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昭和52年度1030日本電信電話公社
甲号 收入支出予算補正予定計算書
1032 資 本 勘 定
区 分	昭和52年度成立予算額(千円)	補 正 予 定	改昭和52年度予 定額(千円)
追加額(千円)	修正減少額(千円)	差 引 額(千円)
1 収 入	2,416,245,465	83,300,000	△	73,300,000	10,000,000	2,426,245,465
2 支 出	2,416,245,465	10,000,000	0	10,000,000	2,426,245,465
[收入支出予算補正予定額內訳]
収 入
項別区分並びに各項の見積の事由及び計算の基礎
項	補 正 予 定	見積の事由及び計算の基礎
追加額(千円)	修正減少額(千円)	差 引 額(千円)
03 設備料04 電信電話債券及借入金	0	△ 30,000,000	△ 30,000,000	電話架設の際に受け入れる設備料収入を、施設の減少見込数に基づき算出
83,300,000	△ 43,300,000	40,000,000	1 建設改良等の資金の不足を補てんする等のため、電信電話債券を追加して発行することによる収入見込額の増加2 電話架設の際に発行する電信電話債券の発行額の減少による収入見込額の修正減少
支 出
事 项 别 内 訳
項	事 項	補 正 予 定	說
追加額(千円)	修正減少額(千円)	差 引 額(千円)
02 建設勘定へ繰入	建設勘定へ繰入	10,000,000	0	10,000,000	建設改良等のための資金としての建設勘定への繰入れ
收入支出予算補正予定額科目別表
科 目	昭和52年度成立予算額(千円)	補 正 予 定	改昭和52年度予定額(千円)
追加額(千円)	修正減少額(千円)	差 引 額(千円)
収 入
01 損益勘定より受入	1,356,575,979	0	0	0	1,356,575,979
02 資 庁 充 当	97,486	0	0	0	97,486
03 設 備 料	200,128,000	0	△ 30,000,000	△ 30,000,000	170,128,000
04 電信電話債券及借入金	859,444,000	83,300,000	△ 43,300,000	40,000,000	899,444,000
収 入 合 計	2,416,245,465	83,300,000	△ 73,300,000	10,000,000	2,426,245,465
支 出
01 債券及借入金等償還	746,235,465	0	0	0	746,235,465
02 建設勘定へ繰入	1,670,000,000	10,000,000	0	10,000,000	1,680,000,000
03 出 資	10,000	0	0	0	10,000
支 出 合 計	2,416,245,465	10,000,000	0	10,000,000	2,426,245,465
1033 建 設 勘 定
区 分	昭 和 52 年 度 成立予算額(千円)	補 正 予 定	改昭和 52 年 度予 定 額(千円)
追 加 額(千円)	修正減少額(千円)	差 引 額(千円)
1 収 入2 支 出	1,670,000,000	10,000,000	0	0	10,000,000	1,680,000,000
1,670,000,000	19,209,930	△	9,209,930	10,000,000	1,680,000,000
(収入支出予算補正予定額内訳)
収 入項の区分並びにその見積の事由及び計算の基礎
項	補 正 予 定	見 積 の 事 由 及 び 計 算 の 基 礎
追 加 額(千円)	修正減少額(千円)	差 引 額(千円)
01 資 本 勘 定 より 受 入	10,000,000	0	10,000,000	建設改良等の資金として資本勘定からの受入見込額の増加
支 出事 項 別 内 訳
項	補 正 予 定	説
追 加 額(千円)	修正減少額(千円)	差 引 額(千円)
01 電信電話施設費	13,981,842	0	13,981,842	最近の経済情勢にかんがみ、景気の着実な回復等を図るため施行する電信電話施設の整備
電信電話施設費の減少	0	9,209,930	電話架設数の減少に伴う電信電話施設の整備費の修正減少
26 日本電信電話公社 建設勘定

項	事項	補正予定	說明
追加額(千円)	修正減少額(千円)	差引額(千円)
02 局 舍 建 設 費	局 舍 建 設 費	4,041,880	0	4,041,880	最近の経済情勢にかんがみ、景気の着実な回復等を図るため施行する局 含の整備
03 諸 施 設 費	諸 施 設 費	1,027,554	0	1,027,554	最近の経済情勢にかんがみ、景気の着実な回復等を図るための研究設備 の取得
04 総 係 費	総 係 費	158,654	0	158,654	電信電話施設、局舍等の各種施設を整備するための事務費
収入支出予算補正予定額科目別表
科目	昭和52年度 成立予算額(千円)	補正予定	改昭和52年度 予定額(千円)
追加額(千円)	修正減少額(千円)	差引額(千円)
収入
01 資本勘定より受入	1,670,000,000	10,000,000	0	10,000,000	1,680,000,000
支出
01 電信電話施設費	1,291,388,569	13,981,842	△ 9,209,930	4,771,912	1,296,160,481
02 局 舍 建 設 費	188,009,630	4,041,880	0	4,041,880	192,051,510
03 諸 施 設 費	35,258,848	1,027,554	0	1,027,554	36,286,402
04 総 係 費	155,342,953	158,654	0	158,654	155,501,607
支出合計	1,670,000,000	19,209,930	△ 9,209,930	10,000,000	1,680,000,000
丁号 債務負担行為補正要求書
勘 定	事 項	限 度 額
(千円)	行為年度	負担となる
年度	支 出 予 算 科 目	支 出 予 定 額
昭和52年度
(千円)	昭和53年度
以 降(千円)	事 由
建設勘定	電信電話施設費
既 定	344,000,000	昭和52年度	昭和52年度
及び昭和53
年度	(項) 電信電話施設費	133,000,000	211,000,000	最近の経済情勢にかんがみ、景気の
着実な回復等を図るため施行する電信
電話施設の整備には、多くの日数を要
するものがあるため
追 加
改 定	14,000,000	同
-	同
-	2,000,000	12,000,000	223,000,000
局 舍 建 設 費
既 定	132,000,000	昭和52年度	昭和52年度
以降3箇年
度以内	(項) 局 舍 建 設 費	39,000,000	93,000,000	最近の経済情勢にかんがみ、景気の
着実な回復等を図るため施行する局舍
の整備には、多くの日数を要するもの
があるため
追 加
改 定	2,000,000	同
-	昭和53年度	-	0	2,000,000	95,000,000
134,000,000	39,000,000
勘定	事項	限度額(千円)	行為年度	負担となる年度	支出予算科目	支出予定額	事由
昭和52年度(千円)	昭和53年度以降(千円)
諸施設費既定追加改定	1,500,0001,000,0002,500,000	昭和52年度同-	昭和53年度同-	(項)諸施設費	0001,500,0002,500,000	最近の経済情勢にかんがみ、景気の着実な回復等を図るため施行する電気通信研究所における電子交換装置の研究開発には、多くの日数を要するものがあるため
日 本 電 信 電 話 公 社

