Silviase/jgov_v1.4_full_ann huggingface dataset:
このような個人の生涯の有限性の問題に対して、Barro（1974）では全ての消費者が自分の子供の世代に対して世代間移転を行うという仮定を立て反論する。そして、各家計が自分の子供に対して愛他的な遺贈を初めとする所得移転を行うならば、たとえ増税が自分の死後に発生したとしても、リカード等価定理と同じ結論が生ずるということを証明している。

ここでこのBarroにより拡張されたリカード等価定理について誤解しやすい点を2点注意しておきたい。第1に、リカード等価定理が成立するためには世代間移転が十分大きいものである必要は全くない。ただ必要なことは、限界的に愛他主義による遺贈というものが各人についてなされているということである。第2に、移転は必ずしも遺贈の形式を取る必要はなく、子供に対する教育支出のような別な形態をとっても全くかまわないということが言える。

Barroにより拡張されたリカード定理にとって決定的な点というのは、したがって現在の世代のメンバーが将来世代に対して適切に結合されているかどうかということにかかっている。このため例えば、子供を持たない家庭の場合にはこのような結合が存在しなくなり、リカード等価定理は成り立たない。 $ ^{10} $ また、Weil（1987）が指摘するように、経済の途中から新しいエイジェントが加わる、例えば、このエイジェントは移民であったり、愛情をそそがれない子供であってもいいわけであるが、このような新しい個人が入るモデルではリカード等価定理が成り立たない。

他のタイプの批判者は遺贈が必ずしも愛他主義に基づかないとすると、現実に遺贈が行われていてもリカード等価定理が成り立たない可能性があると主張している。例えば、Feldstein（1988）は将来の所得に不確実性が存在するために遺贈もまた不確実に生ずる場合、仮に事後的に遺贈が存在するとしても、リカード等価定理が成立しないということを指摘している。また、Bernheim、Schleifer、Summers（1985）は、遺贈が必ずしも愛他主義に基づかず、親が子供に対して自分に都合良く振る舞って欲しいという期待を込めた戦略的なものであると考えると、政府による若年層から老年層への公債による所得移転の結果として、老年層は必ずしも貯蓄を増やさず消費を増やし標準的なクラウディングアウトの結果が生ずる可能性があると指摘する。

最後に、Bernheim and Bagwell（1988）は愛他主義的な移転によって起こる結合は極端なニュートラリティを意味しかねないという批判をしている。すなわち、親が子に愛他的な遺贈を行うとすれば結婚を通じて非常に広い範囲に愛他主義のネットワークが広がる可能性がある。そのようにして充分にそのネットワークが広がると例えば、所得税のようなものでも中立的な税金になる可能性がある。通常の財政の考え方では課税のコストが生ずるのは、例えば労働所得税の場合、賃金の一部が政府の税収となって自分の手元に残らないことによる。ところが、愛他主義のネットワークが充分に広ければ、税の支払い部分もまた自分の効用として人々は評価するようになる為、可処分所得の一部として考えるようになる。その結果としてこれらの間接税もまた中立的な税金になってしまうことになる。

次に、仮定 B が成立しない場合にどのようなことが起こるかを考えてみよう。民間の貸付資金市場の不完全性がリカード等価定理の不成立にとって決定的であるとする考え方は次のようなものである。例えば、経済は今 2 つのタイプの経済人から成り立つと仮定してみよう。最初のグループの人々は政府と同じ割引率 tilde に直面しており、一方第 2 のグループの人々は tilde よりも高い割引率 r に直面していると考える。このような第 2 のグループの人々は多くの家計と中小企業から成り立っているため、貸付に際しての審査と債務取立の費用が高く、その結果これらの人々にとっては政府よりも高い借り入れ率が要求されることになるのである。すると、中小企業および耐久財を購入しよ
うとする消費者達は投資の限界生産力が $ \tilde{r} $ ではなくrに等しくなるように投資を選択することになる。

最初のグループの人々にとっては標準的なリカード等価定理の結論が成り立っており、減税と公債発行は彼らの選択になんら影響をもたらさない。しかし、第2のタイプの人々にとっては割引率は公債利子率よりも高い為に将来の税負担の割引現在価値は現在の減税分よりも低くなる。したがって、第2のグループの人々はこのような政府の財政赤字政策により富の増加を認識し、消費需要を増加させることになる。現在の消費水準が増加するならば、彼らの割引率rは減少して中小企業と家計の投資需要は増加することになる。

このような第2のグループの人々の行動の変化により財政赤字は総需要を増加させることになる。したがって、公債利子率tildeは上昇し、最初のタイプの人々の投資はクラウドアウトされることになる。このような不完全な貸付市場を導入することによって導かれる重要な認識は政府が公債発行によって有効な金融仲介を行うことができるということである。そしてこのようなプロセスが機能するのは政府が徴税と公債の償還を通じて貸付の回収を暗黙の内に保証しているからである。したがって、この議論はこの前提の下では有効なものではあるが、政府が担保を充分持たない人々からの徴税についての極めて高い技術を持つことを要求していると言いうる。要するに政府が民間の貸付市場で機能する以上に有効な金融仲介の能力があるという仮定の下でのみこの議論は成立するのである。 $ ^{11)} $

