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## (3) 周知・広報活動の取組

公害紛争処理制度の一層の周知を図るため、平成27年度においては、次のような活動に取り組んだ。

## ア 公害苦情処理を担う市区役所等への周知

首都圏を中心に、公害苦情処理を担う全国の市区役所等を訪問し、公害紛争処理制度の紹介や公害苦情処理に関する情報・意見交換等を行った。

また、従来から都道府県等が行っている研修会に講師を派遣しており、平成27年度は山形県、群馬県、広島県及び熊本県の研修会において公害紛争処理制度等の講演を行った。

## イ 法曹関係者への周知

全国の高等裁判所・地方裁判所に対し、公害をめぐる民事訴訟において、受訴裁判所が委員会に原因裁定を嘱託することができる（公害紛争処理法第42条の32）旨の認知拡大を図った。また、紛争処理手続に不慣れな利用者でも申請や審理に円滑に対応できるようにする上で、法曹界の協力が重要であることから、日本弁護士連合会、各都道府県の弁護士会、日本司法支援センター（法テラス）、司法修習生等と、公害紛争事件の効果的な解決策に関し、情報・意見交換を行った。

## ウ 機関誌「ちょうせい」

委員会の取組や最近の公害紛争処理事例等を紹介する機関誌「ちょうせい」を平成27年5月、8月、11月及び28年2月の計4回作成し、委員会のホームページに掲載するとともに、各都道府県の担当者等に掲載されたページについて周知した。

## エ その他

広報誌「総務省」平成27年12月号の「MIC NEWS」コーナーにおいて、公害紛争処理制度について紹介した。また、総務省業務案内パンフレットに委員会の紹介を掲載した。
# 財政政策の不確実性と民間消費 $ ^{*} $

釣雅雄 $ ^{**} $

<要約>

本稿では、財政政策の不確実性が消費に負の影響を与えるのか否かの分析を行った。人々にとって、財政政策の不確実性は様々な情報から形成されるものであるから、それを何らかの指標で捉えることは難しい。本稿では、財政政策の規模についての不確実性指標を中央政府一般会計の歳出（決算）、裁量歳出（補正額）、歳出誤差（決算と予算の差）の三つについての分散から推計した。理論的には、財政政策の不確実性の増大が家計所得の不確実性を増大させることで、現在の消費を減少させることを見た。このメカニズムは予備的貯蓄モデルにより説明される。1970年度から2000年度をサンプル期間とした実証分析では、本稿で用いた指標のうち歳出（決算）について、財政政策の不確実性の消費に対する係数が有意にマイナスの値となることが確認された。一方、裁量歳出（補正額）についてはマイナスの係数が推定されたものの必ずしも有意とならず、裁量的財政政策は我が国において半ばルール化している可能性が示された。決算・予算誤差によって推定した場合は有意な係数が得られなかった。

歳出規模についての不確実性が消費に負の影響を与えることが確認できたことは、財政政策へ重要な示唆を与えるものである。財政ルールの導入や、財政政策における方針の揺れ動きの問題をどのように解決するかということも、わが国の財政政策の方針に関する議論において重要な視点となる。

JEL Classification : E62; E65; E20

Key words: 财政政策、不確實性、消費
# Effect of Uncertain Fiscal Policy on Consumption: A Case in Japan

By Masao Tsuri

## Abstract

This paper analyzes that uncertainty of fiscal policy has negative effects on private consumption. Since the degree of fiscal uncertainty for households is informed from various information, it is difficult to measure fiscal uncertainty with a certain statistical index. This paper estimates indices about the scale of fiscal uncertainty from three fiscal indicators of central government's expenditures; the actual expenditure, the discretionary expenditure (or a supplementary budget), and the expenditure error (which is difference between the actual expenditure and the budget).

Theoretically, the mechanism of deterrent consumption is explained by the precautionary saving model. Uncertain public expenditure leads to uncertain labor income directly, and also brings unexpected changes in future tax burdens. Decrease in present consumption is induced from volatility of household's permanent income.

Our results of quantitative analyses show that volatility of the actual central government's expenditure has negative effects on private consumption in sample periods from FY1970 to FY2000. The uncertainty in discretionary expenditure induces negative coefficients on consumption, but not significant. We suggest that the discretionary fiscal policy by a supplementary budget is implicitly a rule for households in Japan. An expenditure error has no significant effects on consumption. Our results give important implications for the public policy management, transparency, accountability, and adoption of some fiscal policy rules to decrease the fiscal uncertainty of public expenditure.

JEL Classification: E62, E65, E20

Keyword: Fiscal policy, Uncertainty, Consumption
### 1. はじめに

本稿では財政政策の規模に関する不確実性が民間消費にどのような影響を与えるかの分析を行う。財政政策の揺れ動きを表す指標を中央政府の歳出を基に作成し、財政政策の不確実性が民間消費に負の影響を与えることを示す。

財政政策の方針が揺れ動くことによって、民間消費がどのような影響を受けるのかは政策形成にとって重要な課題である。しかしながら、実証分析を行なうにあたっては、財政政策の揺れ動きを人々がどのように捉えているかの指標作成が問題となる。本稿では中央政府の歳出決算の分散、補正予算で見た経済対策の分散、決算と予算の差から財政政策の不確実性を捉えた。

財政政策の不確実性が生じる原因として景気循環要因、政治的要因、財政構造要因、社会保障制度要因などが挙げられる。例えば政治的要因を考えると、経済対策を重要視する政党から小さな政府を標榜する政党へ政権が移った場合には歳出規模が変化し、それまでの財政政策方針とは一貫性がなくなる。

財政政策の揺れ動きが消費に負の影響を与えるのではないかというのが本稿の仮説となる。仮説の説明は、その一つとして世代間の配分問題が挙げられる。経済対策により景気回復が達成された場合でも若年世代の生涯可処分所得が低下するかもしれないし、逆に経済対策が行なわれない場合は老年世代の生涯可処分所得が低下するかもしれない。ただし、この場合の財政政策の揺れ動きは、拡張的経済対策を採りそのすぐ後に緊縮財政を採った場合などでは事後的には世代間の所得再分配をもたらさない。財政収支赤字が将来の増税でファイナンスされることは明らかであるから、その場合は中立命題で示されるとおり事前でも消費には影響を与えない。そこでもう一つの説明として、可処分所得の分散からの経路が挙げられる。予備的貯蓄モデルでは生涯所得の分散が大きくなると今期の消費を低下させることを示している。財政政策の不確実性と生涯所得の分散との間につながりがあれば、仮に生涯所得が事後的に変化しない場合でも、不確実性の存在によって事前で消費が低下し得ると考えられる。