昭 和 52 年 度 補 正 事 業 計 画

## 1 電信電話施設の補正建設計画及び補正業務計画

(1) 補正建設計画

区 分	昭和52年度	補 正 予 定	改昭和52年度
追 加	修正減少	差 引
1 サ 一 ビ ス 工程
(1) 一 般 加 入 電 話	2,200,000加入	0加入	△ 400,000加入	△ 400,000加入	1,800,000加入
(2) ビ ル 電 話	40,000加入	0加入	0加入	0加入	40,000加入
(3) 地 域 集 固 電 話	4,000加入	0加入	0加入	0加入	4,000加入
(4) 公 衆 電 話	50,000個	0個	0個	0個	50,000個
2 基 礎 工 程
(1) 都市における新電話局建設	409局	(13局)	0局	(13局)	0局	409局
サ 一 ビ ス 開 始 局	107局	0局	0局	0局	107局
工 事 继 統 局	302局	(13局)	0局	(13局)	0局	302局
(2) 方式变更に伴う新電話局建設	624局	0局	0局	0局	624局
(3) 市 外 電 話 局 建 設	31局	0局	0局	0局	31局
(4) 同 軸 一 ブ ル	95区間	(5区間)	0区間	(5区間)	0区間	95区間
(5) 極 超 短 波	177区間	(5区間)	0区間	(5区間)	0区間	177区間
3 デ 一 夕 通 信
(1) 販売・在庫管理システム	1システム	0システム	0システム	0システム	1システム
(2) 科学技術計算システム	1システム	0システム	0システム	0システム	1システム
(3) 各 種 シ ス テ ム	15システム	0システム	0システム	0システム	15システム
30 日本電信電話公社

区 分	昭和52年度	補 正 予 定	改昭和52年度
追 加	修正減少	差 引
(4)特定通信回線	18,000回線	0回線	0回線	0回線	18,000回線
(5)公 衆 通 信 回 線	3,000端末回線	0端末回線	0端末回線	0端末回線	3,000端末回線
(備考)基礎工程の補正予定は工事の線上げ実施を内容とするものであって、( )書はその工程数を示す。
(2)補正業務計画
区 分	昭和52年度	補 正 予 定	改昭和52年度
追 加	修正減少	差 引
電 話 機	49,697千個	0個	△	400千個	49,297千個
2 收入支出予算補正予定額內訳(1)資 本 勘 定
収
区 分	昭和52年度成立予算額(千円)	補 正 予 定	改昭和52年度予 定 額(千円)
追 加 額(千円)	修正減少額(千円)	差 引 額(千円)
01 損益勘定より受入	1,356,575,979	0	0	0	1,356,575,979
02 資 産 充 当	97,486	0	0	0	97,486
03 設 備 料
設 備 料	200,128,000	0	△ 30,000,000	△ 30,000,000	170,128,000
04 電信電話債券及借入金
電信電話債券及借入金	859,444,000	83,300,000	△ 43,300,000	40,000,000	899,444,000
合 計	2,416,245,465	83,300,000	△ 73,300,000	10,000,000	2,426,245,465
支
区 分	昭和52年度成立予算額(千円)	補 正 予 定	改昭和52年度予 定 額(千円)
追 加 額(千円)	修正減少額(千円)	差 引 額(千円)
01 債券及借入金等償還	746,235,465	0	0	0	746,235,465
区 分	昭和52年度成立予算额(千円)	補 正 予 定	改昭和52年度予 定 额(千円)
追加 额(千円)	修正减少额(千円)	差 引 额(千円)
02 建 設 勘 定 へ 繰 入
36 建 設 勘 定 へ 繰 入	1,670,000,000	10,000,000	0	10,000,000	1,680,000,000
03 出 資	10,000	0	0	0	10,000
合 計	2,416,245,465	10,000,000	0	10,000,000	2,426,245,465
(2) 建 設 勘 定
収
区 分	昭和52年度成立予算额(千円)	補 正 予 定	改昭和52年度予 定 额(千円)
追加 额(千円)	修正减少额(千円)	差 引 额(千円)
01 資 本 勘 定 より 受 入
資 本 勘 定 より 受 入	1,670,000,000	10,000,000	0	10,000,000	1,680,000,000
支
区 分	昭和52年度成立予算额(千円)	補 正 予 定	改昭和52年度予 定 额(千円)
追加 额(千円)	修正减少额(千円)	差 引 额(千円)
01 電 信 電 話 施 設 費	1,291,388,569	13,981,842	△ 9,209,930	4,771,912	1,296,160,481
22 旅 費	21,648,657	235,987	△ 155,095	80,892	21,729,549
23 庁 費	675,165,190	7,148,658	△ 4,695,973	2,452,685	677,617,875
23 貯 藏 品 割 掛 費	18,126,029	49,812	△ 32,730	17,082	18,143,111
24 請 負 費	539,955,115	6,147,040	△ 4,037,968	2,109,072	542,064,187
23 諸 經 費	36,493,578	400,345	△ 288,164	112,181	36,605,759
02 局 舍 建 設 費	188,009,630	4,041,880	0	4,041,880	192,051,510
32 日本電信電話公社

