シンガポール	-0.032	0.010	***	0.003	0.007
タイ	-0.036	0.013	***	0.024	0.010	**
台湾	-0.044	0.014	***	0.058	0.047
中国	-0.232	0.088	**	0.249	0.080	**	0.872
7ヶ国	-0.044	0.005	***	0.900
5ヶ国	-0.045	0.005	***	0.830

$ ^{注} $ 1.5ヶ国とは、韓国、マレーシア、シンガポール、タイ、台湾を指す。

2.7ヶ国、5ヶ国の推計結果で、λを空欄としているのは、各国毎に推計したためである。

3.中国のみ推計期間が1994-2003年。

(2) 実質 GDP (1987—2003年)

RD	=α+βT+λX2+μD
β	λ	决定係数
推計値	標準誤差	P值	推計値	標準誤差	P值
インドネシア	0.019	0.024	-0.020	0.011	*	0.910
韓国	-0.031	0.016	*	0.024	0.023
マレーシア	-0.037	0.010	***	0.023	0.015
フィリピン	-0.069	0.016	***	0.115	0.030	***
シンガポール	-0.026	0.008	***	-0.001	0.004
タイ	-0.026	0.013	**	0.004	0.005
台湾	-0.043	0.012	***	0.026	0.008	***
中国	-0.386	0.121	**	-0.146	0.206	0.691
7ヶ国	-0.029	0.004	***	0.895
5ヶ国(参考)	-0.031	0.005	***	0.779

$ ^{注} $ 1.中国のみ推計期間が1994 - 2003年。

２．上表（１）の注１及び２を参照。

(3) 物価上昇率 (1987-2003年)

RDI=α+βT+λX3+μD
β	λ	决定係数
推計値	標準誤差	P值	推計値	標準誤差	P值
インドネシア	0.003	0.017	0.036	0.006	***	0.918
韓国	-0.015	0.016	0.143	0.045	***
マレーシア	-0.027	0.008	***	-0.090	0.033	***
フィリピン	-0.062	0.021	**	0.044	0.024	*
シンガポール	-0.021	0.007	***	-0.121	0.041	***
タイ	-0.021	0.012	***	0.042	0.026
台湾	-0.032	0.012	*	-0.025	0.042
中国	-0.205	0.211	0.229	0.247	0.707
7ヶ国	-0.021	0.004	***	0.908
5ヶ国	-0.024	0.004	***	0.801

(注)1.中国のみ推計期間は1994-2003年。

2. 上表 (1) の注 1 を参照。

(4)カントリーリスク (1987-2003年)

|RD| =α +β T+λX4+μD
β	λ	决定係数
推計値	標準誤差	P值	推計値	標準誤差	P值
インドネシア	-0.021	0.030	-0.170	0.121	0.896
韓国	-0.030	0.018	-0.001	0.094
マレーシア	-0.026	0.011	**	0.119	0.073
フィリピン	-0.153	0.035	***	0.512	0.181	***
シンガポール	-0.026	0.008	***	-0.055	0.240
タイ	-0.042	0.016	***	-0.110	0.058	*
台湾	-0.039	0.015	***	-0.099	0.108
中国	-0.346	0.118	**	-1.894	2.048	0.707
7ヶ国	-0.029	0.005	***	0.884
6ヶ国	-0.029	0.005	***	0.913
5ヶ国(参考)	-0.029	0.005	***	0.765

$ ^{注} $ 1.中国のみ推計期間が1994-2003年。

2.上表(1)の注1及び2を参照。

3.6ヶ国とは、インドネシア、韓国、マレーシア、シンガポール、タイ、台湾を指す。
表 5 短期債格付け

国名	年(年末)	現地通貨建て	外貨通貨建て
中国	1992	-	A-2
2003	A-2	A-2
インドネシア	1999	C	C
2003	B	B
韓国	1989	-	A-1+
1997	A-3	C
2003	B	B
マレーシア	1989	-	A-1
1997	A-1+	A-1
2003	A-1	A-2
シンガポール	1989	-	A-1+
1995	A-1+	A-1+
2003	A-1+	A-1+
タイ	1989	-	A-1
1995	A-1	A-3
2003	A-1	A-2

注

1.暦年末時点での格付けを示す。

2.表示している年は、(1)短期債格付けの最も古い(全ての場合で外貨建て)(2)現地通貨建てが初格付けされた年、(3)表3のサンプル期間の最終年2003年の3時点である。ただし(1)と(2)が同じ年でる場合は、2時点を示している。

(出所)

S&P (2005) Sovereign Ratings since 1985.
図5. 資本規制の推移

1.2000年までの指数は、Miniane (2004)による。

$ ^{*} $ 注：

2.2001年度以降は、筆者の計算による。
(2)配偶者からの暴力(DV)防止など婦人保護事業の推進【一部新規】(一部再掲)

59億円(57億円)

