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では寧ろ円高状況を主因に拡張政策が選択されたと考えられること、c)既述の通り、拡張政策時に利子率は低下しており、マンデル＝フレミング的メカニズムは働いていないこと、等を考え合わせれば、観察された円高は財政拡張の結果ではないと暫定的に推論できる。更に後段の第11循環に関する検証では、直近の対策時（91年後半～）において当初外需が景気の下支えになっていた点が示される。こうした事実に基づけば、「近年乗数の低下が生じている」という命題が仮に正しいとしても、それがマンデル＝フレミング・メカニズムの強化による外需抑制の結果であるという議論は到底受入れ難い $ ^{27} $ 。

## 2 ．公共投資拡大と民間需要項目の動向：VAR予測による検証

金融変数を通じた間接クラウディング・アウトが乗数を変化させる（とりわけ低下させる）主要経路足り得なかったとすれば、我々が検討すべき次の課題は45°線型乗数（(30)式）が変化した可能性である $ ^{28} $ 。

議論が $ 45^{\circ} $ 線型乗数に限定されたとはいえ、2 章 4 節での議論が示唆するように乗数が変化する経路は無数にあり、それら一つ一つを識別して検証するには膨大な作業が必要になる $ ^{29} $ 。そこで本項では、メカニズムの構造的な解析は放棄し、敢えて誘導形に見出される関係について公共投資拡大が民間需要に与えた影響に注目する。乱暴な議論ではあるが、公共投資が民需にプラスの影響を持つ場合に乗数は 1 を上回り、影響がなければ乗数は 1、マイナスの影響であれば 1 より小さくなる ((30)式における乗数の低下メカニズムが如何様なものであれ、乗数の変化は誘導型における民間需要の公共投資に対する反応に表れる)。以下ではこの視点に立ち、民間需要項目の公共投資拡大に対する反応を (エピソード毎に) VAR モデルによる予測の結果も交えつつ検証し、乗数低下論の妥当性を探る。

## 2 ．1 第6循環の後退局面（70年後半～）

いざなぎ景気の終了（70年7月）から始まった第6循環の後退局面は、米国の保護主義化、更には71年8月のニクソン・ショックで追い討ちを受け、設備投資の落込みと輸出の鈍化を主因に深刻化した。この時期の拡張的財政政策については、その当初の目的が円切上げ回避にあった点は多くの論者の一致するところであるが、それが（円切上げ後まで含め）国内的に適切であったかは意見が分かれている（小宮（1988）、野口（1996））。いずれにせよ、この時期における政府の対応は迅速で、71年当初には既に積極財政が意思表示されており、その後インフレが顕
在化する 73 年当初まで拡張姿勢が継続した。

ではこの時期の公共投資拡大はどの程度の乗数効果を持ったと評価できるだろうか。拡張政策が採られた前後の時期の需要項目の推移を見る限り（図2-5-1）、公共投資が呼び水となって民間需要が喚起されている姿を想像するのは必ずしも容易ではない。設備投資は72年一杯低迷し、消費も従前からのトレンドでの緩やかな増加に止まった。71年末以降の住宅投資の急増が民需回復の端緒となったことに異論は少ないと思われるが、タイミング、規模、また住宅投資の本来的性質（消費等に比べても一時所得の変動を受け難いと思われる）等に鑑みてこれが公共投資拡大の呼び水効果によるものか否かは判定が難しい $ ^{30} $ 。

次に VAR 予測を活用して計量的な評価を試みよう。図 2 - 6 は、政策発動時期から過去 15 年間（本エピソードのみ 1961 年第 II 四半期から 1973 年第 III 四半期までの 12 年半）で推定した VAR（内生変数は GDP、個別民需項目、M2CD、及び IG、各変数のラグは 4 期）モデルを用い、拡張政策を（最初に）アナウンスした時点（本ケースでは 70 年第 IV 四半期）以後のダイナミック予測（M2CD のみ外生扱い $ ^{31} $ ）を作成し、その予測と実績値との乖離（実績÷VAR 予測）を描いたものである（図中の細実線）。この乖離は、シミュレーション開始時点以降に生じた貨幣政策以外の全ての構造ショックが経済に与えた影響を表している。本エピソードに関する図 2 - 6 - 1 からまず明らかな点は、公的固定資本形成の予測が過少となっている点である $ ^{32} $ 。このことは、この時期の公共投資が過去のパターンに比べ明確に拡張的であったことを示唆している。一方、民需項目（特に内需）はいずれもトレンドを下回る推移であった。つまり、景気は後退期にあって民需には明らかなネガティブ・ショックが生じていたわけである。

それでは公共投資の拡張は民需にどういう影響を与えていたか。それを知るには、上述のVAR予測において公的固定資本形成（IG）を実績で外生とした場合に、各民需項目の予測値がどう影響されるかを検討すればよい $ ^{33} $ 。結果は図の点線の通りで、乗数低下論の（かつての乗数は大きかったという）観点からは意外なものである。すなわち、1961年第II四半期から1973年第III四半期までのデータで推定されたVARモデルに基づく限り、本エピソード時における公共投資の民需呼び水効果はゼロに近い。しかも、回復の主動力となった民間住宅需要に関してはマイナスの影響すら及ぼした可能性が示唆されている。

この時期の対策（特に72年以降）については、国内均衡下での対策であり、インフレーションを引き起こしマイナスであったという議論もある。そうした局面がこの結果にどのような影響を与えたかは必ずしも定かではないが、以上の材料は、本エピソード時における公共投資の呼び水効果が極めて限定的であった（あるいはほとんどゼロであった）可能性を示唆すると思われる。といって、逆に民需をクラウド・アウトする程マイナスの影響を与えたという証拠も見出せない
(個別項目の結果を合計して作成した民間需要全体の図2-6-1-卜)を参照)。したがって、この時期の(短期)乗数は慨ね1前後であり、対策は応分の下支え効果を持ったと評価するのが妥当であろう $ ^{34} $ 。

