Silviase/jgov_v1.4_full_ann huggingface dataset:
クーン=タッカーの定理を適用すると、制約式に係るクーン=タッカー乗数をそれぞれ$\varphi^{H}$ 及び$\varphi^{L}$ として、$f(R)=aR-\frac{1}{2}bR^{2}$ に注意すると、次のような最適化のための条件が得られる。

$$ \begin{aligned}&a-bR_{1}-i_{1}=-\boldsymbol{\varphi}^{H}-\boldsymbol{\varphi}^{L}&\quad&\ldots\quad\text{a}\\&p^{H}(a-bR_{2}^{H})-p^{H}i_{2}^{H}=-\boldsymbol{\varphi}^{H}&\quad&\ldots\quad\text{b}\\&p^{L}(a-bR_{2}^{L})-p^{L}i_{2}^{L}=-\boldsymbol{\varphi}^{L}&\quad&\ldots\quad\text{c}\\ \end{aligned} $$

制約条件が有効かどうかは、次のような組み合わせがある。

(i) 第2期のコールレートが高い場合にも低い場合にも有効でない。すなわち、

$$ R_{_{1}}+R_{_{2}}^{^{H}}>\bar{R}\quad かつ \quad R_{_{1}}+R_{_{2}}^{^{L}}>\bar{R} $$

したがって、$\varphi^{H} = \varphi^{L} = 0$

(ii) 第 2 期のコールレートが高い場合には有効であるが、低い場合には有効でない。すなわち、

$$ R_{_{1}}+R_{_{2}}^{^{H}}=\bar{R}\quad かつ \quad R_{_{1}}+R_{_{2}}^{^{L}}>\bar{R} $$

したがって、$\varphi^{H} > 0$ かつ $\varphi^{L} = 0$

(iii) 第2期のコールレートが高い場合にも低い場合にも有効である。すなわち、

$$ R_{_{1}}+R_{_{2}}^{^{H}}=\bar{R}\quad かつ \quad R_{_{1}}+R_{_{2}}^{^{L}}=\bar{R} $$

したがって、$\varphi^{H} > 0$ かつ $\varphi^{L} > 0$

直観的に納得できるように、第2期のコールレート $ i_{2}^{H} $ 、 $ i_{2}^{L} $ が比較的低い場合には、所要準備に係る制約は有効ではない(第26図 Case1 の領域)。確率 $ p^{H} $ で所要準備に係る制約が有効になるケースが存在するのは、 $ i_{2}^{H} $ が比較的高い場合（第26図 Case2 の領域）であり、確率1で所要準備に係る制約が有効になるケースが存在するのは、さらに $ i_{2}^{L} $ も高い場合（第26図 Case3 の領域）である $ ^{20} $ 。

以上の各ケースについて準備預金需要を計算すると以下のとおりである。

(i) $ \varphi^{H} = \varphi^{L} = 0 $

最適化のための条件 a、b、c は次のように簡単な形になる。

$$ \begin{align*}a-bR_{1}-i_{1}&=0&\quad&\ldots\quad a(i)\\p^{H}(a-bR_{2}^{H})-p^{H}i_{2}^{H}&=0&\quad&\ldots\quad b(i)\\p^{L}(a-bR_{2}^{L})-p^{L}i_{2}^{L}&=0&\quad&\ldots\quad c(i)\end{align*} $$

準備預金需要は、直ちに分かる。
$$ R_{1}=\frac{a}{b}-\frac{1}{b}i_{1} $$

$$ R_{^{2}}^{^{H}}=\frac{a}{b}-\frac{1}{b}i_{^{2}}^{^{H}} $$

$$ R_{^{2}}^{^{L}}=\frac{a}{b}-\frac{1}{b}i_{^{2}}^{^{L}} $$

(ii) $ \varphi^{H} > 0 $ かつ $ \varphi^{L} = 0 $

最適化のための条件 a、b、c は次のようになる。

$$ \begin{aligned}&a-bR_{1}-i_{1}=-\boldsymbol{\varphi}^{H}&\quad&\ldots\quad&a(ii)\\&p^{H}(a-bR_{2}^{H})-p^{H}i_{2}^{H}=-\boldsymbol{\varphi}^{H}&\quad&\ldots\quad&b(ii)\\&p^{L}(a-bR_{2}^{L})-p^{L}i_{2}^{L}=0&\quad&\ldots\quad&c(ii)\end{aligned} $$

a(ii)と b(ii)より $ \varphi^{H} $ を消去して、 $ R_{2}^{H}=R-R_{1} $ を代入すると、

$$ R_{_{1}}=\frac{(1-p^{^{H}})a}{(1+p^{^{H}})b}-\frac{1}{(1+p^{^{H}})b}i_{_{1}}+\frac{p^{^{H}}}{(1+p^{^{H}})b}i_{_{2}}^{^{H}}+\frac{p^{^{H}}}{(1+p^{^{H}})}\bar{R}\qquad\ldots\quad g $$

したがって、

$$ R_{_{2}}^{^{H}}=-\frac{(1-p^{^{H}})a}{(1+p^{^{H}})b}+\frac{1}{(1+p^{^{H}})b}i_{_{1}}-\frac{p^{^{H}}}{(1+p^{^{H}})b}i_{_{2}}^{^{H}}+\frac{1}{(1+p^{^{H}})}\bar{R}\qquad\ldots\quad\mathbf{h} $$

$ R_{2}^{L} $ は、c(ii)より直接に、

$$ R_{^{2}}^{^{L}}=\frac{a}{b}-\frac{1}{b}i_{^{2}}^{^{L}} $$

(iii) $ \varphi^{H} > 0 $ かつ $ \varphi^{L} > 0 $

b 及 $ \upvarphi^{H} $ 及 $ \upvarphi^{L} $ を a に代入して、 $ R_{2}^{H} = \bar{R} - R_{1} $ 及 $ \upvarphi^{L} = \bar{R} - R_{1} $ 、 $ p^{H} + p^{L} = 1 $ に注意すると、

$$ a-bR_{1}-\dot{i}_{1}=\bar{a-b(R-R_{1})}-p^{H}\dot{i}_{2}^{H}-p^{L}\dot{i}_{2}^{L} $$

ここで、第2期の期待コールレートを$i_{2}^{e}\equiv p^{H}i_{2}^{H}+p^{L}i_{2}^{L}$ と定義すると、

$$ R_{_{1}}=-\frac{1}{2b}\dot{i}_{_{1}}+\frac{1}{2b}\dot{i}_{_{2}}^{e}+\frac{1}{2}\bar{R} $$

