Silviase/jgov_v1.4_full_ann huggingface dataset:
れに対し日本年金機構から「受付進捗管理システムで届け書の管理を行いダブルチェックを徹底すること、封筒に担当者の確認印を押印すること、無予告の監査を実施すること等の措置を講じている」という旨の発言があった。

堀部委員長から「「個人番号登録届」（仮称）により入手した個人番号について、電子媒体データを作成する業務の委託について、リスク対策を説明してほしい」という旨の発言があった。これに対し日本年金機構から「委託先選定においては、行政機関等からの個人情報の取扱いを含む業務の受託実績、プライバシーマーク等の認証取得状況、個人情報保護に関する管理体制の整備状況等を確認するとともに、委託契約書等において厚生労働省と同様の安全管理措置を義務付けること等を規定し、日本年金機構の職員が定期的に現地調査で確認することとしている」という旨の発言があった。

（２）議題２：行政手続における特定の個人を識別するための番号の利用等に関する法律第十九条第十四号に基づき同条第七号に準ずるものとして定める特定個人情報の提供に関する規則（案）について事務局から、資料に基づき規則（案）について説明があった。

規則（案）について、原案のとおりて承され、パブリックコメントに付されることとなった。

（3）議題3：番号法第19条第14号に基づく委員会規則に規定する対象手続（第19条第7号に準ずる手続を除く。）について

事務局から、番号法第19条第14号に基づく委員会規則に規定する対象手続（第19条第7号に準ずる手続を除く。）の考え方について説明があった。

事務局において各省庁と調整し、委員会規則に定めることが適当な手続について検討することとなった。

## （４）議題４：その他について

事務局から、第38回委員会において承認した全項目評価書を国税庁が公表したことについて報告があった。

特定個人情報の適正な取扱いに関するガイドライン説明会に係る講師の派遣実績・予定について、事務局から資料に基づき説明があった。

事務局から第34回及び第35回委員会の議事概要案について説明があった。原案のとおりて承され、ホームページに掲載することとなった。

手塚委員の海外渡航について承認された。

以上
### 5. 為替レート説明の VAR モデル

本節では、(12)式について、VAR モデルおよびVECM モデルで推計し、その結果を解釈していく。推計に用いたデータは、為替レート、マネー指標、鉱工業生産指数、利子率、期待インフレ率の（為替レート以外の）日米差に関してである。初めに、5－1節で変数の配列について考察する。次いで5－2節で、上の(12)式をその他の変数を加えず、マネーの指標としてマネーサプライを用いた推計が極めて不満足な結果しかもたらさないことを紹介する。5－3節ではマネー指標としてベースマネーを用いたVAR モデルを推計し、各変数間の影響の大きさを考える。推定に対して構造的な解釈を行うにあたっては、その標準的手法の一つであるインパルス応答関数を用いる。さらに、同時に為替介入の効果についても考察した。この介入の効果について考察したのが5－4節である。5－5節では、ベースマネーを用いたデータで共和分の関係を考慮し、VECM（ベクトル誤差修正モデル）で推計する。最後に5－6節で、ベースマネーを用いたモデルから得られた推計に対して、1単位のショックを加えた際の各変数の反応の大きさを確認する。

### 5.1 変数の配列と Granger の因果性

VAR モデルを用いてインパルス応答関数を導出する際に問題となることとして、変数の配列順が挙げられる。理論的には外生性が高い順序に配列する必要があるが、ここで考察する5変数間の外生性について明確なコンセンサスは特にない。

表5−1. Granger 因果性のテスト

円ドルレート	マネタリーベース	マネーサプライ	鉱工業生産指数	利子率	期待インフレ率
円ドルレート	1.04150.37564	1.19170.31448	0.526470.66467	2.424360.067423*	1.009350.39001
マネタリーベース	2.651910.050318*	0.254550.85801	0.110970.9536	6.242150.0004765***	0.667410.57314
マネーサプライ	1.930030.12651	1.093810.35324	0.937490.42385	2.475730.063121*	0.169370.91695
鉱工業生産指数	0.490750.68915	0.143280.93386	5.807830.00083472***	1.19170.31448	0.636660.59236
利子率	2.164010.094041*	0.397420.75502	0.381560.76642	1.164570.32483	1.011640.38897
期待インフレ率	1.887310.13351	1.257290.2907	1.252920.29223	1.813070.14657	0.377360.76944