### 2.2 第8循環の後退局面（77年初～）

円切上げ、更には石油危機という2回のショックを契機として、日本経済は高度成長の時代を終え、安定成長期に移行した。75～76年の緩慢な回復期を経て、77年に景気が再び弱含むと政府は立続けに拡張的経済対策を公表し、需要喚起を試みた。この対策について、野口(1996)は「経常黒字圧縮のための積極財政であり純輸出をクラウド・アウトしただけ」と否定的だが、大方の評価は「裁量的な景気対抗策であり自律的成長軌道への回復に寄与した」と好意的である（黒坂・浜田（1984）、岡崎（1996）、鈴木（1996）、森口（1988））。

景気後退期が短かかった反面、消費、投資ともに回復のテンポは緩やかであった（図 2 - 5 - 2）ため、回復の切っ掛けを特定の需要項目に定めるのは難しい。一方、外需面は（対策後）マイナス方向に大きく振れており、野口の主張と部分的に符合する状況であった事がわかる $ ^{35} $ 。

次に VAR 予測の結果をみよう（推定期間は 1965 年第 II 四半期から 1980 年第 I 四半期までの 15 年、図 2 - 6 - 2 参照）。公的固定資本形成の予測が過少になる点は以前と変わらない。すなわちこの場合にも過去のパターンからの予測を上回る積極的公共投資が実施されている。また民需について（当初）ネガティブ・ショックがあった点も以前同様である。しかしながら、公的固定資本形成を実績値で外生とした予測では、消費、住宅投資等に公共投資の民需押上げ効果が認められる。一方、投資は当初若干プラス方向への反応を示した後、1 年半を過ぎたあたりからマイナスに反転している。外需面は（円高等を反映するネガティブ・ショックに比べれば小さいが）輸出に乗数抑制的な反応がみられ、一部に対策効果の漏れが生じていたことが窺える。

以上を総合した民間需要全体の公共投資に対する反応は、当初2年程度は若干のプラス効果がみられるものの、極めて小幅なものに止まった(図2-6-2-卜)を参照)。この際乗数がどの程度だったかは必ずしも明らかではないが、民需計がプラスに反応している当初2年について若干1を上回る値であったと考えられる $ ^{36} $ 。

### 2.3 第10循環の後退局面 (85年半ば~)

プラザ合意後急激に進行した円高は、85年半ばから「円高不況」をもたらした。円高という
明確なシグナルがあったこともあり、経済対策は景気のピーク・アウト後間もなくアナウンスされたが（85年10月の「内需拡大に対する対策」）、一方で80年代を通じたマイナス・シーリング基調の下での対策であったため、公共投資の出足は鈍く、公共投資拡大が実質的にみられたのは、景気底入れ（86年10月）後の87年半ば以降となった。

この時期の民需の動向を見ると、まず外需の大幅な落込みが目を引く。こうした外需低迷の主因は（外生的な）円高にあり、87年までの小規模な拡張政策がそれに大きく作用したとは考え難い。一方、内需では消費、設備投資がともに小康状態にあり、落込みは小さかった反面、回復テンポも緩慢だった。遅れ馳せの対策発動があった87年後半以降、設備投資の拡大が見られるが、これは過度の金融緩和がもたらしたバブル経済入りによる所も大きく、財政拡張がきっかけになったとは考え難い。唯一、住宅投資が対策発表と軌を一にした86年からの回復を示しているが、タイミング的にみて公共投資の拡大よりも早く（また規模も大きく）、住宅金融公庫の融資枠拡大や住宅ローン金利の低下に促された面も大きい（以上、図2-5-3参照）。

VAR 予測の結果（モデルは 1973 年第 IV 四半期から 88 年第 III 四半期の推定、図 2 - 6 - 3）は、公共投資が民需に与えた影響の点で、これまでの 2 つのケースとはやや異なっている。まず公共投資については、他の対策時点に比べ支出拡大は小さかったにもかかわらず、再び過少予測が得られる。すなわちこの時期にも過去のパターンからの予測される以上に積極的な公共投資が行われていた。更に対策が遅れ馳せであったことに対応し、予測誤差は 87 年半ば以降大幅に拡大する。民需に関しては、設備投資及び輸出に大きなネガティブ・ショックが観察される一方、消費及び住宅投資にポジティブ・ショックが発生している。民需の公共投資に対する反応をみると、消費、投資にプラス効果がみられ、これが輸出にみられる若干の抑制効果を上回る結果、民間需要が 2 年目あたりから 1% 近い押上げ効果を受ける形になっている。しかしながら、本循環の回復局面で主導的な役割を果たした住宅投資についての影響はゼロに近く、本ケースにおいても公共投資の呼び水効果がそれほど大きかったとは考えにくい。対策（財政支出）は下支え効果を持ったが、後のバブル経済の呼び水となったのは別の要因（ルーズな金融政策等）であったと考える方が現実的であろう。

## 2 ．4 第11循環の後退局面（91年後半～）

80 年代の後半に急騰した日本の資産価格は 90 年代に入ると急落し (バブルの発生と崩壊)、日本経済に戦後最大級の不況をもたらした。資産価格の下落と価格低迷はバブル後の「バランスシートの悪化」を生じ、不良債権問題や企業倒産が顕在化させた。政府は 92 年 3 月の「緊急経済対策」を皮切りに、立続けに戦後最大規模となる拡張政策を打ち出し景気回復を図ったが、その後も経済の足取りは重く、「対策の効果が低下した」という議論が巷間広く聞かれた。

平成不況における民間需要の低迷は、これまでに見た3回の不況期と比較しても、深刻かつ長期に渡るものであった。特に設備投資の落込みは顕著で、循環が底に達する93年第Ⅳ四半期まで低下を続け、低下幅はピーク比で2割に達している。この落込みに対する民間エコノミストの評価は「投資ブームの反動としての大規模なストック調整」というものである（三和総研（1995）
さくら総研 (1995)）。一方、消費は期間中安定的に推移し、結果として GDP 構成比を高める結果となった。外需は当初内需の落込みを受ける形で増加（輸入減）を示すが、同時期に円高が進行していたこともあり、93 年以降減少に転じた（以上、図 2－5－4）。