区分	昭和52年度成立予算額(千円)	補正予定	改昭和52年度予定額(千円)
追加額(千円)	修正減少額(千円)	差引額(千円)
22旅費	778,376	20,210	0	20,210	798,586
23庁費	3,876,317	100,642	0	100,642	3,976,959
24施設購入費	32,334,270	0	0	0	32,334,270
24請負費	149,510,616	3,881,822	0	3,881,822	153,392,438
23諸經費	1,510,051	39,206	0	39,206	1,549,257
03諸施設費	35,258,848	1,027,554	0	1,027,554	36,286,402
23庁費	5,447,122	74,149	0	74,149	5,521,271
23貯蔵品割掛品	155,338	554	0	554	155,892
24施設購入費	28,494,974	915,057	0	915,057	29,410,031
24請負費	1,161,414	37,794	0	37,794	1,199,208
04総係費	155,342,953	158,654	0	158,654	155,501,607
22旅費	5,637,923	61,447	0	61,447	5,699,370
23庁費	17,351,260	97,207	0	97,207	17,448,467
21職員給外6目	132,353,770	0	0	0	132,353,770
合計	1,670,000,000	19,209,930	9,209,930	10,000,000	1,680,000,000
# 日 本 電 信 電 話 公 社

昭 和 52 年 度 補 正 資 金 計 画

支 出	收 入
区 分	昭 和 52 年 度 予 定 额(円)	区 分	昭 和 52 年 度 予 定 额(円)
損 益 勘 定	2,007,721,547,000	事 業 収 入 金	3,407,787,000,000
資 本 勘 定	754,061,347,000	設 備 料	170,128,000,000
建 設 勘 定	1,039,173,917,077	電 信 電 話 債 券 及 借 入 金	899,444,000,000
中 間 勘 定	未 収 金 回 収 额	97,486,000
貯 藏 品 割 掛 勘 定	20,140,159,000	計	4,477,456,486,000
貯 藏 品 購 買 費	707,533,862,000	前 年 度 上 処 繰 越 金	156,009,932,203
計	4,528,630,832,077
翌 年 度 へ の 繰 越 金	104,835,586,126
合 計	4,633,466,418,203	合 計	4,633,466,418,203
昭和52年度日本電信電話公社補正

予定貸借対照表

資産部	負債・資本部
科目	昭和52年度末予定額(円)	科目	昭和52年度末予定額(円)
流動資産	流動負債
現金	127,957,379	未払金	250,327,320,755
預託金	67,989,738,837	仮受金	43,488,555,004
預金	10,092,455,564	流動負債合計	293,815,875,759
未着資金	26,625,434,346	固定負債
未収金	127,642,170,932	電話設備負担金	1,741,429,000
仮拡金	49,484,346,688	電信電話債券	5,263,043,193,749
2整理品	8,724,489,846	借入金	82,561,584,150
2貯藏品	16,388,327,940	固定負債合計	5,347,346,206,899
2積送品	5,676,097,182	その他の負債	9,146,607,219
2供給材料	69,227,235,588	資本勘定
流動資産合計	381,978,254,302	資本金	18,847,581,775
固定資産	資本剩余金	1,615,704,661,960
2電気通信機械施設	5,190,826,330,118	利益剩余金	449,885,343,841
2電気通信線路施設	4,616,908,634,590	資本勘定合計	2,084,437,587,576
土地	343,966,253,593
2建物及び工作物	1,212,731,622,025
2諸施設	205,110,348,299
2未完成施設	378,301,991,022
有形固定資産合計	11,947,845,179,647
日本電信電話公社 35

資産部	負債・資本部
科目	昭和52年度末予定額(円)	科目	昭和52年度末予定額(円)
2減価償却引当金	4,844,353,879,893
差引純有形固定資産額	7,103,491,299,754
無形固定資産	100,115,499,587
固定資産合計	7,203,606,799,341
繰延資産
債券発行差損	135,343,004,000
その他の資産	13,818,219,810
合計	7,734,746,277,453	合計	7,734,746,277,453
# 第 5 7 回被保護者全国一斉調查個別調查要綱

## 1 目的

この調査は、被保護世帯の実態、特に保護の決定状況、世帯員の状況等を詳細に把握し、生活保護制度及び厚生労働行政の企画運営に必要な基礎資料を得るために行うものである。

## 2 調查時点

平成１５年７月１日現在とする。

## 3 調査客体

この調査の客体は、第57回被保護者全国一斉調査基礎調査の調査客体となった世帯のうち、「第2調査客体の抽出要領」により10分の1の抽出率によって抽出された世帯とする。

## 4 調査事項

調査事項は、第57回被保護者全国一斉調査個別調査票（様式1）（以下「個別調査票」という。）の事項とする。

## 5 調査方法及び調査票の記入

福祉事務所の地区担当員が、「第3個別調査票の記入要領」に基づき、各自が担当する調査客体について平成15年7月1日の保護の決定状況及び当該世帯の実態により必要な事項を個別調査票に記入する方法で実施する。

## 6 個別調査票の審査及び提出

（１）福祉事務所は、調査が終わった個別調査票を都道府県・指定都市・中核市本庁へ提出する。

（２）都道府県・指定都市・中核市本庁は、福祉事務所から提出された個別調査票について、その内容を「第４個別調査票の審査要領」に基づき審査したうえ、各級地・福祉事務所符号順別に調査客体の抽出の際に用いた統一番号順にならべて

個別調査票の「世帯番号」欄に一連番号を記入し、平成15年9月10日までに提出表（様式2）を添付して厚生労働省社会・援護局保護課あて提出する。

## 7 厚生労働省における集計及び結果の公表

厚生労働省における集計及び結果の公表は、厚生労働省社会・援護局保護課が行う。
# 第57回 被保護者全国一斉調查 個別調查票 (平成15年7月1日 現在)