significance は、 $ ^{*} $ が10%、 $ ^{**} $ が5%、 $ ^{***} $ が1%有意であることを表す。

そこで、変数間の因果関係を確かめたのが、表 5−1 で示されている Granger の因果性
テストである。検定は Pair-Wise で行った。表は、各セルの上段が検定値、中段が p 值、下段が有意性を示している。この結果が示すように、10% 有意水準において利子率は多くの変数の原因となっていることが分かる。また、鉱工業生産指数の原因として、マネーサプライが挙げられる。このテスト結果を参考にし、暫定的な配列として

(配列A) 利子率 マネー指標 期待インフレ率 鉱工業生産指数 為替レート

を用いた解釈を行う。また、同時に正反対の

(配列B) 為替レート 鉱工業生産指数 期待インフレ率 マネー指標 利子率

についても反応関数を求めることで頑健性の確認を行うことにした。

### 5.2 マネーサプライを用いた VAR

まずは、マネー指標としてマネーサプライを用いた推計の結果を紹介することから始めたい。推計は配列Ａ・Ｂ両方について行ったが、その結果に定性的な差は生じなかった。従って、利子率・マネーサプライ等の配列順序は問題とならない。

これら推計の詳細については寺井・飯田・浜田（2003）の5節で詳述したため、ここではその概要を説明するにとどめたい。ここで為替レートは邦貨立て表示であるから、正の方向への変化が円安、負の方向への変化が円高を表している。ここで得られた結果は、通常のモデルの予想を裏切るものであった。マネーサプライの符号がさまざまなモデルで共通して予想される符号と異なっている。一方、利子率・所得について、有意性は低いもののやはり多くのモデルの予想する符号条件と相反している $ ^{6} $ 。唯一、モデルの予想する関係を満たしているのは期待インフレ率である。日本でのみ期待インフレ率の上昇があるケースでは、為替レートは円安方向へ動かされるといってよい。

このように、マネー指標としてマネーサプライを用いた推計は、現在の為替レート決定、または金融政策を考える上で大きなインプリケーションを与えてくれないように思われる。そこで、以下ではベースマネーを用いた推計を中心に行っていくことにする。

### 5.3 ベースマネーを用いた VAR

ベースマネーを用いた VAR モデルの推計結果は、図 5−1 に示すとおりである。VAR のラグは、Pantula et al. (1996) に従って保守的に AIC+2 基準を用いて決定され、4 である。図は各変数の 1 標準偏差のショックにたいする各変数の反応、点線はモンテカルロ法による 95% 有意区間である。各データは一階の階差データであるので、累積インパルス応答関
図5－1：累積インパルス応答（1987-2001，配列A）

数はレベルデータの水準への反応を示している。変数配列順は結果に定性的な差をもたらさないため、以下では配列 A を中心に説明していく。

さらに今度は、為替レートに影響を与える外生的な要因として介入の影響を考える。しかし、公表される介入に関してはデータを得られる期間が91年4月よりと分析対象期間よりも短く、介入が不胎化・非不胎化いずれにあたるのかに関する情報も得られない。そこで87年からのデータを推計するために、外貨準備高増減とベースマネーの増減から不胎化介入ダミーを作成した。作成の方法は表4－1の通りである。また、米国に関しては公表される円ドル市場への介入は98年6月のみであるため、同月に関するダミーを用いている。

まずは、1987年1月～2001年12月までのデータを用いた推計から見ていこう。ここで、興味の中心は為替レートにあるので、各変数の為替レートに与える影響を中心に整理しよう。まず、利子率格差は、為替レートはもとより他のいずれの変数にも有意な影響を与えていない。一方、ベースマネーから為替レートへの影響は、ソロス・チャートでも示唆さ
図5－2：累積インパルス応答（1993-2001，配列A）