VAR 予測（モデルの推定期間は 1980 年第 I 四半期から 94 年第 IV 四半期の 15 年間、図 2 - 6 - 4）の結果は、ある意味で上段の観察を補強する材料となった。まず公的資本形成に関する過少予測は 92 年から 94 年に安定して生じ、戦後最大規模の拡張政策を裏付けている。一方、民需については設備投資、及び 93 年以降の輸出に大きなネガティブ・ショックがあったことが見出せる $ ^{37} $ 。我々の最大の関心事は言うまでもなく民需の公共投資に対する反応である。公的資本形成を実績で外生扱いした予測を見ると、消費、住宅投資及び輸出は僅かながら公共投資からプラスの影響を受けていた一方、設備投資は若干のマイナス効果を被っており、総体としての民需はゼロかややマイナスの反応が見られた。

以上を総合すれば、平成不況時における公共投資についても、景気後退を緩和して最終需要の低下を押し止める下支え効果はそれなりにあったと考えるのが妥当に思われる。需要項目別に見れば、設備投資の落込みが顕著だが $ ^{38} $ 、それにはバブルの反動という面が大きく、公共投資による直接的なクラウディング・アウトが主因であったとは考え難い（公共投資がなければバブル期の投資が継続したとは考えられない）。つまり、90年代の対策においても公共投資の下支え効果は以前同様に機能していたが、同時期に（公共投資拡大とは独立に）生じていたバブル崩壊等のネガティブ・ショックが（従来比で）大きかったことにより相殺され、あたかも公共投資の効果が小さかったごとく受取られたのである。

## 第4章 マクロ・モデルにおける乗数の変化と理論及びモデル構造の変遷

「バブル崩壊後の日本経済において公共投資の効果が低下した」という主張は学会に止まらず、官民エコノミストを巻き込んだ広範な議論を呼んでいる（吉野他（1998）、建設経済研究所(1997)、さくら総研（1995）、三和総研（1995）、第一勧銀総研（1996）、富士総研（1998）他多数）が、それらの論点は、対策における「真水」の量の問題から、公共投資の生産誘発係数、更にはケインズ的意味での所謂「乗数」の変化まで多岐に渡っており、ここでその全てを力バーすることはできない。以下ではマクロ計量モデルの活用に直接関わる、ケインズ的意味での乗数の変化に焦点を当てた議論を行う。
## 第 1 節 マクロ・モデル乗数とモデル構造の変遷

ケインズ的な意味での乗数が低下したか否かについては、既述の多岐に渡る議論にもかかわらず、定説がないのが現状である。議論が収束しない一つの大きな理由は、乗数低下を具体的に示す実証分析の困難さにある。乗数は2章の理論分析も示すように極めて多くの要因の相互作用により決定されているが、そうした要因一つ一つの分析（例えばリカード等価定理の検証）は必ずしも総体としての乗数の把握に結びつかない（別の要因で相殺されている可能性がある）。乗数低下論の大半は、その時代論議 $ ^{39} $ の蓋然性とは裏腹に、実証的裏付けが十分とは言い難い状況に甘んじている。

こうした困難の下で、経済企画庁経済研究所の日本モデル（増淵他（1995）等）に見られる「乗数の低下傾向」が乗数低下論の実証的根拠として広く活用されている $ ^{40} $ 。乗数は既述のように複数要因の相互作用による合成物であり、その意味でマクロ体系を包含する計量モデルによる総合的評価こそ相応しい。しかしながら、これだけ広範になされる乗数低下論の大半が唯一のモデル乗数に依拠しているとすれば、この際その「低下傾向」の意味を再検討しておいたほうがよいだろう。

## 1 ．推定パラメータ型マクロ計量モデルに見られる乗数の変遷とモデルの枠組み

表 2 - 3 は、我が国において継続的に推定され、かつその結果が入手可能な主要モデルについて、その公共投資乗数（名目及び実質）の変遷をまとめたものである。個々の数字には公表主体ごとの差があるものの、マクロ計量モデルにおける「乗数の低下傾向」は主体の如何に拘わらず共通して観察できる。伴（1996）はこれらのうちの経済企画庁の2つのモデルを素材としつつ、イ)第一次石油危機を挟み乗数が大きく低下した、口)(1年目の乗数は比較的安定している一方、)2、3年目の低下が著しい、八)第一次石油危機後の低下幅は相対的に小さく、最近では増加する例もある、二)乗数の大きさは推定期間のみでなく、モデルの枠組みに大きく依存する、といった点を指摘している。

我々はこのようなモデル乗数の変遷からどのような情報を読み取るべきだろうか。伴によるイ）の指摘は、石油危機を挟んだ乗数低下の実証的根拠と受取られるかもしれない。しかしながら、70年代前半までのモデルと後半以降のモデルの比較には、二)の指摘であるモデルの枠組が大きく影響してくる。太田（1995a）も指摘するように、70年代前半以前のマクロ計量モデルでは供給プロックや金融プロックの重要性は認識されておらず、物価上昇や金融面からの乗数抑制は全
く生じないモデル構築が行われていた $ ^{41} $ 。したがって、70年代以前に考えられていた（またモデルで計測されていた）乗数は今日的な意味で過大評価であった可能性が高く、そこからの低下は（事実としての乗数の低下を意味するのではなく）我々の事実認識の変化を反映しているに過ぎないかもしれない。