世帯の状況

福祉事務所符号
級地	-
世帯番号
ケース番号

①受給開始年 月	1昭和2平成
②保護歴の有 無	1有 1昭和(前回の廃止年月)2平成,2無
③世 帯類 型(いずれかに○)	1 高齢者 5 障害2 母子(死別) 6 傷病3 母子(離別) 7 その他4 母子(その他)

④保護の決定状況
最低生活費	万	千	百	十	円
生 活 扶 助
(再)介護保険料
住 宅 扶 助
教 育 扶 助
一 時 扶 助
計
收入認定額	就労に伴う収入
就労に伴う収入以外の収入
(再)他法による収入
控除額	実 費 控 除
勤 労 控 除
その他の控除
扶 助 額

医療費・介護費にかかる
本人 支 払 額

⑤ 扶助の種類(受給しているものすべてに○)
1 生活扶助(日用品費)
2 生活扶助(日常費)
3 生活扶助(その他)
4 住宅扶助
5 教育扶助
6 介護扶助
7 医療扶助
⑥ 扶養義務者等の状況
世帯主との続柄	扶養義務者数(人)	仕送り者数(人)	仕送り額(百円)
絶扶対養的義務者	夫
父母
子
兄弟姉妹
その他
相対的扶養義務者
前夫
その他

都道福祉府県(市)事務所

___

記入者氏名 ___
## 世帯員の状況

世帯員番号	⑦性別	⑧	⑨世帯主との続柄
# Structural FAVAR による世界景気の要因分析 $ ^{*} $

竹内 文英 $ ^{**} $

## <要約>

今回の米国発の世界同時不況は、米国経済の動向は世界経済に影響を与えにくくなっているという「デカップリング」論の考え方に大幅な見直しを迫ることになった。その一方で、より長期的な視点から国際的な景気循環のあり方を分析した先行研究では近年、世界規模の景気の連動性よりも、欧州や北米、東アジアなどの地域経済圏の動向に関心が集まっており、域内各国、および、地域間の景気の連動性が高まっているという指摘も出ている。このような地域経済圏の醸成に加え、今回のような特定国に生じたショックが他国に与える影響や、貿易や投資の世界的な拡大、国際的な資源価格の上昇などの要因が複雑に絡み合う中で、世界各国の景気の関係性はどのように変化しているのだろうか。

本稿は、複数国の景気循環に影響を与えている構造ショックや国際間のスピルオーバー効果を抽出できる structural FAVAR（structural factor-augmented vector autoregression）を使い、東アジア9カ国と主要先進7カ国をあわせた16カ国の景気の変動要因を分析した。従来一般的な dynamic factor model と異なり、structural FAVAR では構造ショックを抽出できるために、各国に影響を与えている景気変動要因が何なのかを特定しやすい。現実の生産性や資源価格ショック、金融ショックなどと比較したところ、東アジア、先進諸国ともに、2000年代に入ってからのエネルギー価格上昇の影響を強く受けていることが分かった。また、通貨統合などの、いわゆる制度的な統合を果たした欧州よりも東アジアの方が、地域要因の果たす役割が大きいことが明らかになった。同地域の工程間分業に伴い活発にやり取りされている資本財に体化した技術（投資特殊的技術進歩）の蓄積や、輸出競争力と密接な関係を持つ円ドルレートの動向が背景にあると考えられる。一方、先進諸国は全要素生産性（TFP）や金融ショックの影響を受けている。

JEL classification: C32, E32, F41, F42

Key words: 国際的な景気循環の連動性、Structural FAVAR、投資特殊的技術進歩
# A Decomposition of Global Business Cycles Using Structural FAVAR

By Fumihide TAKEUCHI

## Abstract

The recent global recession triggered by the financial crisis in the United States seems to invalidate the hypothesis frequently heard prior to the crisis that other countries can “decouple” from the US economy. At the same time, though, the literature on international business cycles suggests that, from a longer-term perspective, the global synchronization of business cycles is becoming somewhat less pronounced, while on the other hand regional synchronization among the highly integrated economies of North America, Western Europe, and emerging Asia, as well as between North America and Western Europe on the one hand and emerging Asia on the other, appears to be increasing.

This paper employs the structural FAVAR (structural factor-augmented vector autoregression) method to analyze factors affecting the business cycles of sixteen economies including the seven major developed and nine East Asian countries. Comparing these extracted shocks with empirically observed financial, productivity and natural resource price shocks reveals that all countries have been affected by soaring energy prices, especially in the 2000s. Another interesting feature to note is that the business cycles of East Asian economies are affected to a large extent by common factors, while those of the Euro zone countries are not. In East Asia, the observed business cycle synchronization appears to reflect the accumulation of technology (investment-specific technological change) embodied in capital goods traded vigorously in the region and also the fluctuation in the exchange rate of the Japanese yen vis-à-vis the US dollar, which has a close link to the competitiveness of their exports relative to Japanese exports. On the other hand, the synchronization of business cycles among developed countries arises through financial and total factor productivity (TFP) shocks.

JEL classification: C32, E32, F41, F42

Key words: International business cycle synchronization, Structural FAVAR, Investment-specific technological change
## 1 はじめに

2008 年後半から頭在化した米国発の金融危機は、世界各国の実体経済に深刻な影響を与えた。米国経済が減速し始めた当初は、問題が住宅投資という比較的限られたセクターに限定され、他のセクター、引いては海外経済にもたらされるインパクトが小さかったため、米国経済の動向は世界経済に影響を与えにくくなっているという「デカップリング」論が盛んに喧伝された。しかし、今や、こうしたデカップリング論は急速に影をひそめている。

このように経済状況が短期間に大きく変動するなかで、世界各国の景気が相互にどのようなメカニズムのもとで関係しあっているのか、という点に改めて注目が集まっている。デカップリング論の妥当性を早い時期に包括的に検討したIMF（2007）にあるように、世界経済の約3割を占める米国の影響抜きには、この問題に接近することができないのは確かである。その場合には「米国がくしやみをすると残りの国々が風邪を引く」という言い方がよくなされるように、米国で発生した何らかのショックがその後他国に波及するという、特定国のショックのスピルオーバー効果のあり方が焦点になる。今回の米国発の世界同時不況には、そうしたメカニズムが多分に働いていることは間違いないだろう。