れたとおり、大きく、有意かつ継続的である。また、期待インフレ率に関しては、前節のマネーサプライを用いた検証同様に為替レートに少なからぬ影響を与えることが分かる。所得の代理変数である鉱工業生産指数の格差についても、有意な結論が得られないことに変わりはない。なお、このように為替レート説明のキーとなる期待インフレ率は、有意水準こそ低いものの、自国のベースマネー・鉱工業生産指数の上昇、自国通貨安などにより上昇するとの関係が示されている。

同様の分析を、期間後半であり、バブル後の短期的調整が終わり、第12循環が始まる93年10月以降に関して行ったインパルス応答関数の結果が図5－2である。この期間は公定歩合が0%台に向かう時期でもある。図では、推計期間が短いため、信頼区間は省いた。

各変数が為替レートに与える影響について概観しよう。利子率に関しては利子率裁定関係の想定するとおり、日本の利子率の相対的上昇が為替レートの減価に先行することがわ
かる。ベースマネー格差については、全期間推定同様に1期ラグを置いて為替レートに影響を与えている。期待インフレ率格差も、全期間推計同様の影響を与えている。日本のみで期待インフレ率が上昇した場合、4ヶ月のラグをおいて継続的に為替レートが円安化する。鉱工業生産指数の格差に関しては、全期間推計が非常に小さな影響力しか持っていなかったのに対し、今回は継続的な影響を与えていることが見て取れる。日本の鉱工業生産指数の改善は、為替レートを5ヶ月ほどのラグを持って円安化させることがわかった。なお、同時期の期待インフレ率は、ベースマネー・鉱工業生産指数・為替レートから全期間推計同様の影響を受ける一方で、自国利子率の上昇によっても増大する。利子率よりの影響に関しては、90年代後半に日本の利子率の動きが極めて小さくなっている点からの影響があると考えられるが、ゼロ金利以降の分析はデータ期間の問題もありチェックできなかった。

### 5.4 為替介入政策の効果

次に、前節のモデルでの為替介入の効果についての推計結果を見てみよう。

表 5－2 は、87 年以降モデルにおいて、作成した各種の為替介入に関するダミー変数の係数の推計結果を示したものである。この結果によると、各種のダミー変数の係数は 3 期ラグまでを考慮しても、符号条件を満たして有意なものはない。この結果は、ルーブル合意以降不胎化介入の有効性が低下しているという先行研究とも整合的である(松本(1997))。

表 5－2 には同時に、93 年 10 月以降モデルにおいて、外国為替平衡操作の実施状況により公表された介入額を当期のベースマネーで割って基準化した値を用い、介入の効果を推計した結果も示されている $ ^{7} $ 。ここでも、ダミー変数を用いた場合と同様に3期ラグまで考慮して符号条件を満たして有意なものはない $ ^{8} $ 。これは、先に示した不胎化介入の有効性が低下している結果を補強するものであり、介入自体が為替レートに対して効果的に行われていない可能性を示すものである $ ^{9} $ 。インパルス応答関数を描いてみても、前のモデルとの結果に明示的な差をもたらすものとなっていない $ ^{10} $ 。
表5－2：日米為替介入の係数

セルの上段が係数、下段カッコ内がt値1987:1-2001:12

不胎化介入にダミーを用いた場合
米国の介入	-0.00367
[-0.09491]
ドル買い	-0.00506
[-0.71161]
ドル売り	0.020228
[2.88867]
米国の介入(-1)	0.064086
[1.65273]
ドル買い(-1)	-0.00925
[-1.33272]
ドル売り(-1)	0.000601
[0.08230]
米国の介入(-2)	0.013482
[0.35551]
ドル買い(-2)	0.005419
[0.78219]
ドル売り(-2)	0.003466
[0.46903]
米国の介入(-3)	-0.02581
[-0.68427]
ドル買い(-3)	-0.00658
[-0.96004]
ドル売り(-3)	-0.00782
[-1.04944]

1993:10–2001:12

介入額をマネーサプライで割った値
介入額	0.243992
[ 0.63303]
介入額(-1)	0.455822
[ 1.21140]
介入額(-2)	0.35487
[ 0.96990]
介入額(-3)	-0.01206
[-0.03180]