モデルの枠組みに生じた変化は、口)の事実の理解にも大きく関わってくる。理論分析と対照すれば明らかな点だが、70年代半ばまでのモデルで無視されていたのは、主として中長期の乗数を抑制するメカニズムである。だとすれば枠組みの変更によって2～3年目の乗数に低下が生じる一方、1年目の乗数の変化が小さいのは当然の結果と言える。つまり、マクロ計量モデルの乗数に顕著に読み取れる低下傾向のうち、もっとも劇的な部分（石油危機前後の差、長期乗数の低下）は、現実の経済の変化ではなく、主としてマクロ経済構造に関する我々の認識の変化に関わっていた可能性が高い。

以上を踏まえれば、過去の計量モデル乗数による政策効果の比較は、八)の論点、すなわち第一次石油危機後に見られる比較的穏やかな乗数変動に限定された場合にのみ意味を持つ。そこで、比較の範囲を（推定期間に80年代を含む）安定成長移行後のモデルに限定した場合、乗数の低下傾向はかなり減殺される。特に1年目に関わる乗数は、実質1.1～1.4、名目1.1～1.5の範囲を上下しており、低下しているというよりは安定しているとみるのが相応しい。2～3年目の乗数については、若干の例外もあるが穏やかな低下がみられ、特に実質乗数のピークは近年になって3年目から2年目へと移動した。

安定成長期後のモデルに見られる中長期乗数の低下の解釈は期待されるほど直截的ではない。確かにこの時期のモデルでは石油危機前後のような枠組みの根本的変更は生じていない。その意味で、観察される2～3年目の乗数低下は現実の経済構造の反映と解釈できるかもしれない。しかし一方で、この時期に見られる乗数の低下は石油危機前後の変化に比べればずっと小幅で、モデル設計のマイナー・チェンジによっても生じ得る範囲のものである。事実、70年代後半から80年代にかけてのマクロ経済学における一大潮流は古典派の復活であった。計量モデル作成者が世捨て人でないとすれば、モデル設計がそうした潮流から影響を受けないことこそ驚くべきであろう。だとすれば観察された中長期乗数の低下にはモデルでの古典派的特徴の採用が影響しており、事実として生じた乗数の低下は安定成長期後のモデル乗数に見られるそれより更に緩やかであった可能性が高いことになる。

モデルの枠組みが乗数にもたらす影響を認めた上で、我々は最後に、安定成長期以降後のモデルに見られる「1年目の乗数の安定性」を強調しておきたい。この安定性が確認されるのは、表2-3に示した各種機関の乗数比較に限らない。我々自身、今回公表モデル作成の研究途上において様々な試行を行い、多様な構造のモデルを検討した。そうした作業経験から判断すれば、推定パラメータ型計量モデルの1年目の乗数が1～1.3程度に収まる蓋然性は極めて高い。つまり
公共投資はそれ自身の規模、プラス若干程度の浮揚効果を当該年の経済にもたらすわけである。一方、2年目以降の乗数についてはモデルの設計に応じた変化が大きく、幅を持った理解が必要と感じられた $ ^{42} $ 。つまり、公共投資が経済に中長期的にどのような影響をもたらすかは、公共投資がどういった用途に向けられるべきかも含め、今後の検討と研究成果が待たれる分野である $ ^{43} $ 。

## 2 ．合理的期待（モデル整合的期待）とモデル乗数

モデル乗数に大きな影響を与え得るモデルの枠組み変更の一つとして、合理的期待（完全予見、あるいはモデル整合的な期待）の採用がある。新保（1996）は前向きの期待が政策効果に与える影響を強調する文脈で、合理的期待を織り込んだ幾つかの国際機関のモデルの乗数が1年目でも1を切る結果になっている（3年目までに効果はゼロないしマイナスとなる）点を指摘している。

モデルの枠組み変更（ここでは合理的期待の採用）が乗数に影響を与えるという指摘は前項での我々の主張とも共通しており、異論はない。問題は1)合理的期待の採用がモデル乗数にどのような影響を与えるのか（モデルの期待を合理的にすれば、乗数の低下が必ず生じるのか）、また2)合理的期待が現実認識としてどれほど妥当であるか、という2点にある。以下それぞれについて検討しよう。

## 2 ．1 合理的期待の採用がモデル乗数に与える影響

期待が前向きである場合公共投資乗数が小さくなるという認識は目新しいものではない。合理的期待形成仮説は1970年代末「政策はそれが予想されたものである限り実質変数に影響を与えない」とするLSW (Lucas-Sargent-Wallece) 命題とともにマクロ経済学に衝撃を与え、それを反映するマクロ計量モデルの開発も進んだ。表2-4は、ブルッキングス研究所が1986年に行ったモデル比較プロジェクトにおける12モデルでの公共投資乗数比較表である(Bryant (1998))。表から読み取れるように、合理的期待を採用した4つのモデル(LIVERPOOL、MSG、TAYLOR、MINIMOD)の乗数は他の8つのモデルより慨ね小さい。この結果は、理論面におけるLSW命題と合せ、合理的期待が政策効果を低下させる実証的根拠と考えられた。

その後理論面での LSW 命題は、その強力な主張が合理的期待の純粋な帰結ではなく自然失業率仮説との複合仮説の帰結に過ぎないことが認識されるに至り、一時の狂騒から大幅に後退した（吉川（1984）等）。一方、「合理的期待が政策効果を低下させる」という命題に関する実証面での認識は、上記モデル比較の当時からあまり変化していないようである。しかし、理論面での展開は、本質的には、命題の実証的根拠とされたモデル乗数比較にも一石を投じている。上述の比
較では確かに合理的期待型のモデルで慨ね小さい乗数が得られているが、そうしたモデルには合理的期待と同時に古典派的特徴を持つ簡素なモデル構造が採用される傾向がある $ ^{44} $ 。構造の違うモデルを比較している限り、乗数の低下が期待によるものなのか構造の違いによるものなのか明らかにはできないわけである $ ^{45} $ 。