したがって、

$$ R_{^{2}}^{^{H}}=\frac{1}{2b}\dot{i}_{^{1}}-\frac{1}{2b}\dot{i}_{^{2}}^{^{e}}+\frac{1}{2}\bar{R} $$
$$ R_{_{2}}^{^{L}}=\frac{1}{2b}i_{_{1}}-\frac{1}{2b}i_{_{2}}^{^{e}}+\frac{1}{2}\bar{R}\quad\ldots\quad1 $$

d、g、j を積み期間中の金利 $ i_{1} $ について解けば、準備預金に対する逆需要関数を求めることができる。

$$ \begin{aligned}& ケース (i)\quad&i_{1}&=a-bR_{1}\\& ケース (ii)\quad&i_{1}&=(1-P^{H})a-bR_{1}+P^{H}b(\overline{R}-R_{1})+P^{H}i_{2}^{H}\\& ケース (iii)\quad&i_{1}&=-bR_{1}+b(\overline{R}-R_{1})+i_{2}^{e}\end{aligned} $$

以上から、積みの最終日以外の日（以下、積み期間中と呼ぶ）の準備預金に対する逆需要関数について、以下のインプリケーションが得られる。

（１）積み期間中の金利は、準備預金の減少関数である。これは、所要準備制約がbindingになるかどうかに依存しない $ ^{21} $ 。

（２）積み期間中における金利は、所要準備制約がbindingになる可能性がある場合には、残り所要額（ $ \overline{R}-R_{1} $ ）の増加関数である。残り所要額に対する金利の感応度は、所要準備がbindingになる確率（ $ p^{H} $ ）が小さいほど小さくなる。

（３）積み期間中における金利は、所要準備制約がbindingになる可能性がある場合には、積み最終日の期待金利の増加関数となる $ ^{22} $ 。

（４）積み期間中における金利は、所要準備制約が決して binding にならない場合、準備預金のみに依存する。

なお、銀行間市場における流動性コストがきわめて小さく、準備預金のもつ便益もほとんどゼロの場合は、パラメータa,bがともにほぼゼロであるため、積み期間中の準備需要関数は最終日の期待金利の水準でほぼ水平となる（ケース(iii）でbがほぼゼロの場合）。他方、たとえば銀行危機によって、流動性コストが高まり、これに伴って準備預金の便益が増大する場合には、需要関数、すなわち限界収益曲線は上方にシフト(パラメータaの上昇)するとともに、通常、傾きもより急になる（すなわち、金利弾力性が小さくなる、パラメータbの上昇）ものと考えられる。金利弾力性が小さくなるのは、金融危機においては、少しでも準備保有額が必要額に足りないとすぐに銀行が破綻するリスクが大きいので、準備保有額が
僅かに減少した時の限界コストの上昇（すなわち、準備が僅かに増加した場合の限界便益の低下幅）が大きいと考えられることによる。

## 3 ．市場均衡 $ ^{23} $

日銀のdate1における準備供給を $ R_{1}^{S} $ 、state Hにおけるdate2の準備供給を $ R_{2}^{SH} $ 、state Lにおける準備供給を $ R_{2}^{SL} $ とする。前節で、 $ i_{2}^{H} \geq i_{2}^{L} $ を仮定して準備需要を求めたことから、これと整合的になるよう、 $ R_{2}^{SH} \leq R_{2}^{SL} $ を仮定する。また、 $ R_{1}^{S} \leq \frac{a}{b} $ 、 $ R_{2}^{SH} \leq R_{2}^{SL} \leq \frac{a}{b} $ を仮定する。

以下、日銀が、所要準備額またはそれを超える準備供給を行う場合の合理的期待市場均衡を考察する。（所要準備を下回る供給を行った場合には、市場均衡は存在しない。）日銀が所要準備しか供給しない場合、積み最終日の準備需要が金利に非弾力的なため、市場均衡は不決定となる。その結果、現実の金利水準が複数の均衡金利（一定水準以上のすべての金利）のなかからどのように選ばれるのか、あるいは、その期待値がどのようにコーディネートされるのかは、我々のモデルでは答えることができない。現実には、日銀の公表しているコールレートの誘導目標が、事前の期待金利の形成に役立っているものと思われるが、我々の主目的は、準備需要曲線の推計にあるので、この問題には深入りせず、積み最終日の期待金利を所与としたときの、積み期間中の金利水準の決定に焦点をあてて分析する。前節で導出した準備需要関数に、各期、各ステートの市場均衡条件を当てはめれば、以下のとおり整理される。以下、簡単化のために、日銀が所要準備しか供給しない場合の複数均衡のなかから選ばれる金利水準はa以下であることを仮定する $ ^{24} $ 。

$$ Case A:R_{1}^{S}+R_{2}^{SH}>\overline{R} $$

これは、日銀が所要準備を超える準備を供給するケースである。この場合、準備の需給が均衡する金利水準は、d~fより、

$$ \begin{aligned}i_{_{1}}&=a-bR_{_{1}}^{^{S}}\\i_{_{2}}^{^{H}}&=a-bR_{_{2}}^{^{SH}}\\i_{_{2}}^{^{L}}&=a-bR_{_{2}}^{^{SL}}\end{aligned} $$

となる。
Case B: $ R_{1}^{S} + R_{2}^{SH} = \overline{R} < R_{1}^{S} + R_{2}^{SL} $

これは、日銀が、state H では所要準備総額しか供給しないものの、state L では、所要準備を超える準備を供給するケースである。このケースにおける金利は、g~iより、

$$ \begin{aligned}&i_{2}^{L}=a-bR_{2}^{SL}\\&i_{2}^{H}\in[a-bR_{2}^{SH},a]\\&i_{1}^{}=(1-p^{H})a-bR_{1}^{S}+bp^{H}(\overline{R}-R_{1}^{S})+p^{H}i_{2}^{H}=(1-p^{H})(i_{2}^{L}+bR_{2}^{SL})-bR_{1}^{S}+bp^{H}R_{2}^{SH}+p^{H}i_{2}^{H}\\&\quad=i_{2}^{e}-b(R_{1}^{S}-R_{2}^{S^{e}})\\ \end{aligned} $$

となる。ここで、 $ i_{2}^{e} \equiv p^{H}i_{2}^{H} + (1 - p^{H})i_{2}^{L} $ 、 $ R_{2}^{S^{e}} \equiv p^{H}R_{2}^{SH} + (1 - p^{H})R_{2}^{SL} $ である。