次に仮定 C が成立しないときにどのような問題が起こるかを考えてみよう。各人の将来の徴税に関する不確実性が各人の将来の税負担を資本化する際の割引率を高くすることになる、という議論をする論者が多い。 $ ^{12} $ もしも、この議論が正しければ財政赤字は個人の富の増加を認識させ消費需要は増加し、国民貯蓄の水準が低下するというクラウディングアウトの現象が生ずることになる。この議論はChan（1983）によって厳密な理論的モデルとして再検討されており、もしも課税が一括固定額税であれば上に述べた予想は成立せず再びリカード等価定理が成立することになる。これに対してBarsky, Mankiw and Zeldes（1986）によると、所得税の場合にはリカード等価定理は成立しない。この場合財政赤字は各人の将来可処分所得の不確実性を減少させ、財政赤字により消費需要の増加とクラウディングアウトが生ずることが指摘されている。

### A.5 課税平準化の理論

本論の理論的基礎となっている課税平準化の理論はリカード等価定理が成り立たない最も重要なケースである。すなわち、もしも課税が一括固定額税ではなく所得税の形式を取るならば、財政赤字は所得税の税率と反対方向に変化し、個人の異なった時点における労働や生産への誘因を変化させることになる。その結果財政赤字のタイミングを変化させることは資源配分から中立ではなくなりリカード等価定理は成立しなくなるのである。

例えば、簡単のために現在の所得税率が減少しその結果財政赤字が増加し、これに対して次期の税率が上昇してこの財政赤字を完全に埋めるというケースを考えてみよう。もしも、所得税において労働に対するマイナスの誘因効果があるとするとこのような政策の変更によって今期の労働供給
が増加し、来期のそれは減少すると予想される。この結果として、リカード等価定理が成立しなくなるのは明らかであるが、しかし財政赤字がクラウディングアウトを引き起こすという標準的な見解もまた必ずしも支持されないことに注意しなければいけない。

リカード等価定理の成立する世界では最適な公債発行ないし財政赤字の経路を定めることができなかったが、所得税のような資源配分の歪みをもたらす税のある世界では、最適な財政赤字、言い替えれば、最適な課税のパターンを決めてやることができる。この結果として、本論のような公債管理の理論は、財政学の一分野、とりわけ最適課税論の応用分野として扱うことができるようになる。ここで最も重要な見解は財政赤字を異時点間の税率を平準化するのに用いるのが望ましいということである。すなわち例えば、各時点は政府の支出が変化することを除いて全ての点で全く同じであると仮定してみよう。この場合財政支出が労働供給と独立であれば全体としての課税コストを最小にするには労働所得に対する課税は全ての時点で同一額であるのが望ましい。すると、このような税率の一定性を維持する為には財政赤字が政府支出の大きい時期において発生し、逆に政府支出が平均より少ない時期には財政黒字が発生することが望ましいことになる。 $ ^{13)} $

課税平準化のアプローチに関連しては、ここまでは最適課税論の応用として規範的な意味を説明して来たが、代表的個人の仮定の下ではこれを政府がどのように財政運営するかについての実証的なモデルとして用いることもできる。これが本論で利用されたBarro（1979，1986a，b）及び、Mankiw（1987）で用いられたアプローチである。これに対して複数個人間の政治的交互作用が働く経済の代表的な実証モデルとして、Alesina and Tabellini（1990）を挙げることができる。
## 補論 2 計測手法について

B 1 コックラン（Cochrane）の手法について

この補論では、4節において、平均税率がランダム・ウオーク過程に従っているか否かを検定する際に用いたコックラン（Cochrane（1988））の手法について説明する。コックランの手法とは、任意の変数x(t)の変化がどれくらい恒常的なものであるかをテストするために、x(t)-x(t-1)の分散var(x(t)-x(t-1))とx(t)-x(t-k)の分散var(x(t)-x(t-k))を用いて、

$$ VR(\mathbf{k})=(1/\mathbf{k})var(\mathbf{x}(\mathbf{t})-\mathbf{x}(\mathbf{t}-\mathbf{k}))/\operatorname{var}(\mathbf{x}(\mathbf{t})-\mathbf{x}(\mathbf{t}-1)) $$

として定義されるVR(k)の値が1より大きいか否かを検定するものである。

たとえば、 $ x(t) $ が、恒常的ショック $ x^{*}(t) $ と一時的ショック $ u(t) $ の和として表されるとき、

$$ \mathbf{x}(\mathbf{t})=\mathbf{x}^{*}(\mathbf{t})+\mathbf{u}(\mathbf{t}) $$

$$ \mathbf{x}^{*}(\mathbf{t})=\mathbf{x}^{*}(\mathbf{t}\text{·}1)+\mathbf{v}(\mathbf{t}) $$

