この場合、実質生産Yと物価水準Pは、ポートフォリオショックvから独立となるが、マネーサプライはvに対して1対1に反応する。

dが大きいという仮定のもとで、さらに、限界費用曲線が水平であると仮定すると $ (\gamma=\infty) $ 以下のようになる。

$$ \mathbf{Y}_{\mathrm{t}}=\mathbf{a}(\boldsymbol{\phi}^{2}-\mathbf{c})\mathbf{P}_{\mathrm{t}-\mathrm{l}}-\mathbf{a}\boldsymbol{\eta}_{\mathrm{t}}+\mathbf{u}_{\mathrm{t}} $$

$$ \mathbf{P}_{\mathrm{t}}=c\mathbf{P}_{\mathrm{t-1}}+\boldsymbol{\upeta}_{\mathrm{t}} $$

$$ \mathbf{M}_{\mathrm{t}}=[\mathbf{c}+\mathbf{a}(\boldsymbol{\phi}^{2}-\mathbf{c})]\mathbf{P}_{\mathrm{t}-\mathrm{t}}+(1-\mathbf{a})\boldsymbol{\eta}_{\mathrm{t}}+\mathbf{v}_{\mathrm{t}}+\mathbf{u}_{\mathrm{t}} $$

さらに総需要の利子弾力性aが小さい場合、総生産は実質的に実質需要ショックuによって決定される。一方、実質需要ショックは物価には影響を与えない。物価は物価ショックηのみによって影響される。「ケインズ」型とでもいうべきパターンである。

次に、日銀が全く名目利子率を平準化しないという極端なケース(d=0)について調べて見よう。このとき解は以下のように与えられる。

$$ \begin{aligned}\mathrm{Y}_{\mathrm{t}}=&\frac{1}{\mathrm{D}}\Big[\gamma\mathbf{a}(\phi^{2}-\mathbf{b}\mathbf{c})\mathrm{P}_{\mathrm{t}-\mathrm{l}}-\gamma\mathbf{a}\mathbf{b}\boldsymbol{\eta}_{\mathrm{t}}\\&+\gamma\mathbf{a}(\mathbf{b}-1)(\boldsymbol{\varepsilon}_{\mathrm{t}}-\mathbf{v}_{\mathrm{t}})+\gamma\mathbf{u}_{\mathrm{t}}\Big]\\\mathrm{P}_{\mathrm{t}}=&\frac{1}{\mathrm{D}}\Big[[\gamma\mathbf{c}\{(\mathbf{b}-1)\mathbf{a}+1\}\quad\mathbf{a}\phi^{2}]\mathrm{P}_{\mathrm{t}-\mathrm{l}}\\+\gamma[(\mathbf{b}-1)\mathbf{a}+1]\boldsymbol{\eta}_{\mathrm{t}}+(\mathbf{b}-1)\mathbf{a}(\boldsymbol{\varepsilon}_{\mathrm{t}}-\mathbf{v}_{\mathrm{t}})+\mathbf{u}_{\mathrm{t}}\Big]\end{aligned} $$

ただし、

$$ \begin{aligned}&\mathbf{D}=\gamma\left[(\mathbf{b}-1)\mathbf{a}+1\right]+(\mathbf{b}-1)\mathbf{a}+\mathbf{a}\\&\mathbf{M}_{\mathrm{t}}=\boldsymbol{\varepsilon}_{\mathrm{t}}\\ \end{aligned} $$

$$ \begin{aligned}&\mathbf{i}_{\mathrm{t}}=\frac{1}{\beta\mathbf{A}^{\prime}}[\left\{\mathbf{c}\mathbf{A}^{\prime}+(\gamma+1)\mathbf{a}(\boldsymbol{\phi}^{2}-\mathbf{b}^{\prime}\mathbf{c})\right\}\mathbf{P}_{\mathrm{t}-1}\\&+\gamma(1-\mathbf{a})\boldsymbol{\eta}_{\mathrm{t}}+(\gamma+\mathbf{a})\mathbf{v}_{\mathrm{t}}-(\gamma+\mathbf{a})\boldsymbol{\varepsilon}_{\mathrm{t}}+(\gamma\\&+1)\mathbf{u}_{\mathrm{t}}]\\ \end{aligned} $$

ただし、

$$ \mathrm{A}^{\prime}=\gamma(1+\frac{\mathbf{a}}{\beta})+(\frac{\mathbf{a}}{\beta})+\mathbf{a},\mathbf{B}^{\prime}=1+(\frac{1}{\beta}) $$

この場合には当然のことながら、総生産Yはマネーサプライの外生的変化εの影響を受ける。

利子率平準化の程度(dの大きさ)に応じて、実際に観察されるマネーサプライの変化は、経済における様々なショックを受動的に反映するか((Ⅰ．13)式)あるいは外生的な日銀の政策スタンスの変化εを表す((Ⅰ．20)式)ことになる。マネーサプライMの変動における外生成分εの相対的重要性、$\sigma_{\varepsilon}^{2}/\sigma_{m}^{2}$は、一般的に次式で表される。

$$ \begin{aligned}&[(\beta\mathrm{~A}/\mathrm{d})+(\gamma+1)(\mathrm{b}-1)\mathrm{a}]^{2}\sigma_{\varepsilon}^{2}\\&\frac{[\mathrm{A}-(\gamma+1)\mathrm{ab}]^{2}\sigma_{\eta}^{2}+(\gamma+\mathrm{a})^{2}\sigma_{\mathrm{v}}^{2}+[(\beta\mathrm{~A}/\mathrm{d})+(\gamma+1)(\mathrm{b}-1)\mathrm{a}]^{2}\sigma_{\varepsilon}^{2}+}{}\\&(\gamma+1)^{2}\sigma_{\mu}^{2}\\ \end{aligned} $$

既にみたとおり$\sigma_{\varepsilon}^{2}/\sigma_{m}^{2}$ は、dが0に近づけば1に収斂し、dが無限大になれば、0に収斂する。以下では、こうした整理を念頭に置きつつ実証分析を行うことにしよう。

## ２．季節変動における貨幣

季節循環の存在については昔から知られていた。しかしつい最近まで、マクロ経済学の研究上、季節変動は研究に値しないものとされ、実証分析を行う際には季節調整済のデータを使うのが通例であった。しかしこうした季節変動が最近では脚光をあびるようになった。Barsky・Miron [1989]、吉川 [1989] は、それぞれアメリカと日本の季節循環に関する実証研究である。すでに述べたとおりわれわれの主要な関心は景気循環における貨幣の役割にあるのであるが、季節循環の研究から多くの情報を得ることができる。

図Ⅰ－1には、日本における月々の実質生産（通産省の鉱工業生産指数）とマネーサプライ