Case C: $ R_{1}^{S} + R_{2}^{SH} = R_{1}^{S} + R_{2}^{SL} = \overline{R} $

これは、日銀が、state H でも state L でも、所要準備総額のみ供給するケースである。このケースにおける金利は、j~1より、

$$ i_{2}^{L}\in[a-b R_{2}^{S L},a] $$

$$ i_{2}^{H}\in[i_{2}^{L},a] $$

$$ i_{_{1}}=i_{_{2}}^{e}-bR_{_{1}}^{^{S}}+b(\overline{R}-R_{_{1}}^{^{S}})=i_{_{2}}^{e}-b(R_{_{1}}^{^{S}}-R_{_{2}}^{^{S}})=i_{_{2}}^{e}-2b\Bigg(R_{_{1}}^{^{S}}-\frac{\overline{R}}{2}\Bigg) $$

となる。ここで、 $ R_{2}^{S} \equiv R_{2}^{SH} = R_{2}^{SL} $ である。

前節では、積み期間中の準備需要関数の形が、所要準備制約が binding になる確率によって変わることを示したが、所要準備制約が binding になる確率は、とりもなおさず、日銀が所要準備額のみを供給する確率（＝1－超過準備を供給する確率）である。本節では、合理的期待均衡の下で、コールレートが日銀の準備供給に依存していることが確認された。

## 第3節 準備需要曲線の推計 $ ^{25} $

次に、前節のモデルに沿って、準備預金需要関数を推計し、準備供給の増加がどの程度コールレートを低下させるのかを推計する。

## 1 ．推計のフレームワーク

準備需要関数を推計するためには、準備需要と準備供給を識別し、一致性のある推
計値を求める必要がある。第2節の理論モデルでは、準備供給は金利に非弾力的であると仮定したが、実際には、一日のうちでも、コールレートの水準をみつつオペ額が調節されている。そこで、同時推計バイアスを取り除くには、準備供給のみに影響し、準備需要には影響しない操作変数を用いる必要が生じる。

準備需要関数と準備供給関数の構造方程式は、それぞれ以下のように定式化できるものとする。

$$ \begin{aligned}&i=\alpha R+\beta X+\varepsilon^{i}\\&R=\gamma i+\delta X+\phi Z+\varepsilon^{R}\\ \end{aligned} $$

ここで、iはコールレート（もしくは、その階差）Rは準備預金残高（もしくは、その対数値）Xは先決変数（ここでは、スカラーだとするが、実際の推計では多変数のベクトルとなる。）Zは準備供給には影響するが準備需要には影響しない変数（操作変数）、$\varepsilon^{i},\varepsilon^{R}$ はそれぞれ準備需要ショック、準備供給ショックであり、$E(Z\varepsilon^{i})=0$ である。この誘導形を求めると、

$$ \begin{bmatrix}i\\ R\end{bmatrix}=\frac{1}{1-\alpha\gamma}\begin{bmatrix}\beta+\alpha\delta&\alpha\phi\\ \beta\gamma+\delta&\phi\end{bmatrix}\begin{bmatrix}X\\ Z\end{bmatrix}+\frac{1}{1-\alpha\gamma}\begin{bmatrix}1&\alpha\\ \gamma&1\end{bmatrix}\begin{bmatrix}\varepsilon^{i}\\ \varepsilon^{R}\end{bmatrix} $$

まず、Z が有効な操作変数であるためには、$\phi\neq0$ でなければならないが、これは、R を被説明変数とする誘導形の推計式において、Z の係数が有意にゼロでないかどうかで判断できる。

次に、準備需要関数の推計であるが、これは、i を被説明変数とする構造方程式を、Z を操作変数として、一般化モーメント法（GMM）によって推計できる。

## ２．データ

本節の実証分析に用いるデータは、準備預金残高(RSA)等、日本銀行『資金需給と調節』データおよびコールレート(CALLO)等の金利データである。前者が入手できたのは、1994年8月1日から2000年1月31日までであるが、1999年12月末はコンピューターの2000年問題で準備預金需要が大幅に増加した時期であるので、実証分析では、1999年12月15日までのデータを用いることとする。ただし、残り所要準備額（1日あたり）が公表されたのは98年10月28日以降であるため、それ以前については、準備預金残高(RSA)から「残り要積み立て額対比」(ERSA)を控除したものを、残り所要準備額(1日当たり)の近似値とした $ ^{26} $ 。

コールレートと準備預金残高(対数値)の時系列特性をみるために、単位根検定（ADF
テスト）を行ったところ $ ^{27} $ 、コールレートについては、単位根をもつとの帰無仮説が棄却できず、準備預金残高（対数値）については、単位根をもつとの帰無仮説が棄却された。したがって、以下、主な推計にあたっては、コールレートは階差をとり、準備預金残高（対数値）については、水準を用いることとするが、頑健性チェックのために、コールレートの水準値を用いた推計も行うこととする。

## 3 ．操作変数の選定

準備供給のみに影響し、準備需要には影響しない操作変数として、本論文では、Hamilton(1997)のアイディアに沿って $ ^{28} $ 、日銀が公表している財政等要因による資金過不足の実績値から予測値を控除した予測誤差を用いることとする。既に説明したように、日銀は、債券等オペによって金融調節を行っているが、これがそのまま準備預金の増減となるわけではない。準備預金の増減は、金融調節額に資金過不足額（これは、財政等要因と銀行券要因に分かれる。）を加えたものとなる。日銀は、日々、資金過不足額を予測して、金融調節を行っているが、資金過不足額は、完全には予測できないので、予測誤差が生じた場合には、準備預金残高の（意図せざる）増減が生じる。したがって、資金過不足額は日々の準備供給に影響を及ぼすと考えられるが、このうち特に財政等要因については、税収や財政支出によって変動するものであり、準備需要に影響を与えるものではない。したがって、財政等要因による資金過不足の予測誤差は、準備需要の推計には適切な操作変数と考えられる $ ^{29} $ 。

## 4 ．準備需要関数の推計

次に、財政資金等についての予測誤差（DFIS）およびその他の先決変数を操作変数に用いて、準備需要関数の推計を行う。理論モデルによれば、積み期間中のコールレートは準備残高（RSA）の減少関数であり、また、必ず超過準備が供給される場合を除いて、残り所要準備額（RRSA）の増加関数である。特に所要準備ちょうどが供給される場合には、RSAとRRSAの係数の絶対値は一致する。さらに、積み最終日のコールレ
ートに関する事前の期待金利の増加関数となる。ただし、これを直接観測することは困難であるので、ここでは、公定歩合の変更、明示的な誘導レートの変更等、金融政策の変更があるごとに時期を区分し、それぞれの期間における事後的な平均コールレートとほぼ等しい金利を「誘導レート」(TARGET)として用いることとした。具体的には、第4表のとおり、7期間にわけて誘導レート（TARGET）を設定した。また、積み最終日のコールレートは、超過準備が供給される場合、当日の準備供給の減少関数となるが、その弾力性は、積み期間中と異なっている可能性がある。これらの点を考慮して、以下の定式化を推計する。

$$ \begin{aligned}DCALLO_{_{t}}=&\boldsymbol{\alpha}+\boldsymbol{\beta}_{1}\cdot LRSA_{_{t}}+\boldsymbol{\beta}_{2}(DUML)LRSA_{_{t}}\\&+\gamma(1-DUML)LRRSA_{_{t}}+\sum_{i=1}^{4}\boldsymbol{\delta}_{_{i}}\cdot DCALLO_{_{t-i}}+\boldsymbol{\mu}\cdot DTARGET_{_{t}}+\boldsymbol{\eta}\cdot DUML+\boldsymbol{\varepsilon}_{_{t}}\end{aligned} $$