介入額をマネーサプライで割った値
介入額	0.334088
[1.00210]
介入額(-1)	0.396753
[1.22443]
介入額(-2)	0.344918
[1.06033]
介入額(-3)	-0.009
[-0.02688]

### 5.5 ベースマネーと共和分・VECM モデル

2 節のソロス・チャートで説明されたように、為替レートとベースマネー、マネーサプライには長期的な安定的関係が考えられる。3 節の分析によって各変数が I(1) であることが分かっているので、共和分分析によって長期的関係を確かめることができる。

Johansen テストを行った結果、トレーステストでは5%水準で2つ、1%水準で1つ、固有値テストでは5%水準、1%水準ともに共和分は1つであることが分かる $ ^{11} $ 。この共和分で得られる式は、

$$ \begin{aligned}\ln e=&5.03\cdot0.003TREND\cdot1.95i+0.98\ln BM+1.53E\pi\cdot1.02IIP+\eta\\&(6.87)\quad(2.15)\quad(4.37)\quad(1.20)\quad(5.41)\end{aligned} $$
である。但し、eは為替レート、iは利子率、BMはベースマネー、Eπは期待インフレ率、IIPは鉱工業生産指数のそれぞれ日米差（為替以外）であり、括弧内はt値である。この式は、マネタリー・アプローチで予想されるように、日本においてのみベースマネー、期待インフレ率が上昇したとき為替が減価し、日本においてのみ利子率、IIPが増大したときに為替が増価する関係となっている。長期的な共和分関係として、(13)式は経済学的に意味のある式であることがわかる。

図 5－3 は共和分検定を受けて、全期間のサンプルに対して VECM（ベクトル誤差修正モデル）で推計した結果のインパルス応答関数である。VECM は前述の VAR モデルに誤差修正項を加えて推計したものであり、変数間に共和分関係があるときに用いられる。VECM の利点は、変数が誤差を修正しながら変動しているかという短期的な動きも考慮に入れられることにある。ここでは Johansen の固有値テストの結果に従い、共和分が 1 であるとした。誤差項（ECT）は(13)式にしたがって計算される。従って、推計したのは以下の式である。

$$ \Delta\mathrm{lne}_{t}=C+\sum_{i=1}^{4}\left(\alpha_{i}\Delta i_{t-i}+\beta_{i}\Delta\ln B M_{t-i}+\gamma_{i}\Delta E\pi_{t-i}+\delta_{i}\Delta\mathrm{lni}i p_{t-i}\right)+\rho_{1}E C T_{t-1}+\varepsilon_{i} $$

為替レートに対する誤差修正項の係数は-0.116[-2.891]である（括弧内 t 值）。この値は、誤差が生じた場合、誤差が逆の符号方向に縮小的に調整されることを表し、為替レートが長期的な均衡から外れた場合にも長期的な均衡水準に調整されることを示す。

図 5－3 から、VAR のインパルス応答と同様に、ベースマネー格差が為替レートに継続的な影響を与えていることが分かる。また、期待インフレ率に関しても円安をもたらすものとなっている。

同様の分析を、VAR の際と同様に 93 年 10 月以降に関しても行った。このケースでも確認される共和分は 1 つであり、ベースマネー格差が為替レートに継続的な影響を与えること、期待インフレ率に関しても継続的な影響力を持つことなどの主要な性質に変化はなかった。
図5－3：VECMのインパルス応答（1987-2001）

### 5.6 為替レートの反応の累積値

以上が、ベースマネーを用いた推計の概要である。しかし、図5－1、5－2は、ともに標準偏差で基準化されたショック・反応関係を示すものである。この方法は、ショックと反応に関する定性的な影響を考える場合には妥当だろうが、現実の政策へのインプリケーションを考える場合には、その絶対的な反応の大きさを知るケースが重要である場合も多い。そこで、ここでは各変数に1単位のショックが加わった際の反応を確認しよう。