この問題を解決する一つの方法は、適応的期待のモデルと合理的期待のモデルを同一構造で構築し、期待の違いが乗数に与える影響を純粋に検討することだろう。適応的期待と合理的期待の比較を同一構造モデルで行った例は、Bryant et al. (1989)、Dungan and Wilson (1988)、Fair (1994)等に見られる。結論を掻い摘むと、Bryant et al. では、「合理的期待の採用で乗数が低下した」とされる一方、後2者では逆の結果（合理的期待の方が乗数が大きくなった）が報告されている。今回の研究では、我々もMULTIMOD日本モデル $ ^{46} $ の適応的期待バージョンを作成し、オリジナル（合理的期待）との乗数比較を試みたが、そこでは、合理的期待が乗数低下をもたらす一方、初年をピークに減衰する乗数特性は期待以前のモデル設計によるということが明らかになった（表2-5）。

以上の材料だけから合理的期待の採否がモデル乗数に与える影響を断ずることは性急に過ぎよう。しかしながら、先行諸研究に見られた結果のバラツキは、合理的期待の影響自体が土台となるモデル構造次第で変り得る点を示唆している。理論面における LSW 命題が自然失業率仮説に依拠していたのと同様に、合理的期待を織り込むとモデルの乗数が低下するか否かも前提とするモデル構造に依存するわけである。仮に「合理的期待の採用で乗数が低下する」という命題が正しい場合でも、合理的期待型モデルのグループに（古典派的）理論制約の多い簡素なモデルが集中している $ ^{47} $ 表2-4の比較は、その効果を過大評価している可能性が高い。

### 2.2 合理的期待の現実性

合理的期待に関しもう一つ忘れてならない論点はその現実認識としての妥当性である。無論、合理的期待型モデルのシミュレーションで前提とされるモデル整合的期待が文字通り現実的であると主張する論者は少ないだろう。むしろ重要なのは、人々の前向きの期待形成が経済構造（政策効果）自体を変化させる効果を、実際の乗数を計測する上でどの程度考慮すべきかという点にある。

この点に関する我々の評価は、それが1年目の公共投資乗数を1以下にする程大きくはない、というものである。合理的期待に基づき1年目から1以下の乗数を提示しているモデル・シミュ
レーション（例えば、EC の QUEST、IMF の MULTIMOD）の詳細表を見ると、民需項目（QUEST では消費、MULTIMOD では投資）に初年から大きなマイナス効果が発現していることがわかる。これが短期の公共投資乗数を 1 以下にする必要条件であることは理論モデルの (31) 式からも読み取れよう $ ^{48} $ 。しかし、前節の VAR 予測による検証等からも明らかなように、民間需要が公共投資拡大に即時に反応して（トレンドから）大きく下振れしたと考えられるケースは平成不況時の対策まで含めて見当たらない。そういう意味で、乗数が 1 年目から 1 を切る合理的期待型モデルは人々の前向きの期待形成が政策効果に与える影響を過大評価していると考えられる。

無論、財政状況悪化の認識が国民に浸透すれば、理論モデルの $ t_{1} $ （今期の赤字増に基づく将来負担の予想）が高まり、今後の乗数低下に繋がることも考えられる $ ^{49} $ 。しかし、政策効果の評価を目的とする計量モデルの構築に当たっては、 $ t_{1} $ の大きさ自体優れて実証的問題であり、先験的に $ t_{1}=1 $ （財政に関する合理的期待とリカード等価定理の成立）を仮定する話ではない。平成不況期の民需の中で消費が比較的安定していたという事実（図2-5-4参照）は、リカード等価性が経済対策の効果を失わせたという主張と相容れないだろう。合理的期待と理論的制約を多用したモデルは実験として興味深く、経済の長期展望を考えるには有益で有り得る。しかし、本『経済分析』の意図（足下の状況を反映し、短期的な追跡能力を持つ実証的モデルの開発）に鑑みれば、適応的期待を基礎に直近データまで反映して推定パラメータ型モデルを構築し、必要に応じて期待変化の可能性を考慮する方が現実的対応と言えよう。

## 第 2 節 同一構造モデルによる検証

合理的期待の導入も含め、モデルの枠組み変更が表2-3の形での乗数の時代間比較を困難たらしめているとすれば、次に行うべき作業は、異なる期間について同一構造を持った（所謂スペシフィケーションを統一した）モデルを推定し、データ期間の違いで生じるパラメータ変化のみによって乗数に引き起こされる変化を検討することである。推定パラメータ型計量モデルの構築では、一定期間のデータ・セットを前提に、推定パラメータやシミュレーション結果が妥当と判断される水準に至るまで、スペシフィケーション設定と推定作業が繰り返すのが通常である。したがって、ある時代に満足すべき結果をもたらしたモデル構造が別の時代にも満足できる結果をもたらす保証はない。以下では、今回公表モデル（推定期間は原則85～97年）をベースに、80年代（同77～89年）でも同一構造のモデルを推定し、乗数比較を行った結果を報告する。その際、特に80年代モデルの推定結果は必ずしも吟味を尽くした良好なものばかりではなく、比較は暫定的なものである点に留意されたい。
## １．８０年代モデルの作成

以下では、今回公表モデル（短期日本経済マクロ計量モデル）を前提としつつ、1980年代（77～89年）についても同一構造のモデル（以下、「80年代モデル」と呼び）を推定し、乗数比較を試みる。本作業の趣旨は、スペシフィケーション選択に関わるモデル作成者の恣意が乗数に与える影響を極力排除し、データ期間の違いによる推定パラメータの変化のみが乗数にもたらす変化を検討することである。よって比較されるモデル同士は完全に同一スペシフィケーションであることが望ましい。80年代モデルは、今回公表モデルのスペシフィケーションを完全に保ったままで推定期間だけを変更して作成されており、あらゆる意味でのモデル作成者の恣意が排除されている $ ^{50} $ 。