配偶者からの暴力（DV）被害者に対して、婦人相談所等で行う相談、保護、自立支援等の取組を推進するとともに、婦人相談所において一時保護された者などが、地域で自立し、定着するための支援を行うモデル事業を実施する。

5 児童手当制度

1 兆 4, 178 億円 (1 兆 4, 311 億円)

次代の社会を担う児童の健やかな成長に資するため、児童手当の支給を行う。

6 仕事と育児の両立支援策の推進 1,056億円(167億円)

(1) 女性のライフステージに対応した活躍支援【一部新規】(再掲・31ページ参照)

147億円(95億円)

(2)育児休業中の経済的支援の強化(一部社会保障の充実)(再掲・31ページ参照)804億円

(3)育児休業を取得しやすい環境の整備【一部新規】(再掲・31ページ参照)

20億円(16百万円)

(4)仕事と子育ての両立支援(再掲・32ページ参照) 84億円(73億円)
昭和53年度特別会計歳入歳出決算

(第 91 回 国 会 提 出)
## 目次

昭和53年度特別会計歳入歳出決算 ..... 1
歳入歳出決算及び各事項の計算 ..... 5
総理府、大蔵省及び通商産業省所管 ..... 5
電源開発促進対策 ..... 5
大蔵省所管 ..... 6
造幣局 ..... 6
印刷局 ..... 7
資金運用部 ..... 8
国債整理基金 ..... 9
外国為替資金 ..... 10
産業投資 ..... 11
賠償等特殊債務処理 ..... 12
地震再保険 ..... 13
大蔵省及び自治省所管 ..... 14
交付税及び譲与税配付金 ..... 14
大蔵省、通商産業省及び労働省所管 ..... 16
石炭及び石油対策 ..... 16
大蔵省及び建設省所管 …… 19
特定国有財産整備 …… 19
文部省所管 …… 20
国立学校 …… 20
厚生省所管 …… 22
厚生保険 …… 22
船員保険 …… 28
国立病院 …… 30
あへん …… 33
国民年金 …… 34
農林水産省所管 …… 38
食糧管理 …… 38
農業共済再保険 …… 46
森林保険 …… 52
漁船再保険及漁業共済保険 …… 53
自作農創設特別措置 …… 58
国有林野事業 …… 59
特定土地改良工事 …… 62
通商産業省所管 …… 64
アルコール専売事業 …… 64
輸出保険 …… 65
機械類信用保険 …… 66
運輸省所管 …… 67
昭 和 53 年 度 特 別 会 計 歲 入 歲 出 決 算

次に掲げる各特別会計の昭和53年度の歳入歳出決算並びにその歳入の款項別の金額及び歳出の項別の金額は「歳入歳出決算及び各事項の計算」の収納済歳入額欄(郵政事業特別会計にあつては徴収決定済額欄)及び支出済歳出額欄(郵政事業特別会計にあつては支出決定済歳出額欄)に掲げ、歳入歳出決算に係る各事項の計算はその各欄に掲げた。

所 管	特 別 会 計
総理府、大蔵省及び通商産業省	電 源 開 発 促 進 対 策
大 蔵 省	造 幣 局
印 刷 局
資 金 運 用 部
国 債 整 理 基 金
外 国 為 替 資 金
産 業 投 資
賠 償 等 特 殊 債 務 処 理
地 震 再 保 険
大 蔵 省 及 び 自 治 省	交 付 税 及 び 議 与 税 配 付 金
大蔵省、通商産業省及び労働省	石 炭 及 び 石 油 対 策
大 蔵 省 及 び 建 設 省	特 定 国 有 財 産 整 備
( 2 ) 特別会計歳入歳出決算

所管	特別会計
文部省	国立学校
厚生省	厚生保険
船員保険
国立病院
あへん
国民年金
農林水産省	食糧管理
農業共済再保険
森林保険
漁船再保険及漁業共済保険
自作農創設特別措置
国有林野事業
特定土地改良工事
通商産業省	アルコール専売事業
輸出保険
機械類信用保険
運輸省	自動車損害賠償責任再保険
港湾整備
自動車検査登録
空港整備
郵政省	郵政事業
郵便貯金
# 歳 入 歳 出 決 算 及 び 各 事 項 の 計 算