より、u(t)およびv(t)がそれぞれ独立なホワイト・ノイズであるとすれば、

$$ VR(\mathbf{k})=(\mathrm{V}(\mathrm{v})+(2/\mathrm{k})\mathrm{V}(\mathbf{u}))\big/(\mathrm{V}(\mathrm{v})+2^{*}\mathrm{V}(\mathbf{u})) $$

が成立する。このとき、kの値が2より大きく、 $ V(v) $ がゼロでない限り、 $ VR(k) $ の値は1より小さくなる。したがって、 $ VR(k) $ の値が1より小さいか否かを検定することによって、恒常的ショック $ x^{*}(t) $ と一時的ショック $ u(t) $ の相対的な大きさをはかることができる。

一般に、各課税額が(4)式のようなランダム・ウォーク過程に従っているのであれば、いかなる課税額の変化も一時的なものでなく、恒常的なものでなければならない。したがって、このコックランの手法を用いた検定は、各課税額がランダム・ウォーク過程に従っているための必要条件の1つの検定ということができる。

B 2 コ・インテグレーション・テスト

このコ・インテグレーション（co-integration）の手法は、最近、日本の経済学者の間でも徐々に使われるようになってきているが、ここでは繰り返しを恐れず、簡単にコ・インテグレーションの定義およびその推定方法を説明する。

一般に、任意の２つの変数 $ x(t) $ と $ y(t) $ のコ・インテグレーションの関係は、以下のように定義される。

定義：ある2つの変数 $ x(t) $ および $ y(t) $ がともに、 $ I(1) $ の過程に従っているとしよう。

このとき、 $ z(t)=x(t)-A^{*}y(t) $ を満たす $ z(t) $ が周波数ゼロで正の有限なスペクトル密度を持つ定常過程であるような、定数Aが存在するとき、2つの変数 $ x(t) $ と $ y(t) $ がコ・インテグレーションの関係
にあるという。

ここで、 $ x(t) $ および $ y(t) $ がともに、 $ I(1) $ の過程に従っているとは、各変数の1階の階差 $ x(t)-x(t-1) $ および $ y(t)-y(t-1) $ が、それぞれ弱定常過程に従っていることである。したがって、コ・インテグレーションの関係が成立している場合には、ある2つの非定常な変数を線形結合することによって定常な過程を生み出すことができることになる。

Engle and Granger（1987）は、このコ・インテグレーションの関係が存在しているか否かを検証するために、以下のような2段階の検定方法を提唱した。

第1段階： $ x(t) $ を $ y(t) $ に回帰することによって、係数Aの最小自乗推定値を求める。

第2段階：係数Aの推定値を用いて、変数 $ z(t)=x(t)-A^{*}y(t) $ が定常であるか否かを検定する。

$ x(t) $ と $ y(t) $ との間にコ・インテグレーションの関係が存在している限り、第1段階で係数Aのよい推定値が得られるので、その残差を用いることによって $ z(t) $ のよい推定値が得られると考えられる。したがって、問題となるのは第2段階でいかに $ z(t) $ が定常であるか否かをテストするかということである。これまでに、Engle and Granger（1987）やPhillips and Oulialis（1990）らによって、さまざまな方法とその同値性が示されているが、以下ではそのうちの代表的な3つの方法でテストを行うことにする。

第1の方法は、第1段階において $ x(t) $ を $ y(t) $ に回帰するときに得られるダービン・ワトソン統計量を用いて、検定するものである。この検定方法は、この種のテストではもっとも簡単なものである。Engle and Granger（1987）は、特殊な分布に関してモンテカルロ実験を行い、この統計量の具体的な棄却域を求めている。

第2の方法は、第1段階の回帰によって得られる残差を用いて、それに関するaugmented Dickey-Fullerテスト（Dickey and Fuller(1979)）を行うものである。具体的には、u(t)を第1段階の回帰によって得られる残差として、

$$ \Delta\mathbf{u}(\mathbf{t})=-\mathbf{k}\mathbf{u}(\mathbf{t}-1)+\sum_{\mathrm{j}=1}^{\mathrm{N}}\mathbf{h}_{\mathrm{j}}\Delta\mathbf{u}(\mathbf{t}-\mathbf{j})+\mathbf{e}(\mathbf{t}) $$

（ただし、$\triangle\mathrm{u}(\mathrm{t})=\mathrm{u}(\mathrm{t})-\mathrm{u}(\mathrm{t}-1)$ である）という回帰を行い、kが有意に正か否かを検定するものである。もしコ・インテグレーションの関係が成立しているならば、kの値がゼロであるという仮説は棄却できないはずである。この検定に関しても、Engle and Granger（1987）が、特殊な分布に関してモンテカルロ実験を行い、k=0という帰無仮説に対する具体的な棄却域を求めている。また、Phillips and Oulialis（1990）は、この棄却域がかなり一般的な分布に関して有効であることを示している。