我が国で、財政政策の揺れ動きはどのように生じてきたであろうか。我が国の財政政策では、経済対策と政府債務の増大に対して、緊縮財政か積極財政出動かという選択によって不確実性が生じてきた。政府債務と財政政策の動向を簡単に見ていこう。1966年度に初めて建設国債が発行され、1975年度の補正予算からは特例国債（赤字国債）が発行された。1979年度まで財政赤字が拡大し続け、政府債務の累積が進んだ。増大した政府債務に対して1980年代に入ると財政再建が目指される。ゼロ・シーリングやマイナス・シーリングなどの歳出削減が行なわれた。1987年度では特例国債が前年の約半分の発行となり、1991年度から1993年度では特例国債発行がゼロとなった。

しかしながら、バブル崩壊後に財政均衡の方針は転換することを余儀なくされ、1992年以降に大規模な経済対策が取られた。1992年8月に10兆円規模の総合経済対策が決定
され、1993年にも合計で20兆円規模の二つの経済対策が採られた。1995年までいくつかの経済対策が採られたが、それ以降に景気が上向くと再び財政赤字縮小が画策された。1997年11月には「財政構造改革の推進に関する特別措置法」が成立し、財政赤字対GDP比を3%以下に抑えることや、2003年度を目標に歳入が特例公債依存から脱却することが定められた。しかしながら、景気回復は軌道に乗らず経済は再び低迷したため、1998年5月の改正に続いて12月には財政構造改革法の施行が凍結された。1998年には合計で40兆円規模のさらに大規模な経済対策が採られた。一方で政府債務が膨らみ、2000年度末の国及び地方の長期債務残高の対GDP比は128.5%に達した。そのため、景気低迷は続いていたが、再び財政構造改革が政策課題となった。新規国債発行30兆円枠などが小泉政権で当初標榜されたのもそのためである。このように財政政策は政治的な外生要因に依存する場合が多い。このような外生要因に依存して生じる財政政策の不確実性が経済にどのような影響をもたらしてきたのかを分析するのが本稿の目的である。

第 2 章で財政政策の不確実性を定義し、その民間消費に与える影響の理論分析を行う。理論分析では、家計の予備的貯蓄動機から財政政策の不確実性が消費に影響を与えることを見る。財政政策の不確実性が家計所得の不確実性をもたらすとき、家計は財政政策の不確実性に対して現在の消費を減少させることが導き出される。

第3章では実証分析を行う。理論分析を基に推定式を導く。財政政策の不確実性指標は財政歳出決算額及び補正額の分散や、予算と決算の差などから推計される。我が国では、予期しない景気後退に対して補正予算で対応している。したがって、これらの予算額および決算額の差を見ることで政府が予期しない景気後退に対しどのような規模で対策を行おうとし、行ったのかの情報を得ることができる。この情報から財政政策の方針が一貫したものであり続けたか否かを測定する。

実証分析の結果では、歳出決算の揺れ動きは家計の消費支出に対し有意に負の影響を与えることが確認される。一方で、補正額の揺れ動きは、長期のトレンドからの乖離は不確実性要因であるが、短期的な変動については有意ではなく我が国で裁量政策が半ばルール化している可能性が示される。

## 2 ．財政政策の不確実性

### 2.1 財政政策の不確実性とは

本稿では、中央政府一般会計の歳出を対象として、財政政策の規模の不確実性に関する分析を行なっていく。したがって本稿での不確実性分析は、中央政府財政が現在と将来の家計可処分所得に与える影響に焦点を絞ることになる。財政政策に関する不確実性が生じる原因はその他にも様々ある。税負担や社会保障負担の変化、財政に関わる制度変化、財
政政策の効果、政策方針、政策の一貫性、政策のタイミング、政策規模などが財政政策の不確実性の要因となり得る。また、中央政府の他にも地方政府の方針も不確実性要因となり得る。しかしながら、主体が異なることもあり、総合的な財政政策の不確実性の指標を作成するための論理的な裏付けが難しい。日本の経済対策が減税や公共事業による中央政府主導でその方針が決まることを鑑みれば本稿の分析は十分な意義があると言えよう。

財政政策の不確実性が経済に何らかの影響を及ぼすことは以前から認識されていた（例えば Brainard (1967)）。さらに、Friedman (1947, 1948) は政策のラグが経済の攪乱要因であることを指摘した。内部ラグは政策当局が経済状況を認識するまでに時間がかかることであり、外部ラグは発動された政策の効果が実際に現れるまでに時間がかかることである。

財政から見て重要となるのは、世代間配分問題から生じる不確実性である。Daniel (1989)、Drazen and Helpman (1990)、Elder et al. (1999) などは、1980年代アメリカ合衆国の政府債務増大について、債務累積解消のための増税や歳出削減がいつ行われるかのタイミングが不確実性をもたらすとの研究を行なった。それらの研究は緊縮財政のタイミングが不確実である場合、経済に負の影響をもたらすことを示した。財政政策の歳出規模に焦点を当てた研究としては、政府の歳出規模と民間消費の関係を財政改革の視点から分析した Bertola and Drazen (1993) がある。民間部門は将来の財政改革の可能性を考慮に入れるため、債務残高が大きい場合に政府歳出の増大が民間消費を抑制することを示した。Rankin (1998) は政府歳出規模が利子率や物価への影響を通じて消費や投資への影響があることを理論的に示した。家計は利子率やそれぞれの時間選好率に応じて異時点間の消費平準化を行っている。この時、財政政策の不確実性が利子率や物価に影響を与え、現在の消費に対し負の効果をもつことが示された。