# 総理府、大蔵省及び通商産業省所管

電源開発促進対策

## 歲 入

款 项	嵐入予算額(円)	徵収決定済額(円)	収納済巌入額(円)	不納欠損額(円)	収納未済巌入額(円)
租 税
電源開発促進税	36,000,000,000	35,608,549,700	35,608,549,700	0	0
前年度剩余金受入
前年度剩余金受入	15,549,261,000	54,164,714,111	54,164,714,111	0	0
雑 收 入
雑 收 入	1,000,000	1,944,203,571	1,944,203,571	0	0
巌入合計	51,550,261,000	91,717,467,382	91,717,467,382	0	0
巌 出
項	巌出予算額(円)	前年度線越額(円)	予備費使用額(円)	流用等增△減額(円)	支出済巌出額(円)	翌年度線越額(円)
電源立地促進对策交付金	35,069,000,000	10,338,796,000	0	0	13,215,956,643	14,659,025,000
原子力発電安全等対策費	15,373,929,000	8,780,533,000	0	0	17,063,010,671	6,553,644,600
事務取扱費	74,732,000	0	0	0	57,503,287	0
諸 支 出 金	100,000	0	0	0	0	0
国債整理基金特別会計へ線入	32,500,000	0	0	0	0	0
予 備 費	1,000,000,000	0	0	0	0	0
巌 出 合 計	51,550,261,000	19,119,329,000	0	0	30,336,470,601	21,212,669,600
大 藏 省 所 管造 幣 局
嚴
款 · 項	歲 入 予 算 額 (円)	徵 収 決 定 済 額 (円)	収 納 済 歲 入 額 (円)	不 納 欠 損 額 (円)	収 納 未 済 歲 入 額 (円)
補助貨幣回収準備資金より受入
補助貨幣回収準備資金より受入	17,181,101,000	16,425,838,000	16,425,838,000	0	0
事 業 収 入
事 業 収 入	1,677,991,000	1,823,335,647	1,823,335,647	0	0
雑 収 入
雑 収 入	451,673,000	407,123,544	407,123,544	0	0
巌 入 合 計	19,310,765,000	18,656,297,191	18,656,297,191	0	0
巌 出
項	歲 出 予 算 額 (円)	前 年 度 線 越 額 (円)	予 備 費 使 用 額 (円)	予算総則の規定による経費増額 (円)	流用等増△減額 (円)	支出済歳出額 (円)	翌年度線越額 (円)	不 用 額 (円)
事 業 巌	19,010,765,000	94,822,620	0	0	0	18,563,396,306	170,586,933	371,604,381
予 備 費	300,000,000	0	0	0	0	0	0	300,000,000
巌 出 合 計	19,310,765,000	94,822,620	0	0	0	18,563,396,306	170,586,933	671,604,381
大藏省所管 印刷局 （7）

大 藏 省 所 管
印 刷 局
嵇 入
款 项	嵇 入 予 算 额(円)	徵 收 决 定 济 额(円)	收 纳 济 嵇 入 额(円)	不 纳 欠 损 额(円)	收 纳 未 济 嵇 入 额(円)
事 業 收 入
事 業 收 入	49,348,583,000	50,375,218,205	49,438,708,701	0	936,509,504
雑 收 入
雑 收 入	1,374,481,000	1,476,150,823	1,474,728,490	0	1,422,333
嵇 入 合 计	50,723,064,000	51,851,369,028	50,913,437,191	0	937,931,837
嵇 出
項	嵇 出 予 算 额(円)	前 年 度 繰 越 额(円)	予 備 費 使 用 额(円)	予算総則の規定による経賃増額(円)	流用等増△減額(円)	支出 济 嵇 出 额(円)	翌 年 度 繰 越 额(円)	不 用 額(円)
事 業 費	47,250,379,000	545,916,578	0	0	0	46,134,926,535	314,991,914	1,346,377,129
予 備 費	500,000,000	0	0	0	0	0	0	500,000,000
嵇 出 合 计	47,750,379,000	545,916,578	0	0	0	46,134,926,535	314,991,914	1,846,377,129
## 大 藏 省 所 管

## 資 金 運 用 部

巌 入
款 · 項	巌 入 予 算 額(円)	徵 収 決 定 済 額(円)	収 納 済 歲 入 額(円)	不 納 欠 損 額(円)	収 納 未 済 歲 入 額(円)
資 金 運 用 収 入
運 用 利 殖 金 収 入	5,004,313,454,000	4,735,652,987,180	4,735,652,987,180	0	0
他 会 計 占 収 受 入
一 般 会 計 占 収 受 入	45,000,000	1,181,718	1,181,718	0	0
雑 収 入
雑 収 入	100,000	18,861,158	18,861,158	0	0
巌 入 合 計	5,004,358,554,000	4,735,673,030,056	4,735,673,030,056	0	0
巌 出
項	巌 出 予 算 額(円)	前 年 度 線 越 額(円)	予 備 費 使 用 額(円)	予算総則の規定に上る經費增額(円)	流用等增△減額(円)	支出済 歲 出 額(円)	翌年度 線 越 額(円)	不 用 額(円)
事 務 費	2,463,172,000	0	0	0	0	2,314,036,797	0	149,135,203
預 託 金 利 子	5,001,795,382,000	0	0	0	0	4,760,301,465,114	0	241,493,916,886
予 備 費	100,000,000	0	0	0	0	0	0	100,000,000
巌 出 合 計	5,004,358,554,000	0	0	0	0	4,762,615,501,911	0	241,743,052,089