ここで、LRSA は準備預金残高(RSA)の対数値、DCALLO は無担保翌日物コールレート（CALLO）の一階の階差（DCALLO ≡ RCALLO − RCALLO(−1)）LRRSA は残り所要準備額（1 日あたり：RRSA）の対数値、DTARGET は誘導レート(TARGET)の階差である。なお、 $ n_{t} $ を、当該積み期間における残り日数とすると、

$$ n_{_{t}}RRSA_{_{t}}=n_{_{t-1}}RRSA_{_{t-1}}-RSA_{_{t-1}} $$

であり、RRSA は先決変数である。DUML は、積み最終日ダミーである。

上記の定式化は、被説明変数をコールレートの階差、説明変数を準備預金残高の対数としたものであるので、準備預金残高が大きくなるに従ってコールレートへの影響が小さくなるという非線形性を表している（第27図）。

以下、推計に当たっては、推計値の分散共分散行列が不均一分散と一階の自己相関に関して一致性をもつよう、GMMを用いる $ ^{30} $ 。説明変数のDCALLOのラグ次数は、有意性を検定して4次とした。また、LRSAのラグは有意ではないため、説明変数から落とした。操作変数は、当期の財政資金等予測誤差、翌日物コールレートの階差（1期から4期ラグ）、準備預金残高（対数値）の1期ラグ、当期の残り所要準備額（対数値）、誘導レートの階差の1期ラグ、積み最終日ダミーの1期ラグに準備預金残高（対数値）の1期ラグを乗じたもの、及び積み最終日ダミーである。残り所要準備額（対数値）の当期の値を操作変数としたのは、先に説明したように、残り所要額は先決変数と考えられるためである。推計期間は、94年8月5日から99年12月15日である。
推計結果をみると（第6表）準備預金残高の係数はマイナスで有意である。ただし、係数はかなり小さく、準備預金残高が1％増加するとコールレートは約0.09ベーシスポイント低下する（ちなみに、推計期間中の準備預金の平均残高は3兆4681億円である）。このように、準備需要関数はコールレートの減少関数であり、日銀が準備預金供給をコントロールすることによりある程度の影響を与えることができることになる（前掲第2図）。なお、積み最終日の準備預金需要のコールレートに関する弾力性は、積み期間中と有意に異ならない。

残り所要額は、プラスで有意である。日銀が積み最終日に必ず超過準備を供給する場合にはこの残り所要額はコールレートに影響を及ぼさないと考えられるので、残り所要額がプラスで有意となったのは、銀行が日銀が必ずしも超過準備を供給しない可能性があるということを想定していることとなる。

誘導レートの係数はプラスで有意である。誘導レートを1％ポイント引下げると、コールレートは0.5％ポイント低下する $ ^{31} $ 。量的な準備預金供給とは独立に、日銀の誘導ターゲットはコールレートに対してかなり重要な影響を与えることになる。すなわち、金融政策の変更を表す誘導レートの変化が、積み最終日の期待金利を変化させることによって、準備預金の増加を伴わなくても、コールレートを変化させることを示唆している $ ^{32} $ 。

## 5 ．構造変化と推計期間の分割

第 4 節の理論モデルは、準備需要関数は、需要側の変化はもちろん、日銀の金融調節の変化、すなわち、超過準備を供給する確率によっても、変化することを示している。推計期間中において準備預金に対する需要および供給に大きな変化があったと考えられる時期は、ひとつは、97 年 11 月の大型金融機関の破綻に始まる金融危機であり、もうひとつは、99 年 2 月以降のゼロ金利政策である。このうち、前者については、需要、供給両面で変化があったと考えられる時期であり、後者については、特に供給面で変化があった時期であると考えられる。

そこで、まず、サンプル期間を金融危機以前（99年11月15日以前と設定）と以降と分けて推計した（第7表（1））。これによると、金融危機以前は、準備預金残高の係数は、マイナスであるが有意ではない。他方、金融危機以降は、マイナスで有意であり、係数の値も大きくなっている。すなわち、準備需要残高のコールレートに対する影響が顕著にみられるのは、後半期である。さらに、後半期をゼロ金利政策採用を境に後半I
（97年11月17日から99年2月12日まで）と後半II（99年2月15日から99年12月15日まで）に分割した（第7表（2））。すると、準備預金残高は、後半Iでは大きなマイナスで強く有意であり、後半IIでは有意でない。

すなわち、金融危機の時期においては、コール市場で信用リスクに敏感となったため、必要な資金を即座にコール市場で取り入れることが困難になるなど、準備預金の持つ流動性の価値が高まったことから、準備預金需要が高まる（準備預金の限界便益曲線の上方シフトが生じる）とともに、金利弾力性が低下した（限界便益曲線の傾きが急になった）ものと思われる。Holmstrom and Tirole (1998)は、マクロ的な流動性ショックが高まると政府が供給する流動性資産の価値が大きくなることを示したが、上記の実証結果は、このモデルで予想された事態がまさに日本で生じたことを示している。すなわち、金融危機によってコール市場や債券市場における流動性コストが高まったことを反映して、準備預金の持つ流動性の価値が高まったのである。他方、金融危機以前及びゼロ金利政策期においては、流動性効果は認められなかった。金融危機以前は、コール市場や債券市場における流動性コストが極めて低かったことを示唆している。ゼロ金利政策期においては、そもそもコールレートが下限に貼り付いているため準備預金残高と有意な関係が観察されないということはあるが、日銀が潤沢な資金供給を行った結果、流動性コストが再びゼロ近くなったと解釈することもできる。

残り所要額も、前半期には有意でないが、後半期についてプラスで有意である。後半期をさらに2つに分割したものでは、後半Ⅰにおいて大きな係数で強く有意であるのに対して、後半Ⅱでは再び有意でなくなっている。