1990 年代の日本でも世代間配分問題から生じる不確実性の影響は大きく、さらに社会保障負担の世代間問題も加わっている。財政収支の赤字拡大は若年世代生涯可処分所得の不確実性をもたらす。毎期の財政政策は必ずしも事前に予測されたものではないから、若年世代の生涯可処分所得の減少が現在の消費低下につながる。2004年度（財務省、見通し）における対国民所得の租税負担率は21.1%、社会保障負担は14.4%で、合計で35.5%となっている。さらに、財政赤字が対国民所得9.6%であるから、潜在的な国民所得負担率は45.1%にものぼる。1991年度では同比が37.5%となっているから、その変動が可処分所得で見た家計所得の不確実性に与えてきた影響は無視できない。

一方で、経済対策を行なわないで財政均衡を目指した場合、財政政策には乗数効果を通じて家計の生涯所得を増加させる効果が失われるため、現役世代の生涯所得減少につながる。あるいは、釣・浅子（2000）で示されたように、公共投資と民間消費には長期的な補完関係も存在するから、若年世代への負の影響もある。

財政政策の不確実性が家計の生涯可処分所得に影響を与えることは説明できるが、実際に実証分析を行なう場合には何を財政政策の不確実性指標とするかに問題が残る。さらに、不確実性は予期されない財政政策の変化によってもたらされることを考慮に入れる必要が
ある。過去の歳出による予期された租税負担増大はすでに生涯所得には織り込み済みである。財政の歳入、すなわち租税負担を見た場合はこの点が曖昧となる。そこで、本稿では歳出で財政政策の家計にとっての不確実性を計ることとした。歳出の増加が借り入れの増大につながると将来の可処分所得の変動につながる。また、歳出の決算の他に補正額も見た。補正額は主に期中に生じた経済低迷に対応して決められることが多いから、経済対策のための歳出に対応するものである。日本で裁量的財政政策が半ばルール化していれば、経済対策によって歳出規模が変動した場合でも家計はそれを不確実性と見なされない可能性がある。

### 2.2 予備的動機モデルと政府支出

実証分析に先立ち、なぜ消費者が財政政策の不確実性に対して消費を減少させるのかを理論的に明らかにしておく必要があろう。本稿での仮説は、政府の財政政策の方針の揺れ動きが家計の労働所得に不確実性を生じさせるというものである。財政政策が家計所得水準へ与える影響として乗数効果や長期的な外部効果などが存在する $ ^{1} $ から、財政政策が家計所得の変動要因となる。本稿では、財政政策の変動が各期の家計所得の変動要因となることを仮定し、Caballero (1990)、Carroll (1992)、Kimball (1990)などによる予備的貯蓄モデルに財政政策の不確実性を導入して消費者行動を分析することとする。予備的貯蓄モデルは、労働所得の不確実性が最適化問題を通じて消費の不確実性をもたらすというメカニズムを説明する。この時、労働所得プロセスの分散が大きくなると、現在の消費が低下し予備的貯蓄が増加する。

ライフ・サイクル仮説 $ ^{2} $ で二次関数を用いると消費の効用最大化問題における解を得ることができる。Hall (1978)は二次関数の効用関数を用いて、消費がランダム・ウォークとなることを示した。しかしながら、二次関数の仮定は現実的な仮定とはいえない。そこで、Leland (1968)、Sandmo (1970)、Dreze and Modigliani (1972)、Flavin (1981)、Kimball (1990)、Campbell and Deaton (1989)などは限界効用が非線形となるケースでの分析を行なった。これらの研究で、効用関数の三次導関数すなわち危険回避度の程度が貯蓄に影響を及ぼすことが示され、所得の不確実性が増大すると予備的貯蓄が増加することが示された。危険回避度一定（CRRA）の効用関数は三次導関数の値が正となるもので、予備的貯蓄行動を説明し得る関数型である。

CRRA 型効用関数を用いた場合には、消費の解を求めることができない。そこで Caballero (1990, 1991) は指数関数による絶対的危険回避度一定（CARA）の効用関数を用い
て解を求めた。さらに労働所得が独立、同一分布に従う（i.i.d.）変数ではなく、分散が変動する変数であるときの分析を行なっている。その結果では、生涯所得の他に予備的貯蓄動機（労働所得の分散）が消費に影響を与えることが示された。ただし、CARA型効用関数、関数型を特定化してしまうことの問題や、実証的にサポートされないという問題が残される。それでも現在の消費が現実に不確実性要因に依存することを示せたことは、依然として意義が大きい。そもそも予備的貯蓄モデルでは、消費者が直面する様々な不確実性をどのように表現するかという問題がある。本稿では、不確実性の一要因としての財政政策を考えたことになる。Caballero (1990, 1991)のモデルに財政政策の不確実性を組み込むことで、具体的に財政政策の不確実性が消費に負の影響を及ぼすことを定式化する。

経済に家計が [0,1] の密度で存在するものとする。家計は無限期間で存在し、その構成人口は一定で、それぞれの同質であるものとする。時間は離散的であるとする。この時、ある代表的家計の t 期における効用が

$$ \mathrm{E}_{t}\left[\sum_{j=0}^{\infty}\left(\frac{1}{1+\rho}\right)^{j}u(c_{t+j})\right] $$

と書けるものとする。 $ c_{t} $ は t 期における一人当たりの実質消費支出額で、 $ \rho $ は時間割引率である。 $ E_{t}[\cdot] $ は t 期までで得られる情報のすべてが与えられたものでの条件付期待オペレーターである。効用関数は解析的な解を得るために CARA 型の効用関数とし、

$$ u(c_{t})=-\frac{1}{\gamma}\mathbf{e x p}(-\gamma c_{t}) $$

という瞬時効用関数に特定化する。ここで、 $ \gamma(>0) $ は一定のリスク回避度を表す。

Aを個人の保有する実質資産ストック、yを実質労働賃金所得であるとすると、 $ t+j $ 期における家計の予算制約式は

$$ c_{t+j}=y_{t+j}+(1+r)A_{t+j-1}-A_{t+j} $$

となる。利子率 r はリスク・フリー債券の利子率であり、ここでは簡単化のために一定とする。初期の資産は所与とする。また、横断性条件である $ \lim_{j\to+\infty}\left(1/1+r\right)^{t+j}A_{t+j}=0 $ は満たされているものとする。