第3の方法は、第1段階の回帰によって得られる残差に関して、以下のようなPhillips（1987）のZα統計量を用いるものである。

$$ \mathrm{Z}\alpha=\mathrm{T}(\alpha-1)-(1/2)(\mathrm{s_{T l}}^{2}-\mathrm{s_{k}}^{2})(\mathrm{T}^{-2}\sum\mathrm{u_{t-1}}^{2})^{-1} $$

ただし、Tはサンプル数、u(t)は第1段階の回帰で得られる残差、またαはu(t)をu(t-1)に回帰させたときのu(t-1)の係数である。（なお、 $ S_{T1} $ および $ S_{k} $ については、Phillipsの論文を直接参照のこと。）
Phillips and Oulialis（1990）は、この統計量が大標本においては他の漸近的には同値の統計量（augmented Dickey-Fullerテストなど）よりも有効であることを示している。

## B 3 Beverige and Nelson（1981）の方法

Beverige and Nelson（1981）は時系列データを恒常的部分と一時的部分に分離する方法を提唱した。以下ではその方法を概観する。

いま $ z_{t} $ がARIMA(p,1,q)に従うとする。 $ w_{t}=Z_{t}-Z_{t-1} $ とすると $ w_{t} $ は、

$$ \phi\left(L\right)\left(w_{t}-\mu\right)=\theta\left(L\right)\varepsilon_{t} $$

と表される過程に従う。ただし、εtは平均0のi.i.d.であるショック、μはw_{t}の平均、φ(L)=1-φ_{1}L-φ_{2}L^{2}-...-φ_{g}L^{g},θ(L)=1-θ_{1}L-θ_{2}L^{2}-...-θ_{p}L^{p}、Lはラグ・オペレーターである。zt+k期のt期における条件付き期待値z_{k}(k)は、w_{t}(j)をt期の情報に基づくw_{t+j}の期待値として、

$$ \mathbf{z}_{\mathrm{t}}(\mathbf{k})=\mathbf{z}\mathbf{t}+\sum_{\mathrm{j}=1}^{\mathrm{k}}\mathbf{w}_{\mathrm{t}}(\mathrm{j}) $$

となる。Beverige and Nelson（1981）は $ z_{t} $ の恒常的部分 $ z_{t}^{*} $ を、kを無限大にした場合の条件付期待値からトレンドによる上昇の影響を除いた部分として、

$$ \mathbf{z}_{\mathbf{t}}^{*}=\mathbf{z}_{\mathbf{t}}+\lim_{\mathbf{k}\rightarrow\infty}(\sum_{\mathbf{j}=1}^{\mathbf{k}}\mathbf{w}_{\mathbf{t}}(\mathbf{j})-\mathbf{k}\boldsymbol{\upmu}) $$

と定義する。すなわち、t期以前のショックε_{t}, ε_{t-1},...が無限期先のzの水準に及ぼす影響が恒常的部分である。一時的な部分c_{t}は、残りの

$$ \mathbf{c}_{\mathbf{t}}=\mathbf{z}_{\mathbf{t}}^{*}-\mathbf{z}_{\mathbf{t}} $$

となり、これは時間の経過とともに消失する部分である。

Newbold（1990）は、このように定義された $ c_{t} $ が

$$ \mathbf{c}_{\mathbf{t}}=\sum_{\mathbf{j}=\mathbf{l}}^{\mathbf{q}}\left(\mathbf{w}_{\mathbf{t}}(\mathbf{j})-\boldsymbol{\mu}\right)+\left(1-\boldsymbol{\phi}_{\mathbf{\Lambda}_{1}}-\cdots-\boldsymbol{\phi}_{\mathbf{p}}\right)^{-1}\sum_{\mathbf{j}=\mathbf{l}}^{\mathbf{p}}\sum_{\mathbf{i}=\mathbf{j}}^{\mathbf{p}}[\boldsymbol{\phi}_{\mathbf{i}}\left(\mathbf{w}_{\mathbf{t}}(\mathbf{q}-\mathbf{j}+1)-\boldsymbol{\mu}\right)] $$

と表すことができることを示した。この式によりパラメータ$\phi_{i},\theta_{i}$ を用いて$z_{t}^{*},c_{t}$ を求めることができる。特に$z_{t}$が$\mathrm{AR}(p)$ 過程に従う場合には、

$$ \mathbf{c}_{\mathrm{t}}=(1-\boldsymbol{\phi}_{1}-\cdots-\boldsymbol{\phi}_{\mathrm{p}})^{-1}\sum_{\mathrm{j}=1}^{\mathrm{p}}\sum_{\mathrm{j}=1}^{\mathrm{p}}[\boldsymbol{\phi}_{\mathrm{i}}(\mathbf{z}_{\mathrm{t}-\mathrm{j}+1}-\mathbf{z}_{\mathrm{t}-\mathrm{j}}-\boldsymbol{\mu})] $$

$$ \begin{aligned}=[\phi(1)]^{-1}[\phi(\mathbf{L})\mathbf{z}_{\mathrm{t}}-\sum_{\mathrm{j}=1}^{\mathrm{p}}\mathrm{j}\phi_{\mathrm{j}}\mu]\end{aligned} $$