表 5−3 に示すのは、各変数の 1 単位の外生的ショックに対する 24 期後（2 年後）の為替レートの反応の累積値である。各変数は対数値をとっており、1 階の差分データを用いているため、その値はショックの 24 期後の水準への弾力性を示す $ ^{12} $ 。為替レート自身の自
己相関部分以外について説明を加えよう。VARでの全期間モデル・93年モデルで共通して得られる結論は、ベースマネーと期待インフレ率の為替レートに与える影響についてである。外生的に日米のベースマネー比が1%上昇した場合、2年を経て為替レートは1-2%円安化、日米の期待インフレ率比が1%上昇した場合、2年を経て為替レートは4-7%円安化することがわかる。

表5−3:24期後の為替レートへの各変数の弾力性

利子率 ベースマネー 期待インフレ率 IIP	為替レート
VAR 全期間モデル	-0.36	2.04	3.89	0.02	1.05
VAR93 年以降モデル	15.34	1.00	6.81	2.17	1.50
VECM 全期間モデル	-0.96	1.12	2.90	-0.81	0.36
VECM93 年以降モデル	10.93	0.54	5.58	0.90	0.94

VECM を用いた場合でもベースマネーから為替レートへの影響は確認できる。日本のベースマネーが相対的に 1%増加した場合には 2 年後の為替レートは 0.5-1.1%円安化することがわかる。期待インフレ率の影響に関しては 2.9-5.6%円安化させる効果がある。一方、両国の鉱工業生産指数・名目利子率比に関しては、期間を変えることでその影響力には大きな差が生じる。これも、93 年以降の日本において、名目利子率がその下限制約に極めて近い領域を推移したことなどが影響していることが考えられる。

### 6. ベースマネーとマネーサプライ、ゼロ金利政策

以上のように、単純なマネタリーアプローチのモデルに基づくと、マネーの指標にマネーサプライを用いた分析はベースマネーを用いたものよりも為替レートに対する説明力が低く、推計結果に予想された符号とは違うものが多いという結果が得られた。本来、マネーサプライに当てはまるはずのマネタリーアプローチのこのような特徴は、どこから生じるものであろうか？

第一に、貨幣数量説は各時点のマネーと各時点の物価のリンクではないという点に注意したい。将来のマネーの動向が現時点での物価水準の決定を大きく左右するので、その予想値の代理変数が必要である。浜田（2003）にもあるとおり、ベースマネーの動向は各国の金融政策そのものであるのみならず、その政策態度を表す指標としても重要である。例えば、金融政策当局の為替への不胎化介入が挙げられる。財務省の介入を金融当局が不胎化することによって、ベースマネーの値は変更されず、為替レートの変更は許さないという金融当局の政策態度を見て取ることが可能である。先に紹介したソロス・チャートは、将来のマネーサプライ期待値の代理変数としてベースマネーを用いたマネタリー・アプローチになっていると解釈することもできるであろう。

為替への公表介入額と為替レートの変化・ベースマネー額の変化を確認したのが、図6
図6－1：為替介入額とベースマネーの対前月憎

1991 1991 1992 1992 1993 1993 1993 1994 1994 1995 1995 1995 1996 1996 1997 1997 1998 1998 1998 1999 1999 2000 2000 2001 2001 2002

−1 である。特にベースマネー前月増と介入額を見ると、円売り介入の場合通貨を市場へ売るのだからベースマネーが増えるはずなのにも関わらず、ベースマネー額が介入額ほどには増加していない。また、介入と為替レートの連動を明示的に図示するものとはなっていない。

さらに、日本の公表介入額が不胎化されているかどうかを以下の推計によって確認した。ここでは、介入額に適合的なベースマネーの増減がないケースを「事実上の不胎化」と考えよう。また、少なくとも、他の条件がこの関係を打ち消すように働いていたとしても、両者には正の相関は見て取れるはずである。推計結果は、

ベースマネー対前月増=3158.30+0.138*平衡操作額+εt

(1.98) (0.88)

という関係であり、有意な関係ではない（括弧内 t 值）。決定係数も 0.015 と低く、平衡操作額はベースマネー対前期増を説明する変数として、説明力を有していない。