労働賃金の所得は非負の確率変数でありその過程が MA（Moving Average）過程で表現できるものとする。この時の所得は
$$ \mathrm{E}_{t}[y_{t+j}]-\mathrm{E}_{t-1}[y_{t+j}]=\psi_{j}\omega_{t} $$

と書ける。ここで、$\psi_{j}$ は $j$ 番目の MA の係数であり、$\omega_{t}$ は $i.i.d.$ の攪乱項である。ただし、$\psi_{0}=1,\left|\sum_{j=0}^{\infty}(1+r)^{-j}\psi_{j}\right|\leq\infty$ であり、定常性は満たされるものとする。

次に、政府の行動と家計所得との関係をどのように仮定するのかが重要となる。予備的貯蓄モデルでの不確実性は労働所得から生じるが、本稿ではそのほかに財政政策要因を組み込んでいく。政府支出乗数の効果を認めると、毎期の所得は政府支出と正の関係がある。あるいは、可処分所得について考えると増税のタイミングとの関係も存在する。そのため、政府行動の不確実性が生涯所得の不確実性の一要因となり得ることを前節で見た。予備的貯蓄における不確実性をここでは二つの要因から捉え、εを政府行動以外からの攪乱要因とし、ηを政府行動からの攪乱要因であるとする。これらの要因を合わせたものが生涯所得の不確実性要因であるから、（4）式のω_{t}を

$$ \omega_{t+j}=\varepsilon_{t+j}+\eta_{t+j} $$

と定義できると仮定する。それぞれ平均はゼロであるが。下で見るようにそれぞれ（以下では添え字で識別する）の要因の分散 $ \sigma^{2} $ は一定ではなく MA 過程で表現され、時間を通じて変化するものである。したがって、 $ t+j $ 期においては事後的に

$$ \sigma_{\omega,t+j}^{2}=\sigma_{\varepsilon,t+j}^{2}+\sigma_{\eta,t+j}^{2}+2\mathrm{cov}(\varepsilon_{t+j},\eta_{t+j}) $$

という関係がある。ここで、covは共分散を表す。

次に財政政策の不確実性が民間消費にどのような効果を及ぼすのかを確認する。なお、以下のモデルは財政政策の不確実性を導入した以外に、Caballero (1990)と基本的な違いはないため、本稿での解説は簡単なものに留める。

効用関数が指数関数としたが、主観的割引率が利子率に等しいと仮定すると、この時効用最大化問題から導かれるオイラー方程式は、

$$ \exp(-\gamma c_{t})=\mathrm{E}_{t}\left[\exp(-\gamma c_{t+1})\right] $$

となる。ここで、 $ t+1 $ 期の消費は期待値であるから t 時点においては不確実な確率変数である。Caballero (1990)は $ t+j $ 期の消費が任意の $ \Gamma $ 及び $ \phi $ に対し、

$$ c_{t+j}=\Gamma_{t+j-1}+\phi_{t+j-1}c_{t+j-1}+\nu_{_{t+j}} $$

という過程に従うものという推測をまず置いて理論を展開する。ここで、 $ \phi $ は一期前の消費にかかる係数であり、 $ \nu $ は攪乱項である。(7)式を(8)式に代入することにより、

$$ \Gamma_{_{t}}=\frac{1}{\gamma}\ln\mathrm{E}_{_{t}}\Big[\exp(-\gamma\Psi\omega_{_{t+j}})\Big] $$
が得られる。ここで $ \Psi\equiv\frac{r}{1+r}\sum_{j=0}^{\infty}(1+r)^{-j}\psi_{j} $ である $ ^{4} $ 。

（3）の予算制約式を通事的予算制約式に書き換え、労働の賃金所得が MA 過程に従うという仮定を用いる $ ^{5} $ と、t 期の消費は

$$ c_{t}=y_{t}^{p}-\frac{r}{1+r}\sum_{j=1}^{\infty}(1+r)^{-j}\sum_{i=1}^{j}\Gamma_{t+i-1} $$

となる。 $ y_{t}^{p} $ は恒常所得であり、 $ y_{t}^{p}\equiv\frac{r}{1+r}(A_{t}+\sum_{j=0}^{\infty}(1+r)^{-j}\mathrm{E}_{t}[y_{t+j}]) $ と定義される。(9) 式

で示されるようにΓは労働賃金所得の攪乱項によって表現されるから、(10)式で消費はΓが大きいほど小さくなることがわかる。すなわち、t期の家計消費は所得に何らかの攪乱要因が存在する場合には、存在しない場合に比べて小さいものとなる。

では、攪乱要因（労働賃金プロセス）が不確実である場合に、家計消費はその不確実性からどのような影響を受けるであろうか。不確実性（分散）の効果も（10）式から見ることができる。労働所得がi.i.d.ではなく、その分散 $ \sigma_{\omega}^{2} $ が、

$$ \mathrm{E}_{t}[\sigma_{\omega,t+j}^{2}]-\mathrm{E}_{t-1}[\sigma_{\omega,t+j}^{2}]=\phi_{j}z_{t} $$

という MA 過程で表現されるものとする。ここで $ z_{t} $ は i.i.d. の攪乱項である。定常条件、 $ \sum_{j=0}^{\infty}\phi_{j}^{2}<\infty $ 、は満たされるものとする。

Γは消費と所得の攪乱項と正の相関を持つから、（11）式が成立する場合はΓも同じくMA過程で表現できる。消費及び所得の攪乱項が正規分布であるとすると、ΓのMA過程式と（9）式から、消費はCaballero(1990)のProposition2及びCorollary2で示されている通

$$ \sum_{j=0}^{\infty}(1+r)^{-j}c_{t}+\sum_{j=1}^{\infty}(1+r)^{-j}\sum_{i=1}^{j}\Gamma_{t+i-1}-\sum_{j=1}^{\infty}(1+r)^{-j}\mathrm{E}_{t}[y_{t+j}]+\sum_{j=1}^{\infty}(1+r)^{-j}\sum_{i=1}^{j}\nu_{t+j}-\sum_{j=1}^{\infty}(1+r)^{-j}\sum_{i=1}^{j}\psi_{j-i}\omega_{t+i}=A_{t} $$
り、

$$ c_{t}=y_{t}^{p}-\frac{\gamma/2}{\mathrm{E}_{t}[\sigma_{v,t+1}^{2}]/r}-\frac{\gamma r}{2(1+r)}\sum_{j=1}^{\infty}(1+r)^{-j}\sum_{i=1}^{j}\sum_{h=0}^{t}(\phi_{h+i-1}-\phi_{h})z_{t-h} $$