となる。本稿ではこの式に基づきp=3とした場合について、
$$ \mathbf{w}_{\mathrm{t}}=\mathfrak{T}+\boldsymbol{\phi}_{\mathrm{~1}}\mathbf{w}_{\mathrm{t}-1}+\boldsymbol{\phi}_{\mathrm{~2}}\mathbf{w}_{\mathrm{t}-2}+\boldsymbol{\phi}_{\mathrm{~3}}\mathbf{w}_{\mathrm{t}-3}+\boldsymbol{\varepsilon}_{\mathrm{t}} $$

を推計し、そのパラメータを用いて $ z_{t}^{*} $ を求めた。

## B 4 Perronの手法について

Perron（1989）は確定的なトレンドの廻りの定常な攪乱項からなる時系列データにおいて、サンプル期間中にトレンドの水準および上昇率に構造変化があった場合に、通常のunit rootテスト（単位根検定）を全サンプル期間に適用すると、そのプロセスがunit root（単位根）を持たないにもかかわらず、unit rootの存在が棄却されにくくなることを示した。したがって、トレンドに構造変化の可能性がある場合には異なった検定方法を用いなければならない。本稿では検定にあたり、Perron（1989）に示されたテストのうち、時系列データに水準の変化と上昇率の変化の双方があった場合のPhillips-Perronタイプの検定方法を用いた。

この方法の帰無仮説はunit rootを持つ時系列データytに構造変化があったとした以下のような式である。

$$ \mathbf{y}_{\mathrm{t}}=\boldsymbol{\upmu}_{\mathrm{t}\mathrm{1}}+\mathbf{y}_{\mathrm{t}\mathrm{-}1}+\mathbf{d}_{*}\mathbf{T}\mathbf{B}_{\mathrm{t}}+(\boldsymbol{\upmu}_{\mathrm{t}\mathrm{2}}-\boldsymbol{\upmu}_{\mathrm{t}\mathrm{1}})\mathbf{D}\mathbf{U}_{\mathrm{t}}+\mathbf{e}_{\mathrm{1}} $$

ただし構造変化があった時点を $ T_{B} $ として

$$ \begin{aligned}&\mathrm{TB}_{\mathrm{t}}=1\quad if\quad\mathbf{t}=\mathrm{T}_{\mathrm{B}}+1,and\quad0\quad otherwise;\\&\mathrm{DU}_{\mathrm{t}}=1\quad if\quad\mathbf{t}>\mathrm{T}_{\mathrm{B}}\quad and\quad0\quad otherwise,\\ \end{aligned} $$

となる変数、また $ e_{t} $ は定常的な攪乱項である。これはunit rootを持つプロセスにおいて、 $ T_{B} $ 時点水準にdだけのジャンプがあり、かつ確定的な上昇率が $ \mu_{1} $ から $ \mu_{2} $ に変化したことを意味する。

一方の対立仮説は、

$$ \mathbf{y}_{\mathbf{t}}=\boldsymbol{\mu}_{1}+\boldsymbol{\beta}_{1}\mathbf{t}+(\boldsymbol{\mu}_{2}-\boldsymbol{\mu}_{1})\mathbf{D}\mathbf{U}_{\mathbf{t}}+(\boldsymbol{\beta}_{2}-\boldsymbol{\beta}_{1})\mathbf{D}\mathbf{U}_{\mathbf{t}}+\mathbf{e}_{\mathbf{t}} $$

ただし、 $ DT_{t}=1 $ if $ t>T_{B} $ , and 0 otherwise。

これは、確定的なトレンドの廻りの定常なプロセスに、 $ T_{B} $ 時点でトレンドの切片の $ \beta_{1} $ から $ \beta_{2} $ への変化（水準のジャンプ）と傾きの $ \mu_{1} $ から $ \mu_{2} $ への変化（上昇率の変化）があったことを示す。

この場合のDickey - Fullerの統計量のバイアスを修正した統計量は、 $ y_{t} $ 定数項、タイムトレンド、 $ DU_{t} $ 、 $ DT_{t} $ に回帰した誤差項を $ U_{t} $ として、さらにこれを1期前の値に回帰した式 $ U_{t}=\alpha\ u_{t-1}+e_{t} $ に対する2つの統計量、

$$ \mathrm{Z}(\hat{\alpha})=\mathrm{T}(\hat{\alpha}-1)-\mathrm{T}^{2}(\hat{\sigma}^{2}-\hat{\sigma}_{\mathrm{e}}^{2})/2\mathrm{S}^{2} $$