また、マネーサプライを用いた VAR モデルが整合的ではなく、ベースマネーを用いた VAR のほうが整合的な結果が出ることは、ベースマネーとマネーサプライの間にある信用乗数の関係に変化が現れているという点も考えられるだろう。飯田・原田・浜田（2003）は信用乗数の変化として、家計の現金保有比率が上昇したこと、VAR モデルの分析結果として Bailey-Friedman 仮説（金利の上昇により信用乗数が上昇するという仮説）が当てはまること、さらに期待インフレ率の下落が信用乗数の減少をもたらすことを指摘している。また最近のデータは、公衆の現金選好の高まりが信用乗数を低めていることを示す。これらの指摘は、金利が下限に達した期間において、信用乗数の動きに変化が現れることを意味する。

金融政策と金利の下限について、McCallum(2000b)は、ベースマネーと貨幣の流通速度
から得られる金融政策ルールを提示し、日本の実際のベースマネー成長率は政策ルールから得られるベースマネー成長率よりも低いことを示している。Taylorルールに従った金利はマイナスとなり、非負制約に直面する。しかし、ベースマネーを用いた政策ルールの場合、政策ルールに整合的な金融政策を提供できることを示している。このことを示した上で、日本の金融政策は"excessive tightness for the entire period 1990-1998"であるとしており、さらなる金融緩和政策の必要性を示している。

このように、信用乗数からのアプローチにせよ政策ルールからのアプローチにせよ、ゼロ金利の下ではさらなる金融緩和政策の指標として、ベースマネーに注目した金融政策も重要と考えられる。また、本稿では、期待インフレ率も為替レートに影響を与えることも指摘した。飯田・原田・浜田（2003）でも、期待インフレ率が信用乗数というマネーサプライとベースマネーのリンクに影響を及ぼすことが述べられており、このチャネルを通じた金融政策の有効性が指摘できる。ゼロ金利によりしばしば手詰まりと言われる金融政策であるが、為替レートのチャネルを通じてベースマネーや期待インフレ率を動かす金融政策の有効性は依然として残っている。

### 7. 結論

本稿では、過去に用いられたことのない期待インフレ率のデータを用いて VAR モデルや VECM モデルを推計し、為替レートのマネタリーアプローチについて分析した。得られた結果を要約すれば以下の 3 点である。第 1 に、金融政策の指標としてベースマネーを用いる方が、マネーサプライを用いるより、為替レートに対して大きな説明力を有する。第 2 に、為替レートに対して日米ベースマネー比と期待インフレ率の影響が極めて大きいということも確認された。これは 90 年代以降の日本経済において適切に推計された期待インフレ率の説明力が大きいということであり、本稿の強調する点である。第 3 に、ベースマネー増減を伴わない不胎化された為替介入や、公表介入額に基づいた為替介入の指標はモデルに追加的な説明力を与えない。これらの結果より、金融政策に関わる変数であるベースマネー、期待インフレ率が為替レートに与える影響が大きく、不胎化介入などベースマネーの変更を伴わない金融政策の説明力が弱いことが導かれる。

以上の結論で、今後の金融政策のあり方にどのような示唆が与えられるであろうか。上述の結論の解釈をすると、ベースマネー供給の意図からは長期国債買い切りや為替への非不胎化介入、期待インフレ率への働きかけを通じるインフレーション・ターゲットなどが政策が有効と考えられる $ ^{13} $ 。これらの政策の結果、相応に為替レートが減価することを以上
の分析は示しているからである。為替レート下落後の経済活動への波及の仕方の詳細な分析や、ベースマネー供給・期待インフレ率への働きかけの手段・方法は本稿の範囲外であるが、為替レート変化が有効需要やポートフォリオに働きかけることによって、国内経済活動が刺激されると予想される。しばしば手詰まりと言われる金融政策であるが、為替レートのチャネルを通ずる金融政策の有効性は依然として残っている。ベースマネーの公衆の期待へのチャネルを用い、信用乗数や貨幣の流通速度に対する影響を変化させるインフレーション・ターゲット、物価ターゲットと併用されれば、その効果は相乗的に働くはずである。

インフレーション・ターゲットを設けても物価に働きかける手段がないという論者は、為替レートを動かすことにより介入、そして金融政策は輸入を通じ国内物価に影響を及ぼすことに注目してほしい。また、ベースマネーや介入のシグナルによってデフレ期待が収まれば、それはベースマネーがマネーサプライの拡大、貨幣の流通速度を高めて、ひいては介入や金融緩和の効果を強めるように働くのである。