紙面の制約もあり、80 年代モデルの推定結果を全て報告することは敢えてしないが、期間の変更に伴う変化の概要は表 2 - 6 に示す通りである。80 年モデルにおける推定期間の末尾は 89 年第 IV 四半期に統一した一方、開始期についてはデータ・ベースの制約の範囲内で溯ることとした。予想された通り、推定式の統計値（ここでは自由度修正済決定係数と DW 比を検討した）はやや低下しているが、破壊的という程ではない。説明変数の符号が反転した事例も片手で数えられる程度であり、モデル全体でみれば使用に耐える範囲に踏みとどまったと判断される。

## 2 ．80 年代モデルの乗数とその要因

我々の関心はこうして推定された80年代モデルの公共投資乗数にある。結果の概要は表2-7が示す通りだが、この結果はある意味で驚くべきものと言える。

まず、公共投資乗数（標準ケース）は1年目で1.30、ピークは2年目で1.31である。この乗数は97年までのデータを用いて推定した今般公表モデルの乗数（1年目1.21、2年目1.31）と驚く程似通っており、推定期間が80年代モデルに近いかつてのモデル（例えば4次版や5次版のEPA世界モデル）と比べるとやや小さい。したがって、今般公表モデルの乗数が5次版世界モデルのそれから僅かながら低下していることをもって「経済環境の変化による乗数低下」を云々することは疑問である。

では 80 年代から 90 年代へかけ、経済に何等の変化もなかったかと言えば、無論それも非現実的だろう。このことは結果としてのマクロ乗数に囚われず、需要の構成項目や価格、更には金融変数の動きを見ることで確認できる。まず需要構成を見ると、消費や投資といった内需項目の（当初の）反応は 80 年代の方が大きく、円高等による外需減をカバーして 1 年目の乗数を若干高めている。しかし、次年以降この格差は消費を中心に縮小し、2 年目には乗数が拮抗、3 年目には逆転が生じる姿となっている。2 つのモデルの間に見られるこうした時間的パターンの格差は実は公共投資に対する価格の反応によるところが大きい。今般公表モデルの民間消費デフレータは 3 年目でも 0.52% しか上がらないが、80 年代モデルでは 2.7% 上昇する。この差は実質賃
金変動経路の違いとなって消費パターンに影響するのである。この現象は、2章の理論モデルに却って考えれば、価格の調整速度 $ f_{1} $ の違いとして理解できる。バブル期とデフレ・ギャップが広がり価格破壊が進んだ90年代では需要変動に対する価格の反応が全く異なっており（事実、価格の説明変数としての稼働率にかかるパラメータは80年代モデルの方が4倍大きい）、殊この点に限っては近年における乗数押上げ原因となっている $ ^{51} $ 。

80 年代モデルから 90 年代モデルへの乗数押上げ要因としては、価格の他に金融政策スタンスの違いも考えられる。モデルの金融スタンスは短期利子率（CD 金利）の反応関数による決定を原則としているが、物価上昇速度の違いもあり、今般公表モデルでは 0.35% の上昇（3 年目）に止まる長期金利が 80 年代モデルでは 0.97% も上昇しているのである。理論モデルの議論でも明らかなように金融政策スタンスの違いは乗数に大きな違いをもたらし得る。表 2-7 の中段以下は、金融政策の影響をコントロールするため、今回の 2 つのモデルで金融政策のスタンスを変え、貨幣供給量 $ \left(\mathrm{M}_{2}+\mathrm{CD}\right) $ を固定したケース、及び短期利子率を固定したケースの双方について公共投資乗数の比較を行ったものである。これによれば、貨幣供給量固定ケースでは 80 年代乗数の方が大きく、逆に利子率固定ケースでは今回公表モデルの乗数の方が大きい（この結果は 80 年代モデルの支出の利子弾力性が小さく計測されたことによる）。本節で用いた 80 年代モデルは機械的に作成したあくまで暫定的なものであり、この結果がどの程度真実の反映とみなせるかは定かではない。しかしながら、この結果は「公共投資乗数が近年顕著に低下した」という命題の実証困難性を示すとともに、公共投資乗数動向の議論を不毛なイデオロギー論争に終わらせないために、少なくとも金融政策の前提等を明らかにすることが必要である点を示唆している、と考えられよう。

## 第 5 章 結語

本第二部では、標準的なマクロ計量モデルの構造を持つ理論モデルを展開し、公共投資乗数に有り得べき変化の経路を整理するとともに、歴史的エピソード、及び計量モデルを活用し、「公共投資乗数が近年になって顕著に低下した」という命題に関する実証的考察をおこなった。乗数の大きさは無数の要因から影響を受けており、我々の分析もあくまで推論に止まらざるを得ないが、暫定的な結論は以下のように整理できる。

まず理論面の整理では、イ)乗数は45°線型の素朴な公共投資乗数$\left(\frac{\Delta Y}{\Delta G}=\frac{1}{\left(1-d_{1}+m_{1}\right)}\right)$を左右する要因以外に、価格伸縮性、国際間資本移動、貨幣需要の利子弾力性等の影響を受ける。口)利子率固定の下で公共投資が行われる場合、利子率上昇によるクラウディング・アウトや為替增価による外需抑制は働かず、貨幣供給量固定の場合に比較して乗数は大きくなる。八)利子率固定を前
提とし、加えて価格調整が無視できる短期に限定すれば、乗数は基本的に45°線型となり、限界消費性向、限界輸入性向、及び限界投資性向に依存して定まる。二)限界消費性向の大きさは、生涯所得に関する認識（恒常所得）の当該期所得感応度に依存するが、感応度は、公共投資が成長の阻害要因と認識されたり、将来の増税に繋がると認識されたりする場合に低下して、乗数を押し下げる。等々の点が整理された。

実証面では、まず我が国の景気対策に関する歴史的分析から、イ)70年以降の対策エピソードにおいて、金利や為替を通じた間接的クラウディング・アウトが働いて乗数を変化させた形跡はないこと、及び口)過去の対策は景気の下支え効果を発揮こそすれ、その後の成長の原動力となるような大きな呼び水効果を持ったとは考え難い点が示された。また、乗数とマクロ計量モデルの関係を扱った分析では、ハ)モデル乗数の変化自体にはモデルの枠組み（背景理論）が大きく影響しており、モデル乗数の低下は必ずしも現実の乗数低下と一対一ではないこと、二)80年代と90年代について同一構造モデルの乗数比較を行い、乗数は概ね変化無しという結果が得られたこと、等が示された。