$$ \mathrm{Z}(\mathrm{t}\hat{\sigma})=(\hat{\sigma}_{\mathrm{e}}/\hat{\sigma})\mathrm{T}\alpha-\mathrm{T}(\hat{\sigma}-\hat{\sigma}_{\mathrm{e}})-\mathrm{T}(\hat{\sigma}^{2}-\hat{\sigma}_{\mathrm{e}}^{2})/2\hat{\sigma}\mathrm{S} $$
である。ここで $ t\alpha $ は $ \alpha=1 $ のt-検定量、 $ \hat{\sigma}^{2} $ および $ \hat{\sigma}_{e}^{2} $ は $ \sigma $ それぞれ回帰式 $ u_{t}=\alpha u_{t-1}+e_{t} $ の誤差項のもとづく $ \sigma^{2}=\lim_{T\to\infty}\mathrm{E}[(\sum\mathrm{e}_{t})^{2}/T] $ および $ \sigma_{e}^{2}=\lim_{T\to\infty}\mathrm{E}[(\sum\mathrm{e}_{t}^{2}/T) $ の一致推定量、さらに $ S^{2} $ は残差平方和である。本稿の検定では各々の一致推定量としてPerron（1988）に従い、残差平方和およびNewly-Westの一致推定量をもちいた。検定はPerron（1989）がシミュレーションにより求めた分布表に従い行う。
## 補論 3 戦後の日本の国債発行の経緯

戦後日本の財政の大きな特徴の1つは、1947年から1964年にかけて常に均衡予算の原則がとられていたことである。この原則は、戦時中や終戦直後、財政赤字の拡大が結果的にハイパー・インフレを高進させることになってしまった教訓をもとに、昭和22年に制定施行された「財政法」にもとづくものである。もっとも、「財政法第4条」では、「国の歳出は、公債または借入金以外の歳入を以て、その財源としなければならない。但し、公共事業費、出資金および貸付金の財源については、国会の議決を経た範囲内で、公債を発行し又は借入金をなすことができる」と規定しており、したがって赤字国債の発行は原則的に禁止であるが、建設国債の発行を否定するものではなかった。しかし、この「財政法4条」にもとづく原則は、高度成長期の日本では、建設国債の発行にもあてはめられ、終始、「均衡予算主義」が日本の予算運営の基本として堅持され、長期国債の発行は長い間姿を消すこととなった。

しかしながら、1965年に日本経済が不況に落ち込んだのを期に、この均衡予算の原則は変更されることになった。すなわち、1965年度予算は当初均衡予算であったが、不況により税収不足が明らかとなったため、1965年1月には歳入補填のための建設国債の発行を盛り込んだ補正予算が組まれたのである。この原則の変更をきっかけに、戦後日本の財政運営は一つの転機を迎えることになった。すなわち、1966年度予算以降は当初予算から建設国債が発行され、より機動的な財政運営がなされるようになったのである。

もっとも1960年代後半から1970年代はじめにかけては、中央政府部門の資金不足は限界的なものに止まっており、国債発行額の増加もゆるやかなものであった。ところが、1970年代に入って日本経済は、ニクソン・ショック（1971年）や第一次石油ショック（1973年）など度重なる外的ショックによって、景気停滞感が強まることとなった。特に、1973年末から景気は急速に下降し、1974年には戦後初のマイナス成長を記録した。この成長率の鈍化の結果、税収の落ち込みは深刻となり、ついに1975年度にはその補正予算において「特例公債法」による赤字国債が発行されることとなった。さらに、1977年度と1978年度には内需拡大のための財政支出が大幅に拡大したことにより、1970年代後半には財政赤字が拡大、その国債依存度も急速に上昇した。

こうした1970年代後半の一般会計の大幅な赤字の継続と国債発行額の増大は、いわゆる「財政危機」の問題として深刻化し、歳入・歳出の両面からの対策が論議されるようになった。こうしたなかで、1979年9月には赤字国債脱却の目標が明らかにされ、財政再建の第一歩が踏み出された。特に、一般歳出の規模は1983年から1987年まで、マイナスシーリングのもとで、5年連続して対前年度減額となり、一般会計歳出も低い伸びに抑えられた。この結果、1990年度の当初予算では、財政再建の第一段階である赤字国債依存体質からの脱却を達成した。なお、この間の詳しい経緯に付いては、浅子・伊藤・坂本（1991）が詳しい。
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數下史郎・浅子和美編（1987）『日本経済と財政政策』東洋経済新報社
# The Theory of “Tax-Smoothing” and the Behavior of Japan’s Public Debt

## ABSTRACT

This paper investigates the behavior of Japan's public debt both before and after World War II. Based on the theory of "tax-smoothing" developed by Barro (1979), the paper first examines how the theory of "tax-smoothing" can predict the behavior of Japan's public debt. We find that the behavior of Japan's public debt after 1965 was almost consistent with the theory. However, from 1975 to 1979, the issue of Japan's public debt was significantly larger than what the theory predicts. This implies that the excess issue of public debt from 1975 to 1979 was inefficient, causing the current excess accumulation of public debt in Japan.