繰り返すと、インフレーション・ターゲットが信じられるためには、実際にデフレを解消できる手段がなくてはならないが、為替レートの変更はこの手段を担保する。本稿は、現在の為替レート変更のためには、将来の為替政策・貨幣政策の先行指標となりうるベースマネーの役割が重要であることを明らかにした。為替介入はもとより、インフレーション・ターゲット、国債買い上げ、その他の手段によって日本経済がデフレ状態から脱し、ゼロ金利から脱することができるならば、金利機能が復活して為替レート決定もマネタリー・アプローチないしポートフォリオ・アプローチの通常の姿に戻ることも充分に考えられるであろう。

## 参考文献

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1 Reasons for Transition to the Market Economy (1975 - 85)

--- Drastic Changes from the Socialist Revolution to the Market Economy in Laos ---

1-1 The Centrally-Planned Economy : Established?

--- Socialist Revolution, Poor Economic Performance ---

In Laos, in the aftermath of the political changes of Vietnam and Cambodia in April 1975, the monarchic government was abolished. The following December, “Laos” was proclaimed. Laos then moved to a centrally planned economy, and targeted rapid development of the material and technical bases. All industrial and foreign trade sectors were nationalized, and collectivization was introduced in the agricultural sector under consultation with the former Soviet Union and its allies. However it is reported that cooperative farms covered only 40 percent of the total cultivated area. $ ^{1} $

Prices were officially decided, and the exchange rate was determined artificially. Following the birth of the socialist political power, most of the assistance from Western countries was interrupted. The IMF's "Foreign Exchange Operating Fund" that supported the budget deficit and the difficulties of the international balance of payments was also stopped. Therefore, the budget deficit, and the international balance of payments deficit were financed by the assistance of the former Soviet Union. At the end of 1976 a time of almost no development, socialism was introduced rapidly. At the same time, the severing of relations with the Western countries including Thailand brought about the remarkable economic difficulties in the initial several years. $ ^{2} $ The rapid formulation of a socialist economy created hyperinflation (400 percent in 1976) and massive unemployment in urban areas. To make matters worse, a series of natural disasters were followed, such as the heavy drought from 1976 to 1977, and the flood of 1978. $ ^{3} $

In 1979, the Central Committee of the Lao Communist Party announced economic reform as a revision of socialism and permitted commercial activity by individual persons and private enterprises. This economic reform was implemented through 1980s.

The First Five Year Plan starting in 1981 emphasized the following four points as follows:

(1) Self-supply of foods.

(2) Establishment of transportation and telecommunication networks.

(3) Promoting industrialization of sectors whose materials are domestically supplied.

(4) Improvement of public sanitary and human resources development.

Because Laos started from a level of practically no development, the annual average growth rate through the period reached 7.6 percent (Government of Laos “The Third Five Year Plan”). In particular, rice production and the commercial sector achieved big growth. The annual average growth rate of the latter reached 18.4 percent. $ ^{4} $ But in basic problems like the budget deficit (see Appendix 13) and trade deficit (see Appendix 7), there was no progress. Therefore a socialist centrally planned economy emerged from the deadlocks.

The Second Five Year Plan was started in 1986. The main points of this plan were as follows:
(1) Self-supply of foods.

(2) Establishment of transportation and telecommunication networks.

(3) Improvement in the international balance of payments.

(4) Expansion of the agricultural and forestry sectors.

(5) Reducing slash-and-burn agriculture.

(6) Improvement of administrative ability.

The annual average growth rate through this five-year period was only 4.6 percent. One of the major reasons of such a lower growth rate was the drought in 1987-88 which gave a serious blow to the production of the agricultural sector and the electric power sector. The GDP growth rate of the agricultural sector fell by 1.2 percent in 1987, 4.2 percent in 1988. The growth rate of the industrial sector also fell by 1.6 percent in 1987, 2.4 percent in 1988. Also the transition to the market economy created major confusion because the legal and administrative systems had not adjusted to the drastic policy change. The basic problems again were left unsolved in this five-year term.