金融危機時には、少なくとも事後的に見て、超過準備が供給されていた。このように超過準備が供給されている時期においても、準備預金の残り所要額がコールレートに影響を及ぼしている点については、いくつかの解釈が可能であろう。ひとつの可能性は、事前的には、金融機関が依然超過準備が供給されない可能性があると予想していたことである。もうひとつは、金融機関には異質性があり、例えば所要準備額やインターバンク市場での取引コストが異なるために、一部金融機関にとっては、所要準備制約が依然有効である（あるいはそう予想している）可能性がある。実際、日中の最高と最低のコールレートの動きをみると（第28図）97年末当たりから最高と最低のかい離が非常に大きくなっている。日銀による潤沢な資金供給によってほとんど金利ゼロで借り入れることのできる銀行が現れた一方で、平均よりもはるかに高い金利を支払わなければ借り入れることのできない銀行も存在したことを示唆している。

誘導レートは前半期も後半期も有意にプラスであり、しかも、後半期の係数は0.899
と非常に大きい $ ^{33} $ 。必ずしも日銀の誘導目標を離れて準備預金の量的側面だけでコールレートが決まっているともいえない。これは、日銀が、将来金利の期待を通じて準備預金需要ひいてはコールレートに影響を与えることができることを示している。なお、後半を2つに分けた推計においては、誘導レート階差を入れると推計が不可能となったので、誘導レートは説明変数から除外した。

なお、林（2000）は、日中複数の時点で観測されるコールレートのデータ（サンプル期間は1996年1月4日から1999年2月12日）を利用して、流動性効果の有無を検証し、交換時点（午後1時）のコールレート（翌日の午後1時までの借入金利）については、金融危機以降（97年11月25日以降）のみ流動性効果が認められるものの、それ以前には流動性効果が認められず、また、為決時点（午後5時）のコールレート（翌日の午後1時までの借入金利）については、金融危機以前にのみ流動性効果が認められると結論している。本論文の推計では、日中加重平均のコールレートを用いているため、両者の直接の比較は困難であるが、交換時点の取引量が比較的多いとされていることから、本論文の結果は林（2000）の交換時点に関する結論と整合的であると言えよう。ただし、林（2000）は、主に、交換時点のコールレートと為決時点のコールレートの差（法定準備金の積数にカウントされない交換時点で準備預金をもつことの機会費用）の期待値がプラスかどうかで、交換時点の流動性効果の有無を判断しているのに対し、我々は、準備預金残高とコールレートとの相関を推計している $ ^{34} $ 。

なお、我々の推計結果の頑健性をチェックするために、コールレートの水準を被説明変数として準備預金需要関数の推計を行ってみた（第8表）。準備預金残高に係る係数は、全期間ではマイナスで有意であるが、金融危機を境に前半と後半に分割すると、ともに有意でなくなってしまった。さらにゼロ金利政策採用時を境に後半Ⅰと後半Ⅱに分割すると、後半Ⅰではマイナスで有意となった（ただし、後半Ⅱでは有意性は低いもののプラスとなってしまった）。すなわち、コールレートの階差を使った推計と概ね同じ結果であった。残り所要準備額についても同様な傾向がみられた。なお、誘導レートは、全期間、前半、後半、後半Ⅰ、後半Ⅱともに有意であり、日銀の誘導がコールレートに強い影響を与えていることが確認された。このように、被説明変数をコールレートの階差から水準に変更しても、結論は概ね変わらなかった。

なお、頑健性のチェックとして、もう一つ、積み期間の中でコールレートや準備預金需要の動向が異なる可能性を検討してみた。すなわち、日本における法定準備預金制度
は同時・後積み方式といって、当該月の16日から準備預金を積み始めて、翌月の15日までの平均残高で積むことになっており、所要準備額の算出対象期間と実際の積み期間が半月ずれている。このため、積み期間の前半では所要準備額は確定していないが、後半は確定しているという違いがあることから、準備預金供給がコールレートに与える影響が、積み期間の前半と後半とで異なるという可能性もある。すなわち、積み期間の前半では、貸出・預金額の調整を通じて所要準備額自体を調整する余地があるので、準備預金需要はより金利弾力的になる可能性がある。

そこで、積み期間の前半はゼロで後半で1をとるダミーを作成し、積み期間の後半に準備預金残高とコールレートの関係が積み期間の前半と異なるかどうかを準備需要関数を推計して調べてみた（第9表）。94年8月から99年12月までの全期間を対象とした推計では、積み期間後半ダミーに準備預金残高を掛けたものはマイナスで有意に効いており、積み期間の後半では前半に比べて準備預金残高がコールレートに与える影響が相対的に大きいことを示している。つまり、積み期間の後半のほうが、準備預金需要はより金利に非弾力的である。ただし、その係数は-0.687とかなり小さく、実際上は積み期間後半という特別の要因はあまり重要でない。積み期間後半ダミーに準備預金残高を掛けたものは、推計期間を分割してもほとんどのケースで有意に効くが、最も係数が大きく出た後半Ⅱにおける推計においても、-2.741とそれほど大きなものではない $ ^{35} $ 。

## 第4節 ゼロ金利と準備預金需要の飽和

直近ではコールレートはほぼゼロとなっているが、これは準備預金保有の機会費用がゼロということである。この場合、準備預金保有の便益がマイナスとならない限り準備預金需要は無限大となる可能性がある。実際、超過準備率の動向をみると（前掲第24図）従来はほとんど超過準備がなかったのに対して、最近になって大幅な超過準備が生じている。しかし、コールレートがほとんどゼロであるのかかわらず、超過準備は有限の値にとどまっている。直近では、日銀がオペをオファーしても応札額がオファー額に満たないいわゆる「札割れ」が生じている。
第 29 図は、準備預金残高とコールレートをプロットしたものである。2000 年 1 月 31 日までのデータを使ったグラフをみると（第 29 図 a）99 年 12 月半ば以降は 2000 年問題による流動性の積み増し需要から準備預金残高が異常に拡大しているが、99 年 12 月 15 日以前に限定すると（第 29 図 b）コールレートが相当低い水準となっても、準備預金残高の増加はそれほど極端なものとはなっていない。これをみると、コールレートが低下すると準備預金需要が拡大する傾向があるが、ゼロ金利だからといって無限に拡大しているともいえないように見える。

ただし、実際の「札割れ」の事例をみると（第10表）札割れが生じているのは手形買入とCPオペのみであり、札割れのあったのと同日に行われた短国買現先等は札割れとなっていない。一方、手形売出は多額の入札がみられ、資金余剰を窺わせる。