以上を総合すれば、「公的固定資本形成の乗数が90年代に入って顕著に低下した」とする議論の実証的根拠は十分ではないと結論できよう。にもかかわらず、「対策の効果が90年代に入って低下した」という見方が広まった背景には、a)バブル崩壊に伴う金融不安等の負のショックが大きかったこと $ ^{52} $ 、やb)財政拡大の形態が通常想定される持続的拡大ではなく反動減を伴う一時的拡大であったこと $ ^{53} $ 、等が挙げられる。しかし、それにも増して重要な要因は、過去における対策の効果が過大評価されていた点ではなかろうか(この点こそモデル乗数の低下に顕著に読み取れる)。対策時に関するエピソード分析も示すように、財政拡大はその時点の経済を下支えこそすれ、その後の成長を保証する呼び水ではなかった。我々が示す1～1.3というモデル乗数はその意味で穏当であり、抜本的な対策を先送りにしたままで財政支出の拡大を行ったとしても、それを呼び水とした景気の本格的回復やその後の持続的成長を安易に期待することはできないと考えるべきであろう。
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(補論 2 - 1) VAR (ベクトル自己回帰) 予測による公共投資波及の検証について

本部第3章2節2項では、民間需要主要構成項目（CP、IFP、IHP、XGS、MGS）のそれぞれについて、次の形のVARモデルを推定し、そのモデルの内挿シミュレーション（事後予測）に基づいて公共投資が各民需項目に与えた影響を各エピソード毎に検証している。そこで用いられたモデルの基本構造は次の形で与えられる。

$$ \mathbf{Y}_{\mathrm{t}}=\mathbf{A}\mathbf{Y}+\mathbf{B}(\mathbf{L})\mathbf{Y}+\boldsymbol{\varepsilon}_{\mathrm{t}} $$

ここで、A、Bは構造型の係数行列であり、Lはラグ・オペレータ（次数は任意）を意味する。Yはモデルの内生変数で構成される $ Y'=\left[GDP,DC,M2+CD,IG\right] $ の形の列ベクトル（民需項目DCはCP、IFP、IHP、XGS、MGSの何れか）、 $ \varepsilon $ は $ \varepsilon'=\left[\varepsilon_{GDP},\varepsilon_{DC},\varepsilon_{M},\varepsilon_{IG}\right] $ からなる構造ショックの列ベクトルである。この体系をYについて解けば次のVARモデル（誘導形）が与えられ、

$$ \mathbf{Y}_{\mathrm{t}}=(\mathbf{I}-\mathbf{A})^{-1}\mathbf{B}(\mathbf{L})\mathbf{Y}+(\mathbf{I}-\mathbf{A})^{-1}\boldsymbol{\varepsilon}_{\mathrm{t}} $$

任意の出発点（時点 $ t_{0} $ ）からの $ (\varepsilon_{\mathrm{j}}=0\ (\mathrm{j}\geq\mathrm{t}_{0}) $ とした）予測シミュレーションが可能になる。今、時点 $ t_{0} $ から n 期間に渡るシミュレーションを行い、その結果得られた Y の推定値を $ \hat{Y} $ と表記すれば、Y と $ \hat{Y} $ の乖離は、時点 $ t_{0} $ 以降に生じた全ての構造シミックが Y に与えた影響に対応する。

ここで加えて、$\mathrm{IG}_{\mathrm{t}}$ は当該期（すなわちt期）の他の変数からは影響を受けない（すなわち、行列Aの第4行は全てゼロである）と仮定すると54、誘導形モデル(2)の攪乱項$\left(\mathrm{I}-\mathrm{A}\right)^{-1}\varepsilon_{\mathrm{t}}$ の第4要素は構造形モデル(1)の攪乱項$\varepsilon_{\mathrm{t}}$ の第4要素（すなわち$\varepsilon_{\mathrm{g}}$）に一致する。したがって、この場合、(2)のVARモデルで第4式(IG)を外生化して行った予測シミュレーション（$\mathrm{t}_{0}$ からn期間）の結果（Yの推定値としての$\hat{Y}_{IGex}$）と$\hat{Y}$ の乖離に注目すれば、それは時点$\mathrm{t}_{0}$ 以降に生じたIG関連の構造ショック（$\varepsilon_{\mathrm{IG}}$）がYに与えた影響の表現になる。つまり、これによって公共投資の変化がモデルの諸変数、特に民間需要構成項目(DC)に与えた影響を明らかにできるわけである。
# 平成28年度予算案

の概要について

平成27年12月

職業能力開発局
## 平成28年度予算案総括表

[職業能力開発局]

区 分	平成27年度予算额	平成28年度概算要求额	平成28年度予算索	对前年度比较增▲减额	前年比
一般会计	千円	千円	千円	千円	%
11,449,334	11,826,339	10,807,886	▲641,448	94.4
(うち義務的经费)	(7,351,566)	(7,341,750)	(7,215,872)	▲135,694	98.2
(うち裁量的经费)	(4,097,768)	(4,484,589)	(3,592,014)	▲505,754	87.7
労働保険特別会計	167,857,245	166,290,504	163,860,982	▲3,996,263	97.6
(労 炎 勘 定 )	652,949	1,462,746	1,357,921	704,972	208.0
(雇 用 勘 定 )	167,204,296	164,827,758	162,503,061	▲4,701,235	97.2
合 計	179,306,579	178,116,843	174,668,868	▲4,637,711	97.4
# 職業能力開発局における平成28年度予算案の主な施策

『「日本再興戦略」改訂2015』等を踏まえ、①未来を支える人材力の強化、②「全員参加の社会」の実現加速、③人材育成を通じた国際協力の推進を図るため、概算要求を実施（平成28年度予算案 1,747億円）