## 1 -2 Deadlocks in the Centrally Planned Economy (-1985)

After the revolution in 1975, need for economic reform had been argued because of the economic stagnation in Laos. The deadlocks of the Lao economy were caused by two things: the introduction of centrally planned economic management, and geo-economic factors.

The introduction of centrally planned economic management created twin deficits, budget and trade. Which have caused considerable distress for Laos.

## 1 -2-1 Economic Difficulties Caused by Centrally Planned Economic Management

--- The Twin Deficits ---

(1) The Budget Deficit

After the socialist revolution in 1975, Laos has been distressed by the chronic and expanding budget deficit. The budget deficit was 300 thousand kips in 1976, but it rose to 93 billion kips in 1985 (see Chart 2-III-1). Even considering that the jump in consumer prices in this period was about 40 times, this deficit increase was extremely rapid. The main part of the total budget deficit was the deficit in capital spending. This capital spending could not be carried out without assistance from abroad.

The problem of the money-losing state enterprises was also a cause of the increasing financial burden. Because state enterprises decide prices without considering costs, the increase of product just to achieve the norm caused the expansion of deficits. Tax revenue accounted for only 14 percent of the total revenue (see Table 2-III-2), showing the weakness of the financial base. There was hardly any possibility of increase in tax revenue nor transfer from state enterprises, so the necessity of tax reform is becoming urgent.

(2) The Trade Deficit :

The trade deficit also increased (see Chart 2-III-2). In 1985, imports totalled 193 million dollars; exports came to 54 million dollars. Exports accounted for only about 30 percent of imports (see Table 2-III-2). Because Laos had no export goods other than electric power, logs and coffee, and most goods, including fuel, machinery, raw materials, and other goods of daily necessity, were import-dependent, structural deficits occurred. $ ^{5} $
External debt also increased, it climbed from 64 million dollars in 1975 up to 478 million dollars in 1985 (see Table 2-III-2).

The economic development strategy led mainly by state enterprise activity collapsed by the beginning of 1980s. It produced only the expansion of twin deficits (budget and trade), which has become a huge burden on the overall economy. The failure of state enterprise was a mirror of inefficiency of the socialist production system. This inefficiency was a common problem in socialist countries in general. There were no incentives for growth under the socialist ownership and management system which were controlled from above under centrally planned economic management. Under the system of equal income distribution regardless individual performance, economic agents just tried to meet the numerical target quotas. This system deprived any independent initiatives from economic activity for the economic agents. On the other hand there are problems peculiar to Laos, such as the lack of governmental leadership ability.

In January 1986, at the COMECON economic cooperation committee in Vietnam, the Soviet Union and other countries' chairmen of the state planning committees gathered. At that time the chairmen of the Soviet Union, East Germany and Hungary visited Laos, argued about the state of the country through 1986-90 and promised future cooperation. At that time, it was supposed that these countries pointed out the inefficiency of their assistance to Laos, and they consulted on economic reform. $ ^{6} $

## 1 -2-2 Geo-Economic Factors

--- Conditions that Obstruct Development ---

The big factors that obstruct Laos development are, in addition to the economic difficulties caused by the centrally planned economic management, geo-economic in nature. They include:

(1) landlocked conditions: Laos is an entirely landlocked tropical state located at the center of the Indo-China peninsula, bordered by China to the north, Vietnam to the east, Cambodia to the south, and Thailand and Myanmar to the west. Because it has no open sea, it must use Thai or Vietnamese ports.

(2) insufficient infrastructure : infrastructure of Laos, including electricity, water supply, telecommunications, roads and airports are not yet developed, geographical factors also created structural difficulties in Laos.

(3) shortage of human resources and educational base: During the period of social and economic instability caused by the socialist revolution, large numbers of refugees fled into Thailand and other neighboring countries. People of means boarded planes and fled the country. Therefore, Laos is very poor in human resources, such as people with administrative and political skills in both quality and quantity. School attendance and literacy rates remain low. Laos lacked the fundamental conditions for the education needed to develop these skills.

## 2 The New Economic Mechanism Introduced in 1986

--- A Way to The Transition to Market Economy ---

The economic reforms of the Indo-china countries in the 1980s share a common factor: these reforms were from not-fully established central planning, and took place just ten years