準備預金需要が飽和しているかどうかは、政策的に重要である。もし、低金利の下で準備預金需要が飽和していれば、それ以上日銀が準備預金供給を行う余地はなくなる。一方、もし準備預金需要が飽和せずにゼロ金利下で無限大になるとすれば、日銀は準備預金を積極的に増加させることができる。金利がゼロになるまでは、追加的な準備預金の限界便益もゼロでないので、こうした追加供給は銀行の流動性便益をネットで増加させることができる。ただし、金利がゼロに近づくにつれて、追加的な準備の限界便益もゼロに近づくので、実体経済への影響も小さくなるもの考えられる（金利が文字通りゼロの時には準備預金の限界便益もゼロとなっているので、銀行にとっては何のメリットもなく、実体経済に何ら影響を及ぼすことはできない）。次に、こうした可能性について検討しよう。

前節のモデルでは、コールレートがゼロとなると準備預金需要は無限大になる。簡単のために不確実性のない場合で、準備預金需要が十分大きく法定準備の制約が有効でない場合を考える（すなわち、 $ R_{1}+R_{2}>\bar{R} $ で $ \varphi=0 $ ）。最適のための条件は、 $ \frac{\partial f(R_{t})}{\partial R_{t}}-i_{t}=0 $ となる。これは、準備預金保有の限界収益が限界費用に等しくなるということを示すが、決済業務の生産関数 $ f(R) $ に標準的な「稲田条件」を課すると、コールレートがゼロとなると準備預金需要は無限大にならなければならない。稲田条件とは最適化問題の解の存在を保証するために課される条件で、 $ \lim_{R_{t}\to0}\frac{\partial f(R_{t})}{\partial R_{t}}=\infty $ 及び $ \lim_{R_{t}\to\infty}\frac{\partial f(R_{t})}{\partial R_{t}}=0 $ というものである。後者の条件から、コールレートがゼロの場合に最適化の条件を成立させるためには、準備預金が無限大となる必要があることがわかる（前掲第23図参照）。

一方、準備預金需要に飽和点が存在するということは、準備預金残高の限界収益がマイナスとなることを必要とする。こうしたことが生じるのは、例えば次のような場合が
考えられよう。準備預金を大量に保有することは、流動性コストを節約するというメリットを持つが、銀行の規律付けという面からは、モラル・ハザードの危険を増大させる。すなわち、銀行は資金調達源として、預金やコールマネーの他に、自己資本を使っている。自己資本は株主による規律付けを体現するものであるが、過剰な準備預金は銀行経営者にとっては「フリーキャッシュフロー」となり、準備預金が自己資本に対して大きくなり過ぎることは、銀行経営の規律を弱めることになろう。もし、コール市場の規律付けが機能すれば、このようなモラル・ハザードを見越してコールレートは上昇するであろう。また、一定額以上の準備預金を保有しようとすると、他の金融機関からの資金調達が困難になるかもしれない。こうした場合には、準備預金の過大な保有はむしろ流動性コストを増大させることになる。他方、こうした金融機関同士のピア・モニタリングが機能しない場合、代わって日銀が監視を強めることも考えられる。こうした金融機関相互の、あるいは、日銀のモニタリングの強化が、銀行の行動に対するインプリシットな制約になることは、考え得ることである。

以上のように、準備預金残高の増加とともにコールレート以外のコストが上昇する効果を、準備預金残高の増加関数として表現する。すなわち、 $ g_{t}=g(R_{t}) $ 、 $ \frac{\partial g(R_{t})}{\partial R_{t}}>0 $ とする。さらに、最適化のための2階の条件が充たされるように、 $ f''(R_{t})-g''(R_{t})\leq0 $ と仮定する。コール市場の規律が働かずにモラル・ハザードが起こる場合には、 $ f(R_{t})-g(R_{t}) $ が銀行のネットの収益を表すことになる（銀行は非効率になる）。

簡単のために不確実性を考慮しないとすると、銀行の最適化問題は次のようになる。

$$ \begin{aligned}&\max\quad f(R_{1})+f(R_{2})-g(R_{1})-g(R_{2})-i_{1}R_{1}-i_{2}R_{2}\\ &\\&s.t.\quad R_{1}+R_{2}\geq\bar{R}\\ \end{aligned} $$

φを制約条件に係るクーン=タッカー乗数とすると、

$$ \begin{aligned}&\frac{\partial f(R_{1})}{\partial R_{1}}-\frac{\partial g(R_{1})}{\partial R_{1}}-i_{1}=-\boldsymbol{\varphi}\\&\frac{\partial f(R_{2})}{\partial R_{2}}-\frac{\partial g(R_{2})}{\partial R_{2}}-i_{2}=-\boldsymbol{\varphi}\end{aligned} $$

いま、コールレートがゼロ近傍に低下し、準備預金需要が大きくなった状況を考える。
すなわち、 $ R_{1} + R_{2} > R $ で $ \varphi = 0 $ とする。最適条件は、次のようになる。

$$ \frac{\partial f(R_{1})}{\partial R_{1}}=\frac{\partial g(R_{1})}{\partial R_{1}} $$

右辺は、コールレートがゼロとなってもゼロとならず、第30図において、限界収益曲線$\frac{\partial f(R_{1})}{\partial R_{1}}$ と限界コスト曲線$\frac{\partial g(R_{1})}{\partial R_{1}}$ の交点で飽和点が生じる。

準備預金需要関数推計の際の定式化としては、被説明変数の準備預金残高のみに対数をとり、説明変数のコールレートは水準のままとする片対数型の定式化であれば、準備預金残高が無限大となるとコールレートが無限にマイナスになる。

$$ \log(RSA)=\alpha+\beta\cdot CALLO $$

この場合、コールレートがゼロになった場合でも準備需要は有限であり、これは、準備預金需要に飽和点があると解釈できよう（第31図（a）のケース）。

しかし、コールレートにも対数をとった両対数形の定式化を採れば、コールレートの水準がゼロとなった時に準備預金需要が無限大となる。

$$ \log(RSA)=\alpha+\beta\cdot\log(CALLO) $$

この定式化では、コールレートの水準がゼロに近づくと $ \log(CALLO) $ はマイナス無限大となり、βがマイナスの係数であれば、 $ \log(RSA) $ したがって準備預金需要（RSA）は無限大となる（第31図(b)のケース）。

そこで、準備預金残高の対数値を被説明変数とする準備需要関数について、まず、コールレートの対数をとった場合ととらない場合について、推計を行った。推計期間は1994年8月2日から99年12月15日までである。推計方法は最小2乗法で $ ^{36} $ 、予備的に推計した際にダービン＝ワトソン統計量が1前後と低かったので、被説明変数のラグを説明変数に加えた。また、分散・共分散行列は、不均一分散と系列相関に対して一致性を持つ方法で計算している。

