Silviase/jgov_v1.4_full_ann huggingface dataset:
## 要約表（モデルの構造）

(1) 財・サービス市場
(需要)

$ C = C((C/HK)^{-1}, A(L)/YD, NW) $

$ IP/KP = IP(KP/KP^{*}, UC/P) $

$ IH = IH(HK, KH, t) $

$ X = X(WD, P/E \cdot P^{*}) $

$ M = M(Y, P/E \cdot P^{*}) $

$ Y = C + IP + IH + G + X - M $

$ KP = KP_{1} + IP $

$ UC = UC(D) $

(供給)

$ Y^{0} = F(KP, L_{s}) $

$ dP/P = P(B(L)(dP/P), GAP) $

$ GAP = Y/Y^{0} $

(2) 労働市場

$ L_{s} = L_{s}(W/P, POP) $

$ L_{D} = L_{D}(I - UR) $

$ UR = UR(CU, (YW/ND)/(YW/ND)^{0}) $

(3) 財政

$ G = CG + IG $

$ TP = TP(YW) $

$ TC = TC(NI - YW) $

$ II = TI(P \cdot Y) $

$ SC = SC(YW) $

$ SB = SB(W, POP65) $

$ BG = TP + TC + TI + SC - G - SB $

(4) 貨幣市場

$ M_{S} = M_{D}(I_{s}, P \cdot Y) $

$ I_{s} = I_{s}(C(L)dP/P, GAP) $

$ I_{D} = D(L)I_{s} $

$ r = i_{1} - dp/p $

(5) 外国為幣市場・国际収支

$ E = E(I_{1} - i_{1}^{*}, P/P_{1}^{*}, \rho) $

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

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

$ BC + BK = 0 $

BK 資本収支

CG 政府消費

CU 稼動率

IG 政府投資（外生）

HK 人的資本及び家計保有の物的資本

KH 住宅スイック

NI 国民所得

個人消費

企業設備投資

住宅投資

輸出

輸入

国内総生産（IS曲線）

資本ストック

資本コスト

潜在GDP（生産関数）

GDPデブレータ上昇率

GDPギャップ

労働供給

労働需要

失業率

政府支出

個人税

法人税

間接税

社会保障負担

社会保障给付

一般政府財政パランス

通貨の需給均衡式（LM曲線）

名目短期金利

利子の期間構造

実質長期金利

為労働レート

リスク・プレミアム

経常収支

国際収支の均衡条件（BP曲線）

NW 純資産

POP :15歳以上人口

POP65 :65歳以上人口

WD 債金率

WD 世界需要

YD 家計可処分所得

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。
## （エラーコレクション型推計式の採用）

推計式の定常性を確保するとともに、変数間の長期的な均衡関係とそれに至る短期的な調整過程を直接的に記述するエラーコレクション型推計式を2001年版より採用しており、モデルの安定性確保に寄与している。

一方で、変数間の因果関係が直感的に把握しにくくなったこと、必ずしも調整過程に理論的整合性が保たれていないことや、推計された調整が長期にわたるものが見られるなど、改善の余地もある。

## (フォワード・ルッキングな期待形成)

現行のモデル体系においては、為替や物価などの期待を定式化するときには、基本的に過去の実績値に基づいた適合的期待形成が用いられている（バックワード・ルッキング）。しかし、現在の政策変更が将来期待に影響を与え、経済主体の行動を変える可能性を考慮すると、経済主体の将来期待が合理的に（フォワード・ルッキングに）取り込まれている必要があり、適合的な期待形成だけでは十分でないとする批判がある（いわゆるルーカス批判）。