となる。したがって、消費の過程は

$$ c_{t+1}=c_{t}+\frac{\gamma}{2}\mathrm{E}_{t}[\sigma_{v,t+1}^{2}]+v_{t+1} $$

となる。ただし、 $ v_{t+j} \equiv \Psi \omega_{t+j} - \frac{\gamma}{2r} \Phi z_{t+j} $ である。ここで $ \Phi \equiv \frac{r}{1+r} \sum_{j=0}^{\infty} (1+r)^{-j} \phi_{j} $ である。

労働所得の分散が増加するような不確実性が表れると、(13)式で示されるように消費成長率が増加する。これは、現在の消費が減少又は予備的貯蓄が増大することを意味している。

本稿では（5）式で示されるように、所得の不確実性は財政政策要因とその他の所得変動要因の二つから成ることを仮定した。政府支出の変動と消費の関係は、家計所得の不確実性との関係から求められる。政府支出と所得に正の相関があることを認めれば、政府支出の変動は所得の変動をもたらす。この時、財政政策は所得の不確実性の一要因であるから、現在の消費が減少することになる。

### 3. 実証分析による検証

### 3.1 財政政策の不確実性と民間消費

次に、政府不確実性の代理変数をいくつか作成し、財政の不確実性の影響の分析を行う。指標は三つの視点から作成した。一つめが歳出決算の分散、二つめが決算と予算の差から年度内の経済変化に対する補正額の分散、三つめが歳出と補正後予算の差から財政歳出が予算で予定されたとおり行われたか否かの誤差についてのばらつきである。それぞれの推計方法は後述する。

歳出決算の他に補正額の分散をここでみたのは、我が国における裁量政策は半ばルールと化して用いられてきた点を考慮したためである。Asako et. al. (1991)は、1965年度から1989年度について、経済見通しと実績値の乖離が予算に与える影響を分析した。そこで、政府は経済見通しと長期計画の間に差が生じた場合に有意に予算歳出を増加させてきたことが示された。釣（2005）では同様の推定を期間を伸ばして1990年代を含めた場合について行なっている。その場合でもAsako et. al. (1991)と同様の結果となっており、日本では裁量的経済対策が半ばルール化している可能性がある。

歳出は中央政府一般会計の歳出合計決算額であり、補正後予算は予算額に補正額を加え
た額である。データは「財政統計」のものを用いた。財政のデータは政府支出デフレーターにより実質化した。サンプル期間は1970年度から2000年度までである。なお、我が国の中央政府は1966年度に建設国債の発行を始め、1975年度の補正予算から特例国債（赤字国債）の発行を始めている。

消費支出と可処分所得は「家計調査報告」の勤労世帯のものであり、世帯における平均人数で割ることで一人当たりの額を求めた。ここで、勤労世帯としたのは、全世帯についての所得は上記報告にはないためである。実質化は消費者物価指数により行った。家計所得では可処分所得ではなく期待生涯所得が問題となる $ ^{7} $ 。期待生涯所得は期待勤労年数や失業から雇用される確率などを考慮に入れる必要があるが、所得については簡易的に「可処分所得／（1+失業率）」とした推計を行う。利子率は、郵便定額貯金（3年）の金利を「金融経済統計月報」から取り、消費者物価指数の変化率を引いて実質化した。

基本的な推定式は、（5）式と（13）式による構造方程式で表される。（5）式から（13）式の分散（ $ E_{t}[\sigma_{v,t+1}^{2}] $ ）は財政政策要因（ $ \sigma_{\eta,t}^{2} $ ）とその他の所得要因（ $ \sigma_{\varepsilon,t}^{2} $ ）から構成されていることがわかるから、それぞれを明示すると、

$$ \Delta C_{t}=\alpha_{0}+\alpha_{1}\mathrm{E}_{t-1}\Big[\sigma_{\varepsilon,t}^{2}\Big]+\alpha_{2}\mathrm{E}_{t-1}\Big[\sigma_{\eta,t}^{2}\Big]+\mu_{t} $$

と書ける。ここで、μはホワイト・ノイズの攪乱項である。 $ \Delta C_{t} $ はt期における一人当たりの実質消費支出の前期との階差であり、 $ \sigma_{\varepsilon,t}^{2} $ と $ \sigma_{\eta,t}^{2} $ はそれぞれ可処分所得分散と政府支出分散である。

$ \sigma_{\eta,t}^{2} $ としてどのような指標を用いるかは本稿の重要なテーマである。財政政策の不確実性指標として、歳出（決算額）、裁量政策（補正額；決算額と当初予算額の差より導出）、歳出の誤差（決算額と補正後予算額の差より導出）の三つの側面を見ることとした。

それぞれの指標から分散として表される不確実性指標を推計するとき、何らかの一次のモーメントを導き出し、そこからの乖離を推計する必要がある。ここでは短期的な平均値からの乖離と長期トレンドからの乖離の二通りから測定を行った。初めの短期的平均からの乖離については、過去数年（T年）間における移動平均を用いて標準偏差を導いた。人々が政府行動を過去T年間との比較からその不確実性を計るものと仮定する。この時の不確実性を、標準偏差の形で、

$$ VG_{t}=\sqrt{\sum_{i=0}^{T-1}(x_{t-i}-x_{T})^{2}/T} $$

と定義する。

もう一つは、長期トレンドからの乖離で、トレンドの推計方法は Hodrick-Prescott フィ
ルター（以下 HP フィルター）とした $ ^{8} $ 。HP フィルターは、トレンドの係数が変化するもので、構造変化を許容するものである。この時、二つめの不確実性の指標は

$$ VHG_{t}=\sqrt{\sum_{i=0}^{T-1}(x_{t-i}-x_{T}^{*})^{2}/T} $$

と導かれる。短期的な移動平均は例えば T=2 のように過去 2 年だけから導いた平均から分散で不確実性を定義するのは適切とはいえないが、長期的トレンドではそれが可能となる。