しかし、世界景気が連動性を高めた過去のいくつかの局面を振り返った場合、こうした米国発のスピルオーバー効果ですべてが説明できるわけではないことが分かる。IMF（2007）はそうした例として、1970年代の2度にわたるオイルショック、80年代初頭に各国でとられたディスインフレ政策、2000－2001年の株価下落など、世界各国で同時的に発生した様々なショックを挙げている。

そして、現在各国経済が直面する可能性のあるショックは、以上のような特定国発のスピルオーバー効果や世界共通のショックにとどまらない。特に近年注目されているのが特定グループに固有のショックである。欧州連合（EU）や北米自由貿易協定（NAFTA）などに代表されるような経済統合が各地で進み、その中には東アジア地域のような、制度で誘導するのではなく多国籍企業による分業ネットワークが生み出した事実上の経済統合（de-facto integration）も含まれる。また、特定グループに固有のショックという意味では、特定地域だけではなく、先進国や途上国といった発展段階別の各グループに固有のショックというのも考えられるだろう。例えば ADB（2007）は東アジア地域と先進諸国（日本、米国、欧州）という2つのグループに注目し、特に90年代後半のアジア通貨危機以降、両グループの間の景気循環の相関が高まっている点を指摘している。そして、その背景として、両グループ間の貿易関係の緊密化に加え、東アジアの途上国側固有の変化、すなわち、（1）通貨危機を経験した各国の経済政策がより規律に沿った内容に変化したこと、（2）工程間分業を通じて域内貿易が拡大してきたこと、の2点を挙げている。

以上のような点を考慮したうえで国際的な景気循環のメカニズムを分析する場合、各国経済に影響を与える複数のファクターを特定化し、それぞれの影響の大小を比較検討する必要が出てくる。
各国の景気に共通して影響をもたらす潜在変数（latent variables）を推計する場合、いくつかの方法がある。従来一般的だったのが、いわゆる dynamic factor model の活用である（Kose et al. (2003、2008)、IMF（2007）、Moneta and Rüffer（2009））。AR 構造を持つ様々なファクターが各国の景気に影響を与えるというモデルを想定する。ただし、このモデルではスピルオーバー効果が識別できない。また、誘導形の推計のもとで抽出されたファクターはそれぞれ独立の、いわゆる構造ショック（structural shocks）ではない。各ファクターが複数の構造ショックの合成である以上、生産性など現実に計測される構造ショックと比べて、ファクターがどのような要因を体現しているのかを検討することはできない。

これに対して、Altonji and Ham (1990)、Norbin and Schlagenhauf (1996)、Clark and Shin (2000)、Bernanke et al. (2005)、Stock and Watson (2005a、2005b) などで取り上げられ、本稿でも採用しているのが、structural factor-augmented vector autoregression (structural FAVAR) という分析手法である。structural FAVAR は、dynamic factor model に構造 VAR の手法を取り入れたものと位置づけられる。各ファクターは相互に独立な構造ショックであるという前提が置かれるため、dynamic factor model と違い、各ファクターが現実的にどのような要因を指しているのかを検討しやすい。

この方法ではスピルオーバー効果のメカニズムをモデルに明示的に組み込むことができる。すなわち、各国の景気変動は、（1）複数の国に同時的にもたらされる影響、（2）各国ごとに発生する idiosyncratic なショック、そして、（3）ある国のショックの影響が時間をかけて他国へ伝ぱしていくスピルオーバー効果、という3種類の要因に分解されることになる。

本稿は、この structural FAVAR を使い、東アジア 9 カ国（韓国、台湾、香港、シンガポール、マレーシア、タイ、フィリピン、インドネシア、中国）と日本、米国、カナダ、英国、ユーロ圈 3 カ国（ドイツ、フランス、イタリア）を含めた合計 16 カ国の 90 年代以降の景気循環の要因分析を行った。先行研究と比べた本稿の特徴は以下のように整理できる。第 1 に、国際的景気循環の分析ではそもそも、structural FAVAR の採用がまだ非常に限られている。これまでこの分野の時系列分析では、VAR や dynamic factor model が主流であった $ ^{1} $ 。

第 2 に国際的な景気循環分析に structural FAVAR を適用した先行研究は、分析対象を先進諸国に限定していた。これに対して本稿では、相互依存度を高めている先進諸国と東アジアを一括して分析した。

先に述べたように、structural FAVAR では構造ショックを抽出できるために、ファクター
の中身を特定化しやすい。これに対し、東アジア10カ国（韓国、台湾、香港、シンガポール、マレーシア、タイ、フィリピン、インドネシア、中国、日本）の景気循環要因を dynamic factor model で分析した Moneta and Rüffer（2009）は1ファクターモデルで抽出した唯一のファクターに対して、資源価格や米金利、先進諸国の成長率、円ドルレートなど様々な系列を対置させ、個々の相関をチェックしている。抽出されたファクターが誘導形のショックである以上、相互に独立のショックを前提としてなされるべき、景気循環に対する複数の要因の寄与率の比較検討は難しくなる。Moneta and Rüffer（2009）では、生産性などの構造ショックとファクターとの関係性も検討されていない $ ^{2} $ 。

本稿の分析の第3の特徴は、この生産性について、全要素生産性（TFP）に加え、東アジアの工程間分業に伴って活発に交易されている資本財等の機械設備に注目し、同財に体化した技術ショック、すなわち、「投資特殊的技術進歩（investment-specific technological change）」（Greenwood et al.（1997、2000））の影響について検討した点である。