## 第1 未来を支える人材力の強化

1 職業人生を通じた労働者のキャリア形成支援

☐ 「セルフ・キャリアドック」の導入促進及びキャリア支援企業表彰の拡充

☐ 雇用型訓練を活用する企業に対する支援等の拡充

☐ 教育訓練休暇制度・教育訓練短時間勤務制度等の導入促進

2 産業界で活用される

实践的な軽潤能力

評価制度の精験等

○对人サービス分野を中心とした技能検定の開発の推進を図るため、業界団体に対する支援等を実施

○ 社内検定の普及・拡大を図るため、企業等に対する支援等を実施

○ 技能検定における産業界の人材ニーズに応じた職種等の設定・見直しの実施及び技能五輪国際大会の参加予定選手に対する訓練サポートの充実

3 確設技能労働者の人材育成強化

☐ 人手不足が頭著な建設技能労働者の人材育成を強化するため、訓練が就職まで一貫して支援を行う事業の対象職種を拡充

4 地方創生に向けた

取組の推進

☐ 企業や地域の多種多様なニーズに対応した新たな人材育成プログラムの開発・実施を支援する「地域創生人材育成事業」を拡充

○ 地域ニーズを踏まえた、地域コンソーシアムによる職業訓練コースの開発・検証の実施

## 第2「全員参加の社会」の実現加速

1 女性の活躍推進・ひとり観に対する就業対策の強化

☐ 育児等で離職した女性の再就職が円滑に進むよう、求職者支援訓練に託児サービスを付加した訓練を新たに設定する等、積極的取組を推進

2 著者の活躍推進

○ 地域若者サポートステーションにおいて、ニート等の職業的自立に向けた支援を推進

## 第3 人材育成を通じた国際協力の推進

技能実置制度の適正かつ円滑な推進

☐ 外国人技能実置制度の見直し等、制度の適正かつ円滑な推進
## 平成28年度職業能力開発局重点施策と予算案の概要について

## 第 1 未来を支える人材力の強化

249（140）億円

1 職業人生を通じた労働者のキャリア形成支援【一部新規】 157（80）億円

労働者のキャリア形成における「気づき」を支援するため、年齢、就業年数、役職等の節目において定期的にキャリアコンサルティングを受ける機会を設定する仕組み「セルフ・キャリアドック」を推進する。このため、導入マニュアルの作成や事業主に対する支援等を新たに行う。

また、キャリア形成における優れた取組を行う企業に対する表彰制度を拡充する。人材育成の課題を踏まえた実践的な職業訓練の実施を推進するため、座学と実習を組み合わせた雇用型訓練を行う事業主等への支援を拡充するとともに、労働者の自発的な職業能力開発の機会を確保するため、教育訓練休暇制度等の導入を行う事業主への支援の拡充等を実施する。

さらに、中高年のキャリア形成支援を行うため職業訓練コースの開発・検証を行う事業を行うとともに、職業訓練サービスガイドラインに基づく質保証の取組を行う民間教育訓練機関を支援する事業を行う。

## 2 産業界で活用される実践的な職業能力評価制度の構築等【一部新規】【一部再掲】

25（23）億円

対人サービス分野を中心とした技能検定の開発の推進や、企業の採用・処遇への反映促進を図るため、業界団体に対する技術的支援及び助成措置を行う。

また、社内検定の社会的な認識を高め、普及・拡大を図るため、社内検定に取り組む企業の開拓から構築支援まで一貫した支援を行う。

さらに、技能検定について、産業界の人材ニーズに応じた職種・作業の設定・見直しや、若年者が受検しやすい環境整備等に取り組むとともに、技能五輪国際大会について、競技力向上に向けた国際大会選手の訓練サポートの充実等を図る。

## 3 建設技能労働者の人材育成強化

9.2（6.0）億円

人手不足が顕著な建設技能労働者の人材育成を強化するため、離転職者や新卒者等に対し、座学や実習による職業訓練機会の付与から就職まで一貫して支援を行う事業について、対象職種の拡充を行う。
## 4 地方創生に向けた取組の推進

60（31）億円

地域の創意工夫を活かした人材育成を推進するため、企業や地域の多種多様なニーズに対応した新たな人材育成プログラムの開発・実施を支援する「地域創生人材育成事業」の拡充を行う。

また、産学官による地域コンソーシアムを構築し、地域ニーズを踏まえた就職可能性をより高めるための職業訓練コースの開発・検証を行う事業を拡充する。

## 第2 「全員参加の社会」の実現加速

1，3 1 4（1，2 7 5）億円

## 1 女性の活躍推進・ひとり親に対する就業対策の強化【一部新規】

9.1（5.0）億円

育児等で離職した女性の再就職が円滑に進むよう、求職者支援訓練において、育児等と両立しやすい託児サービス支援付きコースや短時間訓練コースを新設するとともに、既に両コースを実施している公共職業訓練において拡充するほか、eラーニングを試行実施する。

## 2 若者の活躍推進

52（44）億円

## （１）ニート等の職業的自立への支援

38（39）億円

ニート等の若者に対し、地域若者サポートステーションにおいて、地方自治体、高校等と協働し、個々の状況に応じた相談機会の提供等を通じ、職業的自立に向けた支援を実施する。

## （２）若者の人材育成の促進

13（5.6）億円

「青少年の雇用の促進等に関する法律（若者雇用促進法）」に基づく企業による青少年雇用情報（職場情報）の積極的な提供を促すため、「若者応援認定企業」に対するキャリア形成助成金の助成率を引き上げることにより、人材育成に取り組む「若者応援認定企業」の普及促進を図る。

## 3 障害者の職業能力開発支援の推進

52（53）億円

求職障害者の増加に対応して更なる就職の促進を図るため、委託訓練のうち就職に結びつきやすい実践能力習得訓練コースの規模の拡充や知識・技能習得訓練コースの就職支援の充実を図る。