各指標の推移は図3-1で示されている通りである。標準偏差であるため、値は常にプラスとなっている。大まかな傾向を見ると1970年代半ば、1980年代半ば、1990年代半ばの値が大きくなっており、逆に1970年代初め、1980年代初めの値が小さくなっている。ただし、歳出（決算）に比べて裁量政策（補正額）や歳出誤差の変動の方が大きい。裁量政策は1975年度から1977年度にかけて、1983年度及び1984年度、1993年度以降で値が大きくなっている。歳出誤差は、1988年度と1989年度、及び1990年代半ば以降で特に大きくなっている。

### 3.2 歳出及び裁量政策の基礎的推定結果：1970-2000年度、T=3

前節の不確実性指標の定義では人々が過去何年間についての財政運営を基準としているかが問題となる。(15)、(16)式におけるTの値が大きいとすれば、過去の長期にわたる平均からはずれていなければ不確実ではないとするものである。逆にTの値が小さければ財政の変動を大きな不確実性の要因として捉えることになる。本稿でのデータは年度データであるから、例えば人々がT=10であれば、10年度分を考慮に入れることとなる。しかしながら、実際に10年もの長期を考慮に入れているとは考えにくい。数年についての政府行動の変動をみて財政運営の方針がどのようなものであるかを捉えていると考えるほうが自然である。

T の値を特定化することは容易ではないから、ここでは、ベンチマークとして T=3 を初めに見ていき、次に他のケースと比較することで分析を進めていくこととする。T=3 以外のケースについては次項で確認することとする。
図3-1 不確実性指標の推移

—— 歲出(決算) —◇— 裁量歲出 —■— 歲出誤差

—— HP 歲出(決算) —◇— HP 裁量歲出 —▪— HP 歲出誤差

出所）上段は本文（15）式で、下段は本文（16）式で定義される。基となる財政データの単位は億円（名目）。

歳出（決算）の不確実性の効果を見たのが表3-1である。（14）式に対応する推定は定式（2）及び（5）である。表3-1のその他定式化では所得分散と歳出分散の他に、所得水準、歳出水準及び利子率（階差）を説明変数に加えている。これらは理論に対応するものではないが、定式（2）及び（5）の推定値の頑健性を確認するために行なったものである。同様に表3-2以下についても（14）式に対応するもの以外の他の定式化についての推定も行なっている。

推定は、攪乱項の自己相関や不均一分散が検出されなかったため、通常の最小二乘法により行った。なお、1997年度については消費税率が3%から5%へ上昇したのを考慮してダミー変数をおいている。1989年度でも消費税が導入されたが、この年度ダミーは有意とはならなかったので省略した。

はじめに所得の不確実性が消費に与える影響について確認しておきたい。表3-1の定式
(2) や（5）の結果を見ると、本稿で定義した所得不確実性では符号は予測通りマイナスとなったが、有意な推定量は得られなかった。他の定式化で所得水準を加えた推定を行なったが、この場合は所得水準が有意にプラスの推定量となっている。所得そのものについての実証分析は、水準と不確実性の関係をさらに整理する必要があろう。例えば、本稿で定義した不確実性は、過去の傾向から求めたものであり、実際に人々が形成するものとは異なっている可能性が大きいことが挙げられる。これまでの実証分析として小川（1991）や土居（2001）があるが、同様に所得の不確実性と現在の消費の関係は確かではない。わが国の所得変動が小さいことも要因の一つとして挙げられる。ここで見た消費支出は勤労者のものであり、これらの人々の所得の変動はそもそも小さく、不確実性が消費に負の影響を与えるほどではなかったのかもしれない。

次に、本稿の主題である歳出の不確実性の影響について確認したい。表3-1の定式（2）をみると、3年の移動平均から求めた不確実性では、消費支出に対しマイナスの符号で有意な係数が得られた。また、定式（5）のトレンド（HPフィルター）から求めた不確実性についても有意にマイナスの係数が推定された。説明変数は標準偏差と同じスケールで測っている。したがって、表3-1の定式（2）を見ると、移動平均からの乖離1円に対しマイナス0.76円（変化額）の消費への影響があることになる。また定式（5）を見ると、トレンドからの乖離ではマイナス3.94円の影響があることになる。なお、図3-1にあるように、トレンドの乖離は移動平均の乖離と比べて小さいので、係数は異なるが生じた効果は同程度である。

表 3-2 では決算と予算の差を経済対策により変化した額と捉え、この裁量政策 (補正額) についての推定を行った。わが国における財政歳出の予算は、前年の経済見通しに基づいて原案が作成される。会計年度が始まる4月以降に経済状況が変化すれば、補正予算により調整されることが多い。したがって、補正予算額は経済対策の額に対応すると考えられる。

表 3-2 での 3 年の移動平均によって定義した不確実性では、いずれの推定でもマイナスの符号となったが有意性に欠けている。定式（8）で係数はマイナス 0.55 と推定されている。定式（11）で HP フィルターを用いたトレンドによって定義した不確実性について見ると、符号はマイナスとなっているが、有意ではない。定式（12）で所得水準を加えた場合には有意となるが、これは理論と対応する定式ではないからこの結果で有意性は確証されない。定式（8）及び（11）の結果をそれぞれ定式（2）及び（5）と比べると、推定量は小さくなっている。ここでも主に経済対策に対応する補正額の不確実性は消費に対する効果が小さい可能性が示唆される。
表3-1 財政歳出の不確実性Ⅰ