さらに、飽和点が存在するかどうかを明示的に検定する定式化も試みてみた。すなわち、上記両対数型ではコールレートの水準がゼロに近づいた時に準備預金需要が近づく漸近線はゼロであるが、準備預金の漸近線がゼロでない定数φである場合も推計してみ
た $ ^{37} $ 。推計式は次のようになる。

$$ \log(RSA)=\alpha+\beta\cdot\log(CALLO+\phi) $$

準備預金需要の漸近線は$\mathsf{CALLO}=-\phi$であり、$\varphi<0$であれば、コールレートが正の水準で準備預金が無限大となる。しかし、$\varphi>0$であれば、コールレートがゼロであっても準備預金需要は無限大とならない（前揭第31図(a)では$\varphi>0$の場合を図示してある）。これは、準備預金需要が飽和している状況と解釈できる。推計期間は上記の片対数型・両対数型の場合と同じで、準備預金残高の1期ラグを説明変数に加えているのも同じである。

推計結果をみると（第11表）、片対数型の推計式（a）と両対数型のもの（b）では各変数の有意性、決定係数、赤池情報量基準ともほぼ同じで、どちらの定式化が優れているか判定は困難である。準備需要関数の漸近線を含めたWolman型の定式化によると（c）漸近線の位置を示す定数項は有意でない。つまり、準備預金需要に飽和点があるとは結論できない。しかし、仮に飽和点がないとしても、準備預金需要が顕著に増加するのはコールレートが本当にゼロ近傍になった場合である。例えば両対数型の推計式を使ってコールレートが低下した場合の準備預金需要の理論値を計算すると（第32図）コールレートが1％から0.5％に低下しても、準備預金需要は3兆1902億円から3兆3629億円に増加する程度である $ ^{38} $ 。コールレートがさらに0.03％に低下すれば、準備預金需要は4兆1659億円まで増加するが、増加幅はまだ限られている。準備預金需要が本格的に増加するのは、コールレートが0.01％を下回って以降で、0.01％の時に4兆5291億円、0.001％で5兆3965億円、0.0001％で6兆4301億円と増加していき、 $ 10^{-10} $ ％になれば18兆4004億円となる。しかし、コール取引の手数料が0.02％必要ということも言われており、コールレートが現実的な値において無制限に準備預金需要が拡大することは考えにくい状況にあるといえよう。

## 第5節 日銀の政策スタンスとコールレート

## １．朝方の積み上幅の影響

市場関係者が日銀の政策スタンスを現すものと解釈している「朝方の積み上幅」
は、コールレートに対してどのような影響を与えているのであろうか。朝方の積み上幅」とは、当日朝（9時20分）までのオペによる準備供給によって、どの程度所要準備以上の準備預金が積まれることになるかを予測したものである。「朝方の積み上幅」が大きければ、日銀の金融調節のスタンスが緩めであると解釈されている $ ^{39} $ 。その日の最終的な準備預金残高は、「朝方の積み上幅」に予測されていなかった資金過不足と当日の追加オペ額を足したものとなるが、予測されなかった資金過不足は短期間のうちに日銀が相殺すると期待されているために、予測されなかった準備預金の変動はあまりコールレートに影響を与えず、日銀のスタンスを示す「朝方の積み上幅」がコールレートの基本的な決定要因であると考えられている。銀行の準備預金需要行動としては、一時的なかく乱によるコールレート上昇の際には、日銀が後日そのかく乱を相殺すると期待して準備預金を大きく減少したままにとどめることから、準備需要関数は弾力的になる。一方、日銀のきつめの調節スタンスの結果としてコールレートが高くなっている場合には、そのコールレート水準を受け入れて準備預金の需要をあまり減らさないことになる。いわば、「朝方の積み上幅」が積み最終日の期待金利に影響を与えるシグナルとして機能していると考えられる。第2節では、積み最終日の金利の予想分布を所与として、積み期間中の準備需要関数を導出したが、「朝方の積み上幅」がシグナル効果を持てば、その増加によって積み最終日の期待金利が低下し、その結果、準備需要関数は下方にシフトする。したがって、「朝方の積み上幅」の変更を伴う準備預金の増大は、コールレートをより大幅に低下させる効果を持つ $ ^{40} $ （第33図参照）。

推計のための定式化としては、準備預金残高を「朝方の積み上幅」(EXPUP)と「その他の準備預金残高」(ORSA)に分離して、それぞれの係数の大きさと有意性を調べた。推計式は、次のとおり。「その他の準備預金残高」については、最終日ダミーとの交絡項( $ DUML*\log(ORSA) $ )を含む定式化も試してみたが、決定係数が低いなど良好な結果が得られなかったため、この交絡項は落とした（交絡項を含めた場合でも、朝方の積み上幅などの係数の大きさは変わるものの、符合や有意性は同じであった）。推計方法は、GMMで、操作変数は、当期の財政資金等予測誤差、翌日物コールレートの階差（1期から4期ラグ）、朝方の積み上幅（対数値）の1期ラグ、その他の準備預金残高（対数値）の1期ラグ、当期の残り所要準備額（対数値）、誘導レートの階差の1期ラグ、積み最終日ダミーの1期ラグである。
$$ \begin{aligned}DCALLO_{t}=&\alpha+\beta_{11}\cdot\log(EXPUP_{t})+\beta_{12}\cdot\log(ORSAT_{t})\\&+\beta_{2}(DUML)\log(EXPUP)+\gamma(1-DUML)\log(RRSA)+\sum_{i=1}^{4}\delta_{i}\cdot DCALLO_{t-i}\\&+\mu\cdot DTARGET+\eta\cdot DUML+\varepsilon_{t}\end{aligned} $$

推計結果をみると（第12表）「朝方の積み上幅」はマイナスで有意である。「朝方の積み上幅」が1％増加するとコールレートは0.02 ベーシス・ポイント弱低下する（ちなみに、推計期間中の「朝方の積み上幅」の平均は4734 億円）。なお、最終日の「朝方の積み上幅」の効果は、積み期間中と有意な差はない。

「その他の準備預金」の係数も、マイナスで有意である。ただし、係数の大きさを勘案すると、予測されなかった準備預金の変動がコールレートに与える影響はあまり強くないといえよう（「その他の準備預金」は「朝方の積み上幅」の6.4倍あるにもかかわらず、推計された弾力性は「朝方の積み上幅」の方が大きいので、同額の変化では、「朝方の積み上幅」の方が「その他の準備預金」よりも9倍強の影響を与えることになる）。残り所要額はプラスで有意であり、やはり銀行が日銀が必ずしも超過準備を供給しない可能性を考慮していることを示唆している。