The paper next explores the sustainability problem of Japan’s public debt before and after World War II. By using the Hamilton-Flavin (1986) test and the cointegration test, we can reject the hypothesis that Japan’s public debt after World War II was not sustainable. However, we cannot reject the hypothesis that Japan’s public debt before World War II was not sustainable, implying the ever-growing issue of public debt during the war time in Japan.

In the last part, the paper compares our basic results in Japan to those of other OECD countries. We find that the behavior of Japan's public debt after World War II was more consistent with the theory of "tax-smoothing" than that of west European countries. The paper also mentions the problem of seigniorage and shows a skeptical view on the optimal collection of seigniorage in Japan.
# 特定個人情報保護委員會（第1回）議事概要

1 日時：平成26年1月7日（火）14：00～14：50

2 場所：特定個人情報保護委員会委員会室（三会堂ビル 8 階）

3 出席者：堀部委員長、阿部委員、手塚委員

其田事務局長、松元総務課長

## 4 議事の概要

冒頭、堀部委員長、阿部委員、手塚委員及び其田事務局長から、挨拶があった。

## （１）議題１：議事運営規程の制定について

事務局から議事運営規程案について説明があった。委員長から、「適用日決定日がいつになるのか」という旨の発言があり、事務局から「委員会の決定により決定されるため、決定されれば、平成26年1月7日付となり、適用については、平成26年1月1日となる」旨の発言があった。原案どおりて承された。

## （２）議題２：訓令の制定について

事務局から各訓令案について説明があった。阿部委員から「内部組織規程に関して、現在の規程では、総務課にかかる規程のみとなっているが、いずれ、他の課ができる予定があるのか」という旨の発言があり、事務局から「現在は、総務課のみのため、総務課にかかる規程しか存在しないが、今後組織、機構の要求を行っていくこととなる」旨の発言があった。

さらに、阿部委員から「働く人が勤務しやすいように細かく規程が定められており感心した。セクハラの規程はあるが、パワハラの規程はないのか」という旨の発言があり、事務局から「人事院からパワハラに関する資料が公表された段階と承知しており、各省庁の状況を踏まえて検討したい」旨の発言があった。原案どおり了承された。

## （３）議題３：委員会決定について

事務局から決定案について説明があった。原案どおりて承された。

## （４）議題４：その他委員会決定を要することについて

事務局から資料について説明があった。原案どおりて承された。

## （５）議題５：今後の会議について

事務局から資料について説明があった。手塚委員から「パブコメを出す際には、どこのウェブサイトに掲載するのか」という旨の発言があり、事務局から「委員会のウェブサイトに掲載するとともに、政府共通ポータルサイトに掲載を行う」旨の発言があった。
## The Number Use Act mandates strong protection measures for the purpose of preventing Specific Personal Information from leakage and misuse

• The Number System contributes to citizens' convenience in society, yet there are also the risks of leakage and misuse of Specific Personal Information. Thus, stringent protection measures are stipulated in the Number Use Act to protect Specific Personal Information.

• The Specific Personal Information Protection Commission monitors and supervises any entity that handles Individual Numbers.

## Citizens at City of A

Applications for benefits

Show Individual Number Cards

Provide benefits

## Compliance matters

You should not provide your Individual Number to others without due cause and valid reasons.

When you use your Individual Number, to prevent fraud, you have to present your personal identification documents such as the Individual Number Card in addition to confirming what your Individual Number is.

## The "My Portal" system service enables you to check the treatment of your Individual Number

• You can confirm when, to whom, and why your Specific Personal Information is provided.

• You can check your own Specific Personal Information.

• You receive announcements about the welfare services you choose.

• You can proceed with multiple administrative procedures as a one-stop service.

* The My Portal service will begin in January 2017. The details of its contents are under development.

## Specific Personal Information Protection Commission

Monitors and supervises any entity to ensure proper handling of Specific Personal Information.

* Please refer to pages 11 - 14 regarding its activities.

Reception desk at City of A

## B prefecture

Use of the Cooperation Network System for Personal Information

Ask with Individual Numbers

Information needed

## Compliance matters

You cannot use Individual Numbers except for affairs stipulated in laws and regulations. The use of Individual Numbers other than these affairs is prohibited.

You can provide Individual Numbers to other institutions only for the affairs stipulated by laws and regulations.

You can request the provision of Individual Numbers only for affairs stipulated by laws and regulations.

Administrative organs shall conduct Specific Personal Information Protection Assessment before keeping Specific Personal Information Files.

When sharing Specific Personal Information among different institutions, administrative organs should use the Cooperation Network System, which ensures its security.

## Penalties

To rigorously address the misuse of Individual Numbers, the Number Use Act has adopted more severe penalties than the Act on the Protection of Personal Information.