本稿で得られた主な分析結果を要約すると以下のようになる。

東アジア、先進諸国の景気循環はともに、2000年代に入ってからのエネルギー価格上昇の影響を強く受けていることが分かった。2008年後半から顕在化した米国発の「世界同時不況」より前から、世界的に景気の連動性が高まっている点が指摘されているが³、この資源価格ショックが連動性上昇の一因になっている可能性が強い。また、制度的な統合を果たした欧州よりも東アジアの方が、地域要因の果たす役割が大きいことが明らかになった。同地域の工程間分業を通じた技術の蓄積や、東アジア各国の輸出競争力と密接な関係を持つ円ドルレートの動向が背景にあると考えられる。一方、先進諸国は全要素生産性（TFP）や金融ショックの影響を受けている。

本稿の構成は以下のようになる。次節では本稿が採用した structural FAVAR の特徴と解法について解説する。続く 3 節で分析の結果を報告し、最後の 4 節で分析結果をまとめる。
## 2 Structural FAVAR

Stock and Watson (2005a)に依拠し、本稿では以下のように structural FAVAR を推計した。

まず、自国の過去の景気変動からの影響や他国からのスピルオーバー効果の波及プロセスを表現したARモデルを推計する。次に、これらの効果を除去したARモデルの誤差項を被説明変数として、それを説明する潜在変数としての構造ショック、すなわち、ファクターを特定化する。ファクターを抽出する第2段階は構造VARのアプローチと基本的に同じであり、ファクターにかかる係数マトリックスに一定の制約を課して構造ショックを導き出す。

$ Y_{t} $ を n カ国の GDP 成長率を収容したベクトル、 $ A(L) $ を対角要素が p 次（自国分のラグ数）、非対角要素が q 次（他国分のラグ数）の要素を持つ行列とすると、第 1 段階の誘導形 VAR モデル（VAR $ (p, q) $ ）は（1）式のように表される。

$$ Y_{t}=A(L)Y_{t-1}+v_{t}\ where\nu_{t}\sim N(0,\sum_{\nu}) $$

$L$ はラグオペレータ、$\sum_{v}$ は $v$ の分散共分散行列を表す。

次に、(1)式の誤差項 $ v_{t} $ を被説明変数として潜在変数としてのファクター $ f_{t} $ を特定化する(2式)。

$$ v_{t}=\lambda f_{t}+\varepsilon_{t} $$

ただし、 $ E(f_{t}f_{t}^{'})=diag(\sigma_{f1},\ldots,\sigma_{fk}) $ 、 $ E(\varepsilon_{t}\varepsilon_{t}^{'})=diag(\sigma_{\varepsilon1},\ldots,\sigma_{\varepsilon n}) $ 、kはファクター $ f_{t} $ の数である。各ファクターが各国の景気に及ぼす影響度をあらわす係数を収容した $ \lambda $ がファクター・ローディングス（factor loadings）である $ ^{4} $ 。

以上から分かるように、各ファクターは相互に独立の構造ショックであるという前提が置かれている。 $ \varepsilon_{t} $ は各国自身の idiosyncratic なショックをあらわす。したがって、各国の景気の変動は分散分解により、国際的な影響を各国に同時に及ぼす各種のファクターの効果と自国のショックの効果、そして、他国からのスピルオーバー効果に要因分解されることになる $ ^{5} $ 。

なお、ファクター・ローディングスに対して過剰識別の制約が課される（2）式におい
てファクターの数、kの決定は、尤度比検定（過剰識別テスト）で行う。また、潜在変数を含む（2）式の推計には、こうした場合の有用な推計方法として知られる「EMアルゴリズム」を用いる。

EM アルゴリズムは潜在変数を含む確率モデルについて最尤推定を行うための手法である。観察データをもとに完全データの対数尤度の条件付期待値を求める E (Expectation) ステップ、それを最大化する M (Maximization) ステップという 2 つのステップを繰り返すことで、パラメータに関する局所最適解を得る。Dempster et al. (1977) は、この繰り返し計算のアルゴリズムにおいて、対数尤度が単調に増加することを示した。

本稿では、完全データの分布は正規分布を想定する。このような指数分布族に属する密度関数の場合、EM アルゴリズムのうちの M ステップは省略でき、一つ前の E ステップで計算された十分統計量をそのまま使って次の E ステップにおいて対数応度の条件付期待値を求めることができる。そして、この対数応度の条件付期待値を求めることは、観察データを前提にした十分統計量を求めることと等しくなる $ ^{6} $ 。

パラメータを求めるために十分統計量を繰り返し計算する EM アルゴリズムの具体的な手順は以下の通りである $ ^{7} $ 。

上記モデルを前提とした EM アルゴリズムの E ステップでは、(1) 式の観察データ $ Y_{t} $ の AR モデルの誤差項 $ v_{t} $ に基づき、仮設値として設定するパラメータ $ \theta_{s} = (\lambda_{(s)}, \varepsilon\varepsilon_{(s)}, \varepsilon\varepsilon_{(s)}, \varepsilon\varepsilon_{(s)} \in \mathcal{C}_{t}) $ に対応した十分統計量 $ f_{t(s)}, f_{t(s)}^{'} $ を算出する（カッコ内の s は繰り返し計算の回数）。ファクター、ファクター・ローディングスの識別のために $ Var(f_{t}) = I $ という制約条件を置いているため、(2) 式より時系列データ $ f_{t(s)} $ の推計値 $ \overline{{f_{t(s)}}} $ を、 $ \overline{{f_{t(s)}}} = \lambda_{(s)} / \sum_{v(s)} * v_{t} $ として計算する。 $ \sum_{v(s)} \left( \sum_{v(s)} \lambda_{(s)} \lambda_{(s)}' + \varepsilon\varepsilon_{(s)} \right) $ である。この推計値と、 $ \theta_{s} $ を使い、 $ f_{t(s)}, f_{t(s)}^{'} $ が以下の（3）式のように導出される（T は各国の時系列データの数）。

$$ f_{t(s)}\dot{f_{t(s)}^{}}=\overline{f_{t(s)}}\overline{f_{t(s)}^{}}^{}+(I-\frac{\lambda_{(s)}\lambda_{(s)}^{}}{\sum_{v(s)}})*T=\overline{f_{t(s)}}\overline{f_{t(s)}^{}}^{}+\frac{\varepsilon\mathcal{E}_{(s)}}{\sum_{v(s)}}*T $$