推定期間：FY1970-2000

T = 3	HPフィルター T = 3
説明変数	(1)	(2)	(3)	(4)	(5)	(6)	(7)
定数項	19,030 **	27,344 **	10,319 *	10,073 *	40,383 **	14,348 *	14,343 *
(2.94)	(3.79)	(2.78)	(2.69)	(4.09)	(2.67)	(2.68)
Δ利子率	128,947 **	132,308 **	143,959 **	147,776 **
(3.29)	(3.34)	(3.72)	(3.81)
Δ所得	0.50 **	0.51 **	0.49 **	0.51 **
(10.16)	(9.98)	(9.80)	(9.83)
所得分散	-0.08	-0.03	0.12	0.09	-1.34	0.24	0.14
(-0.20)	(-0.07)	(0.69)	(0.49)	(-1.12)	(0.41)	(0.23)
Δ財政歳出	-0.13	0.06	0.07
(-0.79)	(0.82)	(1.05)
歳出不確実性	-0.76 *	-0.53 **	-0.53 **	-3.94 *	-2.41 **	-2.49 **
(-2.10)	(-3.20)	(-3.17)	(-2.48)	(-3.15)	(-3.24)
1997年ダミー	-45,031 **	-43,596 **	-25,773 **	-23,949 **	-43,037 **	-26,187 **	-24,393 **
(-2.85)	(-3.03)	(-3.76)	(-3.30)	(-3.29)	(-4.10)	(-3.70)
Adj. R²	0.21	0.31	0.85	0.85	0.35	0.86	0.86
DW	1.42	1.71	2.68	2.67	1.75	2.90	2.97

注）カッコ内はt値。**、*はそれぞれ有意水準1%、5%で係数がゼロの帰無仮説が棄却されることを意味する。DWはダービン＝ワトソン統計量。

表3-2 補正予算額で見る不確実性Ⅰ

推定期間：FY1970-2000

T = 3	HPフィルター T = 3
説明変数	(8)	(9)	(10)	(11)	(12)	(13)
定数項	23,402 **	6,690	6,278	26,810 **	5,854	5,822
(3.56)	(1.66)	(1.53)	(3.72)	(1.37)	(1.34)
Δ利子率	160,020 **	141,969 *	167,070 **	155,882 **
(3.44)	(2.66)	(3.83)	(3.08)
Δ所得	0.49 **	0.49 **	0.51 **	0.50 **
(8.47)	(8.26)	(9.23)	(8.92)
所得分散	0.16	0.16	0.17	-0.24	0.96	0.93
(0.39)	(0.76)	(0.81)	(-0.18)	(1.48)	(1.40)
Δ補正額	-0.06	-0.04
(-0.71)	(-0.46)
補正額不確実性	-0.55	-0.25	-0.22	-2.01	-1.29 *	-1.22
(-1.86)	(-1.45)	(-1.27)	(-1.73)	(-2.13)	(-1.91)
1997年ダミー	-43,166 **	-24,613 **	-26,535 **	-40,868 **	-24,085 **	-25,068 **
(-2.96)	(-3.15)	(-3.18)	(-2.97)	(-3.48)	(-3.41)
Adj. R²	0.29	0.81	0.81	0.28	0.83	0.83
DW	1.78	2.35	2.36	1.71	2.67	2.67

注）カッコ内はt値。**、*はそれぞれ有意水準1%、5%で係数がゼロの帰無仮説が棄却されることを意味する。DWはダービン=ワトソン統計量。補正額は決算歳出マイナス予算歳出で定義している。
### 3.3 歳出及び裁量政策のその他の推定結果

次に、T に T=3 以外の値を取った場合や、推定期間を変えた場合について確認したい。表 3-3 では、推定期間と歳出決算の不確実性を説明変数とすることは表 3-1 と同じであるが、T を移動平均については 4、トレンドについては 2 とした推定を行った。移動平均では T=2 を取るのは単に二期間の平均になってしまうため適切ではないが、トレンドについて T=2 とすることで比較的短い期間のみを見る場合も可能である。

$ T=4 $ と $ T=2 $ のどちらの場合でも、 $ T=3 $ のときとほぼ同じ結果であり、歳出の不確実性についてマイナスの係数が推定された。ただし、理論式に対応する定式（14）及び（17）については有意性に欠けている。推定では、消費支出の変化を説明するのに、歳出のみを説明変数とするよりも利子率や所得を加えた方が、歳出の不確実性に関する係数の有意性が高まっている。また、T の値をこれ以上大きくすると、有意な推定結果は得られなくなる。したがって、T は2年から4年程度と考えられる。

表 3-4 では表 3-2 と同じく補正額を説明変数とした推定を行った。この場合は表 3-2 と比べて、T=4 の移動平均のケース（定式（20）および（21））で財政政策の不確実性に関してマイナスの係数が推定されているが、有意ではない。一方でトレンドによる T=2 の推定では、係数はマイナスとなっているものの同じく有意ではない。

次に、これまでの推定が推定期間に依存しているか否かを確認するため、推定期間を最近のみに限定し、1985年度から2000年度までとした場合の結果を表3-5と表3-6で確認してみよう。Tの値はこれまでの結果を踏まえて、移動平均による指標についてはT=3、HPフィルターによるトレンドについての指標ではT=2とした。

表 3-5 で歳出（決算）を説明変数とした場合を見ると、定式（26）の T=3 のケースでは係数がマイナスとなったが有意とはならなかった。ただし、係数はこれまでとほぼ同じ値となっている。有意となっていないのは、サンプル数が少ないことも理由の一つであろう。T=2 の場合もマイナスの係数ではあるが有意とはなっていない。

表 3-6 で裁量政策（補正額）について分析すると、不確実性に関する係数はいずれもマイナスであるのは同じだが、有意とはならなかった。

歳出の不確実性が現在の消費に負の効果をもたらすことがわかった。ただし、所得水準を説明変数に加えると有意となるが、加えず理論モデルに従うと有意と成らないケースがあることが問題として残る。また、サンプル期間や説明変数の選択によって係数の有意性が失われる点も問題として残る。所得水準との関係は今後の研究課題となるが、財政政策の不確実性指標が存在しない中で本稿の歳出決算による不確実性指標が消費に負の影響を与えることが確認できたことは、財政政策の運営方針について重要な示唆を与えるものである。
表3-3 財政歳出の不確実性 II