また、誘導レートも有意であり、「朝方の積み上幅」だけが日銀の政策スタンスを示すともいえないようである。誘導レートは、必ずしも明示的でなくともこの程度の水準にコールレートを誘導するということが日銀の政策決定会合において公式に合意されたものであり、ある程度の期間継続するスタンスを表すと考えられる。一方、「朝方の積み上幅」は、誘導レートの水準にコールレートを誘導するために日銀が事務的に設定する量的な指標であり、誘導レートで表される公的な政策スタンスを日々の調節の中で具体的に裏付ける役割を果たすものと考えられる。よって、公式な誘導目標の設定と事務的な量的な指標が合わさって、日銀の市場へのシグナルが形成されているといえよう。ただし、過剰識別制約は5％水準で棄却されてしまっており、このモデルは必ずしも良いモデルでないかもしれない。

次に、準備預金需要に構造変化があったと考えて、「朝方の積み上幅」を説明変数とした場合についても、前半と後半に分割した（第13表（1））。期間は、前半が金融危機以前（94年8月8日から97年11月15日まで）後半がそれ以降（97年11月16日から99年12月15日まで）である。前半については、誘導レートのみが有意であり、朝方の積み上幅、その他の準備預金残高、残り所要額ともに有意でない。後半については、「朝方の積み上幅」は全期間の2倍程度の大きさの係数で有意となっている。その他の準備預金残高は、全期間で有意であったものが後半期だけをとると有意でなくなっ
た。残り所要額は有意性がやや低下するものの、プラスで有意である。誘導レートは全期間でも後半期でも有意であるが、後半期の係数は非常に大きい。後半期については、過剰識別制約は5％水準では棄却されなかった。

さらに後半をゼロ金利政策採用を境に後半Ⅰと後半Ⅱに分割した（第13表（2））。誘導レート階差を入れると推計が不可能となったので、誘導レートは説明変数から除外した。後半Ⅰでは朝方の積み上幅のみが有意であり、その他の準備預金残高や残り所要額は有意でない。後半Ⅱについては、朝方の積み上幅、その他の準備預金残高、残り所要額のいずれも有意でなくなった $ ^{41} $ 。

このように、「朝方の積み上幅」が金融危機以降、ゼロ金利政策採用までの間に有意にコールレートを引き下げる効果を持ったことについては、二通りの解釈が可能である。一つは、先に述べたように、この時期に「朝方の積み上幅」が積み最終日の金利に関するシグナルとして機能したという考え方である。金融危機時は、コール市場でのデフォルト・リスクが高まりから、コールレートに強い上昇圧力がかかった時期である。こうしたときに、日銀が誘導レートの水準に抑えるという強い意思を示すための方策として、大幅な朝方の積上幅が用いられていた可能性がある。つまり、平常時には、積み最終日の期待金利は誘導レートがそのまま反映されるのに対し、金融危機時には、誘導レートのみでは必ずしも信認を得られないために、朝方の積み上幅が、積み最終日の期待金利を通じて、当日のコールレートに影響を及ぼしていたと考えられる。もう一つは、朝方に大量の準備供給を行うことで、コール市場での資金調達が困難な金融機関にも資金が行き渡り、結果として当日のコール市場におけるデフォルト・リスクが低下して、平均金利も低下するというメカニズムである。こうしたメカニズムが重要であるとすると、いったんコール市場のデフォルト・リスクを低減させてしまえば、大量の資金を放置しておく必要はないことになる。この時期、日銀が午後に大量の資金吸収をしていたことは、こうした考えと整合的である。

## ２．オペ手段とコールレートへの影響

日銀は準備預金を供給するために多様な手段を持っている。特に1990年代に入って、従来の貸出や手形オペに加えて、CPオペ、国債借入オペ（レポ・オペ）など新たなオペ手段を導入している。一方、貸出は現在では、金融調節の手段としては用いられなくなっている。
このような多様なオペ手段はコールレートに対して、それぞれ独自の効果を持つものであろうか。日銀が各種オペ手段を使い分けているのは、各オペ手段によって、機動性や売買可能金額、売買期間等の特徴が異なり、それぞれの特徴を勘案の上でオペ手段を選択するとされる（宮野谷、2000）。手形市場、CP市場、レポ市場、国債市場といったオペ対象市場の日々の市場動向からみて、無理なく消化できるオペ手段を選択することになるであろうし、また、今後予想される資金過不足のパターンを踏まえて適切な期間の資金供給ができるオペ手段を選択しているのであろう。したがって、原則として、オペ手段が異なっても、同じ額の準備預金が供給される限りにおいて、効果は異ならないと考えられる。例えば、堀内（1980）は、日銀貸出と手形オペはコール市場の需給関係に同じ影響を及ぼすもので、コールレートに対する効果は異ならないという結論を得ている $ ^{42} $ 。

しかし、オペ手段の特性によってコールレートに対する効果が異なっている可能性はある。第1に考えられるのは、オペの背景にある各市場の「深さ」の相違であろう $ ^{43} $ 。90年代にオペ手段を多様化した理由の一つに、大規模な金融調節を続けていくにつれて市場規模に比べてオペ残高が大きくなってしまい、効果的なタイミングや規模で流動性供給を行うのに支障がでてきたということがあると思われる。手形市場が景気後退もあって縮小したのを当初CPオペで補完し（91年11月以降停止していたのを95年11月に再開）次いでCPオペ残高がCP市場の過半を占めるようになると、より深い市場である国債のレポ・オペを導入していった（97年11月開始）。銀行が流動性を必要とするタイミングで必要な量を供給できれば、そうでない場合に比べて準備預金供給の流動性効果は大きいと考えられる。例えば、銀行が今日は非常に流動性が必要であるが明日には（貸出の返却が予定されていたりして）必要性が薄いという場合、流動性需要が高まっている日に機動的に資金を供給できるオペ手段は大きな流動性効果を持つことはあり得よう。この点からすると、手形オペよりもCPオペ、さらには、国債借入、国債買入がより効果的ということは考えられる

第2に、オペ手段により流動性供給を固定する期間が異なることである。手形買入、手形売出、CP現先、国債現先、レポ・オペは決まった期間（通常2～3週間と短期）後には流動性を回収することになる。コール市場に摩擦がなく、ロールオーバーがコストなしに実行できれば、こうしたオペ期間後の流動性回収は何の影響も及ぼさないが、実際にはコール市場も完全ではなく、流動性調達には何らかのコストがかかると考えられる。確かに、買入期間中は返済圧力はかからないが、買入期間終了後は新たな資金調