こうした問題意識のもと、村田・青木（2004）では、2003年版モデルに、期待が重要な役割を果たす7変数に将来（フォワードルッキング）の期待を組み込んで、フォワード・ルッキングな期待形成を取り込んだシミュレーションを行い政策インパクト（乗数）の分析を行った。インフレ期待やそれに伴う金利決定ルール、将来資産額などのフォワード・ルッキングな期待の変化が目先の経済活動に大きな影響を与えている中で、本モデルを予見された将来の変化の影響を踏まえた分析を可能にするツールへと発展させることが重要であり、フォワード・ルッキングな期待形成の導入を検討することの意義は小さくない。

## (連鎖系列データの採用)

国民経済計算系列が2004年12月より順次、連鎖化されたことは、固定基準方式下で問題とされていた、基準年から離れるに伴って増大する指数の歪みを小さくし、実質変数間の関係をより安定的に捉えることを可能にしており、計量モデルにとっては好ましい影響を与えている。

本モデルにおいては、2005 年版より連鎖系列を推計に用いることで、実質系列（デフレータ）に連鎖構造を導入した。さらに、2006 年版では輸入系列にも連鎖構造が導入されたが、今回（2008 年版）は、実用上の観点から輸入については簡素化を図った。
## 第3節 今回の改訂事項の概要

## (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。

## （設備投資関数の改訂 第2章 第1節）

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。

## （労働力人口について 第2章 第2節）

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。

## (輸入系列の区分簡素化 第2章 第3節)

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: 実質キャシュフロー、

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 労働力人口

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

被說明变數： $ 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値。

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。

$$ 労働力人口 =15 歲以上人口 \times 労働力人口比率 ( 労働参加率 ) $$

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
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

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} $ 。

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）。

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} $ 。

表 2-3 輸入サブブロックの構造

07年モデル輸入サブプロックの構造

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<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 × DPTAX	= NFMGSV / NFMGS
PNFMGSAT(税抜きデフレータ)	推定式	= PNFMGS / DPTAX

DPITAX: 消費稅転嫁率
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（設備投資デフレーター使用）。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 地位上昇率+土地增加分 $ 。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）

$$ z_{i}=\sum_{s=1}^{\infty}\tau_{s}D(t,s)\beta_{s}\qquad 但 \mathcal{L}、\beta_{s}=\prod_{s=1}^{\infty}\left(1+r_{i+s}\right)^{s}、D(t,s)=\left(DEPR_{i}\right)(1-DEPR_{i})^{s} $$

$ (\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、

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

I $ \tau $ (実効税率)

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

II 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。

III 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）

$$ A_{i}=\sum_{i=1}^{n}\tau_{i}\beta_{i}\left\lfloor\sum_{m=1}^{i-1}D(n,s)p_{m}I_{n}\right\rfloor\quad\tau_{i} を一定とすると、A_{i}=\tau_{i}B_{i}\quad 但 \mathrm{l.e.}B_{i}=\sum_{m=1}^{i-1}\beta_{i}\left\lfloor\sum_{m=1}^{i-1}D(n,s)p_{m}I_{n}\right\rfloor $$

と書ける。このとき、

$$ B_{i+1}=\left(1+r_{i}\right)\left[B_{i}+\left(\sum_{m}D\left(t,s\right)\beta_{m}\right)p_{i}I_{i}-\sum_{m}D\left(n,t\right)p_{m}I_{n}\right]=\left(1+r_{i}\right)\left[B_{i}+\frac{Z_{i}}{\tau}p_{i}I_{i}-DEPR_{i}\right] $$

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。減税乗数は公共投資乗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 ) 消費税增稅

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モ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。

### I. 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%）（付属資料I参照）。
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 1.26、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。
### I I. 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%→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。

### I. 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)	经常収支対名目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。

### I I. 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 $ (\mathrm{M}_{2}+\mathrm{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。

### I. 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)。
表 3 - 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(%)	GDPGAP(%)
1年目	0.26	0.39	0.07	-0.10	0.18	1.93	0.25	0.25
2年目	0.54	0.17	0.18	0.27	0.23	2.45	0.14	0.50
3年目	0.55	-0.02	0.18	0.23	0.32	2.59	0.27	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	0.37	0.12	0.33	-0.02	0.10	0.03	0.27	10.00
2年目	0.76	0.25	0.55	-0.04	0.24	0.08	0.29	10.00
3年目	0.91	0.50	0.79	-0.02	0.28	0.12	0.23	10.00