次に、この結果を使って、次のＥステップに回される $ \lambda_{(s+1)} $ を、(2)式における回帰係数を求める要領で次のように計算する。

$$ \lambda_{(s+1)}=\frac{\nu_{t}\overline{f_{t(s)}}}{\boldsymbol{f}_{t(s)}\boldsymbol{f}_{t(s)}^{^{\prime}}} $$
$ \varepsilon\varepsilon_{(s+1)} $ は、次の（5）式を計算する。

$$ \varepsilon\varepsilon_{(s+1)}=\frac{1}{T}(\nu_{t}\nu_{t}^{^{\prime}}-\nu_{t}\overline{{f_{t(s)}}}\lambda_{(s+1)}) $$

次の E ステップ $(s+1)$ の十分統計量 $(f_{t(s+1)}f_{t(s+1)})$ は、前のステップの計算から求められた上記の $\theta_{s+1}=(\lambda_{(s+1)}, \varepsilon\varepsilon_{(s+1)})$ と $v_{t}$ に基づき、同様に計算される。

収束時点$(\bar{s})$では$\sum_{v(\bar{s})}=\frac{1}{T}v_{t}v_{t}$、$\overline{f_{t(\bar{s})}}=\lambda_{(\bar{s})}/\nu_{t}*T$となるため、(3)式で事後的に計算される$f_{t(\bar{s})}$の分散$Var(f_{t(\bar{s})})$も、$Var(f_{t(\bar{s})})=\frac{1}{T}f_{t(\bar{s})}f_{t(\bar{s})}^{'}=\frac{\lambda_{(\bar{s})}\lambda_{(\bar{s})}}{\sum_{v(\bar{s})}+\sum_{v(\bar{s})}=I}$に収束する。

（4）式左辺の分子、（5）式左辺の第2項の $ v_{t}\overline{{f_{t(s)}}} $ は $ v_{t}\overline{{f_{t(s)}}}=\lambda_{(\bar{s})} $ $ ^{*} $ Tとなり、収束時点 $ (\bar{s}) $ では、（4）式は分母の $ f_{t(\bar{s})}f_{t(\bar{s})}^{'}=I $ $ ^{*} $ Tから $ \lambda_{(\bar{s})} $ に等しくなり、（5）式は $ \varepsilon\varepsilon_{(\bar{s})} $ と等しくなる $ (\sum_{v(\bar{s})}-\lambda_{(\bar{s})}\lambda_{(\bar{s})}^{'}=\varepsilon\varepsilon_{(\bar{s})}) $ 。このようにEMアルゴリズムでは、いわゆる欠測部分を含む（2）式の情報を補いながら、各段階の十分統計量を繰り返し計算することによって、パラメータの収束値を得ることができる $ ^{8} $ 。

## 3 推計結果

### 3.1 データとモデル選択

各国の景気状況をあらわす変数として、一般的に使われる実質 GDP の変化率（四半期ベース、季節調整済み前期比）を本稿でも用いる $ ^{9} $ 。分析対象国は、東アジア 9 カ国（韓国、台湾、香港、シンガポール、マレーシア、フィリピン、インドネシア、タイ、中国）と日本、米国、カナダ、英国、ユーロ加盟 3 カ国（ドイツ、フランス、イタリア）の合計 16 カ国、分析期間は四半期データが 16 カ国共通して利用可能な 1993 年第 2 四半期から 2008 年第 4 四半期までである。

なお、公表されていない中国の四半期ベースの実質 GDP（実額）については独自に推計した。公表されている四半期ベースの実質 GDP データは成長率だけであり、年初からの累積値の前年比になっており、四半期単位の季節調整済み前期比が計算できないためである $ ^{10} $ 。

以下、（1）式のラグ数、および、（2）式のファクター数の決定といった、モデル選択の
手順を紹介する。まず、（1）式を推計する。ラグ数の決定には AIC、BIC を使い、自国ラグが 3、他国ラグが 1 である VAR（3、1）が適当との結果を得た。

次に（2）式を推計する。まず、ファクターの数を決めるために過剰識別テストを行う。いくつかの異なるファクターモデルを用意し、尤度比検定により適切なモデルを選択する。想定するファクターは世界、先進諸国（日本、米国、カナダ、英国、ユーロ圏）、ユーロ圏、中国を除く東アジア8カ国、東アジアをさらに2分割したNIES、ASEANの各ファクターに加え、日本を除いた先進6カ国ファクター、対ドルレートの安定を目指す東アジア9カ国（中国を含む）と米国をひとつのグループとする東アジア＋米国ファクターの合計8つである。これらを組み合わせてファクターの数を増やしていき、尤度比検定によりファクター数を決定する。

以下、各ファクターを想定した理由について説明する。

東アジア地域に共通したファクターを想定する際に中国を除いたのは、東アジアの中で突出した大国である中国の景気循環が、周辺アジア諸国から比較的独立した動きをしているという Moneta and Rüffer（2009）の dynamic factor model の分析結果を踏まえたためである。さらに、中国を除く東アジア各国は共通して、このファクターの影響を受けると同時に、発展段階に応じて2つのグループに分かれ、それぞれ固有のファクターの影響下にあると想定される。先行グループの NIES は韓国、台湾、シンガポール、香港、後発グループの ASEAN はマレーシア、タイ、フィリピンで構成される。ASEAN グループからインドネシアを除外したのは、他の ASEAN 諸国と比べるとインドネシアの場合、農業・鉱業のシェアが大きく、製造業のシェアが小さいというように特徴的な産業構造を有しており、このことが景気循環にも影響している点を考慮したためである $ ^{11} $ 。