For instance, if an administrative employee leaks personal information files, the Act on the Protection of Personal Information Held by Administrative Organs stipulates “work for no longer than two years or a fine of no more than a hundred million yen,” whereas the Number Use Act stipulates “work for no longer than four years or a fine of no more than two million yen, or a cumulative imposition thereof.”
平成 26 年度

水 座 施 策

第186回国会（常会）提出
## 目次

## 平成26年度に講じようとする施策

## I 概説

1 施策の重点 1
2 財政措置 2
3 税制上の措置 2
4 金融上の措置 3
5 政策評価 3

## Ⅱ 東日本大震災からの復興

1 復興の実現に向けた施策とその着実な実施
（1）漁港
（2）漁場・資源
（3）漁船
（4）養殖・栽培漁業
（5）水産加工・水産流通
（6）漁業経営
（7）漁業協同組合
（8）漁村

2 東京電力株式会社福島第一原子力発電所事故の影響の克服
（1）水産物の放射性物質調査の徹底による安全な水産物の供給と風評被害の払拭
（2）操業の再開に向けた支援
（3）東電福島第一原発事故で被害を受けた漁業者への賠償

## Ⅲ 新たな資源管理体制下での水産資源管理の強化

1 我が国の排他的経済水域における資源管理の強化 6
（1）資源管理指針・資源管理計画による資源管理の推進 6
（2）種苗放流による資源造成の推進 6
（3）遊漁者の資源管理に対する取組の促進 7
（4）漁業許可制度等の適切な運用 7
（5）資源管理のルールの遵守を担保する仕組みの推進 7
2 国際的な資源管理の推進 8
（1）我が国周辺国等との連携・協力による資源管理の推進 8
（2）公海域等における資源管理の推進と海外漁場の確保 8
3 資源に関する調査研究の充実 9
4 環境負荷の少ない持続的な養殖業の確立 9
（1）漁場改善計画の着実な実行と人工種苗への転換の推進 9
（2）赤潮対策等の実施 9
（3）疾病対策の実施 9
5 多様な海洋生物の共存下での漁業の発展の確保 10
（1）水産資源を育成する藻場・干潟等の適切な管理 10
（2）漂流・漂着物対策の実施 10
（3）大型クラゲ、トド等による漁業被害防止対策の推進 10
（4）生物多様性に配慮した海洋生物資源の保存・管理の推進 10

IV 意欲ある漁業者の経営安定の実現
1 資源管理・漁業経営安定対策による漁業経営の安定の確保 11
2 漁業保険制度の適切な運営 12

V 多様な経営発展による活力ある生産構造の確立
1 国際競争力のある経営体の育成に向けた漁業経営の体質強化 12
2 漁業の高付加価値化等の推進 13
3 融資・信用保証による経営支援の的確実施 14
4 担い手の確保・人材育成と女性の参画の促進 14
（1）担い手の確保 14
（2）人材の育成 15
（3）女性の参画の促進 15

VI 漁船漁業の安全対策の強化 15

VII 水産物の消費拡大と加工・流通業の持続的発展による安全な水産物の安定供給
1 消費者への情報提供の充実 16
2 魚食普及の推進 17
3 水産物流通の品質・衛生管理対策の推進 17
（1）漁港における品質・衛生管理対策の推進 17
（2）水産加工業等におけるHACCPの導入の促進 17
（3）安全で信頼される養殖生産物の供給 17
4 多様な流通ルートの構築 18
5 水産加工による付加価値の向上と販路拡大 18
6 加工・流通機能の発揮による適切な需給バランスの確保 18
7 水産物の輸出促進 19
（1）海外への正確な情報提供 19
（2）相手国の衛生基準への適合と高付加価値化の推進 19
## 8 水産物の輸入の確保

VIII 安全で活力ある漁村づくり

1 漁港・漁村の防災機能・減災対策の強化 20
2 水産物の安定供給の基盤となる漁港機能の保全・強化 21
（1）漁港機能の保全対策の推進 21
（2）漁港・漁村における再生可能エネルギーの活用に向けた取組 21
3 地域資源の活用と水産業・漁村の多面的機能の発揮 21
（1）都市住民等との交流による漁村の活力の増進 21
（2）漁業と海洋性レクリエーションとの調和がとれた海面利用の促進 22
（3）漁村の活性化・多面的機能の発揮の促進 22

IX 水産業を支える調査・研究、技術開発の充実

1 水産業の未来を切り拓く新技術の開発及び普及 23
2 海洋モニタリング等の基礎的な調査・研究の着実な実施 23

X 水産関係団体の再編整備等

1 漁業協同組合系統組織の再編整備等 23
2 漁業保険団体の事業基盤の確保 23

XI その他重要施策

1 WTO交渉等への取組 24
2 政策ニーズに対応した統計の作成と利用の推進 24

XII 水産に関する施策を総合的かつ計画的に推進するために必要な事項

1 東日本大震災の経験を踏まえた施策の展開 24
2 関係府省庁の連携による施策の効率的な推進 25
3 消費者・国民のニーズを踏まえた公益的な観点からの施策の展開 25
4 事業者や産地の主体性と創意工夫の発揮の促進 25
5 財政措置の効率的かつ重点的な運用 25