(備考)

1. 円の対米ドルレートが標準ケースと比べて 10%減価し、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. 2006 年版では実質 GDP への影響は 1 年目 0.27%、2 年目 0.54%、3 年目 0.63% である。また民間消費デフレータへの影響は、1 年目 0.19%、2 年目 0.33%、3 年目 0.58% となっている。

### I I. 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1年目▲0.23%ポイント低下するが(表3-9参照)、実質GDPへの影響は小さい(1年目▲0.10%、2年目▲0.14%、3年目▲0.15%)。

表 3 - 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(%)	GDPGAP(%)
1年目	-0.10	-0.17	-0.07	-0.16	0.05	-0.01	0.08	-0.07
2年目	-0.14	0.03	-0.14	-0.29	-0.02	0.00	-0.31	-0.09
3年目	-0.15	-0.01	-0.17	-0.25	-0.07	0.02	-0.30	-0.08
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	-0.23	0.12	-0.18	0.00	-0.07	0.00	-0.23	0.32
2年目	-0.36	0.04	-0.33	0.01	-0.12	0.00	-0.21	0.44
3年目	-0.52	-0.02	-0.51	0.00	-0.15	0.00	-0.30	0.66

(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. 2006 年版では実質 GDP への影響は 1 年目▲ 0.11%、2 年目▲ 0.12%、3 年目▲ 0.09% となっている。

3. 標準ケースの原油価格は、1 年目(2003 年)29.46 ドル/バレル、2 年目 36.52 ドル/バレル、3 年目 50.34 ドル/バレル。

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～▲ 0.15％ポイント）。

### I II. 世界需要增加の影響

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(表 3 - 10 参
照)。輸出は、1年目0.66%、2年目0.96%の増加と、2006年版(1年目0.60%、2年目1.04%)と同様に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0.10%、2年目0.19%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%~0.10%ポイント)。

表 3 - 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(%)	GDPGAP(%)
1年目	0.10	0.14	0.01	0.10	0.01	0.66	0.12	0.10
2年目	0.19	0.05	0.04	0.24	0.03	0.96	0.29	0.16
3年目	0.19	-0.01	0.06	0.19	0.04	1.03	0.38	0.15
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	0.12	0.01	0.04	-0.01	0.03	0.01	0.06	0.00
2年目	0.26	0.07	0.17	-0.01	0.08	0.03	0.09	-0.07
3年目	0.35	0.15	0.29	-0.01	0.10	0.04	0.09	-0.25

(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. 2006 年版では実質 GDP への影響は 1 年目 0.08%、2 年目 0.20%、3 年目 0.24% となっている。
マクロ計量モデルの基本乗数については、以下の性質（本稿ではまとめて線形性と表現する）を満たしていることが望ましい。

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

これらの性質が満たされていれば、基本乗数を用いて様々な経済政策の効果を論じることができる。ゆえに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。なお、これらのシミュレーションでは、内挿シミュレーションと同じく2003年第1四半期から2005年第4四半期について乗数を計算している。

1) 狭義の線型性: 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(為替増加ケースのみ 10% と 20%) の乗数比平均を見る。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。

I. 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

II. 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

III. 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

IV. 個人所得稅を名目 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：同規模のインパクトを正負両方向に与えるシミュレーションを行い、その乗数比を見る。対称性が保たれていれば、乗数の絶対値は等しくなり、符号のみ異なる筈なので、乗数比平均は -1 が期待される。

V．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

VI．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: 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。ここでは両乗数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。

VII．実質公的固定資本形成の実質 GDP1％相当の増加と貨幣供給量の 1％増加を同時に