一方、中国を含む東アジア9カ国は対ドル為替レートの安定性を重視する為替政策をとってきた経緯があり、この点で米国と東アジア9カ国は固有のファクターの影響を受けている可能性がある（Moneta and Rüffer（2009））。東アジア各国は対ドルレートを安定させるように為替を誘導しているため、円ドルレートの変化が各国の対日輸出競争力に直接的な影響を与え、景気の変動要因になっている。したがって、米国＋東アジアファクターは円ドルレートとの連動性が想定される。

先進諸国ファクターとは別に日本を除いた先進6カ国ファクターを設定したのは、日本が1990年代以降、「失われた10年」といわれるように、長期にわたる経済の停滞期を経験したためである。本稿の推計期間は多くの部分、この停滞期間と重なる。日本を含めた先進7カ国は途上国より高い生活水準にあり、生産面での技術水準も高いという点で共通する点は多いが、このような日本の固有要因を別途考慮する必要がある。

表 3−1 にファクターの次数を決定する尤度比検定の結果をまとめた。この場合の尤度
比はファクターを含まない上記（1）式とファクターを含む（2）式の比較であり、尤度比検定の帰無仮説は、モデルの分散共分散が（2）式の $ f_{t} $ であらわされる各国共通のファクターを含むというものである。帰無仮説が棄却された場合、ファクターの有効性は否定される。すなわち、そこでのファクターの設定が不適切である（ファクター無しのモデルによる結果と有意に変わらない）ことを意味する。1％有意水準を前提として、表3－1の結果から本稿では、structural FAVARモデルが受容され、現実の国際景気変動メカニズムを説明するに十分なファクターが設定されているとみなせるのは、すべてのファクターを考慮した「世界、先進諸国、ユーロ圈、NIES、ASEAN、東アジア、日本を除く先進諸国、米国＋東アジア9カ国」の8ファクターモデルであると判断した $ ^{12} $ 。

表 3－1 ファクターの次数を決定する尤度比検定

ファクター数	LR Stat.	p-value	ファクターの内容
(1)	3	147.690	0.000 世界+先進諸国+東アジア
(2)	5	126.641	0.001 (1)+NIES+ASEAN
(3)	6	119.248	0.002 (2)+ユーロ圈
(4)	7	101.315	0.005 (3)+東アジアと米国
(5)	8	89.716	0.020 (4)+日本を除く先進諸国

### 3.2 推計結果

#### 3.2.1 分散分解

表 3−2 には（2）式のλのファクター・ローディングス、すなわち、各ファクターが複数の国に与える影響度合いをあらわすパラメータの推計結果をまとめた。推計結果を見ると、多くの係数について、1％の有意水準のもとで係数=0の棄無仮説が棄却されている $ ^{13} $ 。

図 3−1、3−2 は、抽出した8つのファクターのうち、世界ファクターと主な地域ファクターであるユーロ圏、アジアファクターの時系列の動きを示したものである。それぞれの特徴を確認すると、まず、世界ファクターは1998年と2008年に大きな落ち込みを示している（図3−1）。98年はアジア通貨危機のタイミングであり、震源地であるアジアファクターももちろん大きく落ち込んでいるが（図3−2）、同危機がアジア地域に限定されな
い世界規模のショックだったことをあらわしている。08年は次節で示すように世界規模でのエネルギー価格の急騰の影響を受けている。ユーロ圈ファクターは99年、2006年に上昇傾向を示している。99年は統一通貨ユーロが導入された年であり、06年は過去数年をかけた労働市場の構造改革が実を結び始め、単位労働コストの伸びの鈍化、労働需要の拡大がはっきりしてきた時期と重なる。

表 3－2 ファクター・ローディングスの推計結果

世界	ユーロ圏	NIES	ASEAN	先進諸国	東アジア	東アジア+米国	日本を除く先進諸国
韓国	0.0107 ***	-0.0033 ***	0.0078 ***	0.0025 ***
0.0001	0.0001	0.0001	0.0001
マレーシア	0.0073 ***	0.0011	0.0043 ***	0.0031 ***
0.0011	0.0011	0.0011	0.0012
タイ	0.0031 ***	-0.0090 ***	0.0096 ***	0.0035 ***
0.0004	0.0004	0.0004	0.0004
台湾	0.0071 ***	0.0013 ***	-0.0031 ***	0.0069 ***
0.0001	0.0001	0.0001	0.0001
シンガポール	0.0089 ***	0.0039 ***	0.0016	0.0051 ***
0.0014	0.0014	0.0014	0.0015
フィリピン	0.0000	0.0042 ***	0.0027 ***	0.0026 ***
0.0006	0.0006	0.0006	0.0006
インドネシア	0.0052 ***	0.0024 **	-0.0026 **
0.0013	0.0013	0.0014
香港	0.0078 ***	0.0084 ***	0.0045 ***	0.0033 ***
0.0002	0.0002	0.0002	0.0002
中国	0.0051 ***	0.0016 *
0.0011	0.0011
日本	0.0034 ***	-0.0018 ***
0.0007	0.0007
米国	0.0016 ***	0.0022 ***	0.0012 ***	-0.0011 ***
0.0004	0.0004	0.0004	0.0005
カナダ	0.0009 ***	0.0027 ***	0.0014 ***
0.0001	0.0001	0.0001
フランス	0.0017 ***	0.0014 ***	0.0001	-0.0002
0.0003	0.0004	0.0003	0.0004
ドイツ	0.0010 ***	0.0023 ***	0.0016 ***	-0.0012 ***
0.0005	0.0006	0.0005	0.0005
イタリア	0.0015 ***	0.0012 *	0.0004	0.0027 ***
0.0006	0.0008	0.0006	0.0007
英国	0.0018 ***	0.0018 ***	-0.0005 ***
0.0003	0.0003	0.0003

（注）上段が係数、下段が標準誤差。***1%有意水準、**5%有意水準、*10%有意水準

図3－1 世界ファクター

図3－2 東アジア・ユーロ圏ファクター