推定期間：FY1970-2000

説明変数	T = 4	HPフィルター (17)	T = 2
(14)	(15)	(16)	(18)	(19)
定数項	31,552 **	9,816 *	9,443 *	31,949 **	13,212 **	12,867 **
(4.06)	(2.23)	(2.12)	(3.55)	(3.22)	(3.13)
Δ利子率	150,533 **	153,973 **	161,230 **	164,594 **
(3.69)	(3.72)	(4.38)	(4.46)
Δ所得	0.52 **	0.53 **	0.53 **	0.54 **
(9.67)	(9.55)	(11.37)	(11.34)
所得分散	-0.41	0.18	0.16	-1.35	0.28	0.20
(-1.11)	(0.98)	(0.85)	(-1.07)	(0.51)	(0.37)
Δ財政歳出	0.06	0.07
(0.79)	(1.06)
歳出不確実性	-0.56	-0.57 *	-0.57 *	-2.94	-2.91 **	-2.96 **
(-1.28)	(-2.75)	(-2.73)	(-1.59)	(-3.76)	(-3.84)
1997年ダミー	-41,480 **	-25,781 **	-24,353 **	-41,230 **	-25,195 **	-23,458 **
(-3.02)	(-3.85)	(-3.48)	(-2.92)	(-4.17)	(-3.75)
Adj. R²	0.29	0.84	0.84	0.27	0.87	0.87
DW	1.80	2.53	2.57	1.70	2.90	3.01

注）カッコ内はt値。**、*はそれぞれ有意水準1%、5%で係数がゼロの帰無仮説が棄却されることを意味する。DWはダービン＝ワトソン統計量。

表3-4 補正額で見る不確実性 II

推定期間：FY1970-2000

T = 4	HPフィルター (23)	T = 2
説明変数	(20)	(21)	(22)	(24)	(25)
定数項	29,258 **	7,843	7,690	24,720 **	5,255	5,414
(4.45)	(1.80)	(1.75)	(3.85)	(1.37)	(1.39)
Δ利子率	174,114 **	157,300 **	173,705 **	159,927 **
(3.87)	(3.09)	(3.78)	(3.02)
Δ所得	0.50 **	0.49 **	0.52 **	0.51 **
(8.79)	(8.55)	(9.34)	(8.95)
所得分散	-0.24	0.25	0.26	-0.74	0.81	0.77
(-0.58)	(1.21)	(1.22)	(-0.59)	(1.29)	(1.18)
Δ補正額	-0.06	-0.04
(-0.73)	(-0.55)
補正額不確実性	-0.54	-0.43 *	-0.42 *	-1.50	-1.12	-1.05
(-1.52)	(-2.26)	(-2.12)	(-1.23)	(-1.74)	(-1.58)
1997年ダミー	-38,727 **	-22,932 **	-24,552 **	-41,469 **	-25,400 **	-26,454 **
(-2.88)	(-3.31)	(-3.34)	(-2.88)	(-3.55)	(-3.53)
Adj. R²	0.31	0.83	0.83	0.25	0.82	0.82
DW	1.81	2.33	2.35	1.64	2.47	2.46

注）カッコ内はt値。**、*はそれぞれ有意水準1%、5%で係数がゼロの帰無仮説が棄却されることを意味する。DWはダービン=ワトソン統計量。補正額は決算歳出マイナス予算歳出で定義している。
表3-5 財政歳出の不確実性 III

推定期間：FY1985-2000

説明変数	T = 3	HPフィルター (29)	T = 2
(26)	(27)	(28)	(30)	(31)
定数項	19,677	4,548	6,949	31,025	17,021 *	16,685 *
(1.48)	(0.67)	(0.94)	(1.68)	(2.68)	(2.82)
Δ利子率	139,059	287,842	216,483	313,434
(0.63)	(1.03)	(1.39)	(2.00)
Δ所得	0.49 **	0.53 **	0.55 **	0.59 **
(6.43)	(5.97)	(9.71)	(10.28)
所得分散	0.04	0.25	0.07	-1.25	0.60	0.47
(0.08)	(0.96)	(0.22)	(-0.76)	(1.01)	(0.86)
Δ財政歳出	0.14	0.12
(0.87)	(1.60)
歳出不確実性	-0.44	-0.35	-0.43	-3.16	-4.42 **	-4.59 **
(-0.78)	(-1.30)	(-1.50)	(-0.86)	(-3.65)	(-4.06)
1997年ダミー	-42,552 *	-26,629 *	-18,305	-40,413 *	-25,795 **	-21,070 **
(-2.45)	(-2.65)	(-1.31)	(-2.52)	(-4.20)	(-3.28)
Adj. R²	0.25	0.83	0.83	0.27	0.92	0.93
DW	1.30	1.86	1.58	1.26	1.81	1.65

注）カッコ内はt値。**、*はそれぞれ有意水準1%、5%で係数がゼロの帰無仮説が棄却されることを意味する。DWはダービン＝ワトソン統計量。

表3-6 補正額で見る不確実性 III

推定期間：FY1985-2000

説明変数	T = 3	HPフィルター (35)	T = 2
(32)	(33)	(34)	(36)	(37)
定数項	18,332	-594	-708	19,270	-2,069	-6,500
(1.62)	(-0.09)	(-0.10)	(1.73)	(-0.32)	(-1.03)
Δ利子率	99,777	93,669	261,422	533,843
(0.38)	(0.33)	(1.11)	(1.87)
Δ所得	0.49 **	0.49 **	0.54 **	0.56 **
(5.51)	(5.09)	(6.19)	(6.56)
所得分散	0.27	0.29	0.30	-0.78	1.18	0.62
(0.46)	(0.92)	(0.86)	(-0.49)	(1.35)	(1.98)
Δ補正額	-0.01	0.11
(-0.08)	(0.99)
補正額不確実性	-0.51	-0.06	-0.06	-0.74	-0.22	-0.05
(-0.94)	(-0.20)	(-0.18)	(-0.35)	(-0.21)	(-0.33)
1997年ダミー	-42,619 *	-26,969 *	-27,448	-38,497 *	-22,303 *	-30,229 *
(-2.48)	(-2.35)	(-2.04)	(-2.37)	(-2.41)	(-2.85)
Adj. R²	0.26	0.80	0.78	0.23	0.82	0.84
DW	1.24	1.78	1.74	1.38	2.06	1.76

注）カッコ内はt値。**、*はそれぞれ有意水準1%、5%で係数がゼロの帰無仮説が棄却されることを意味する。DWはダービン=ワトソン統計量。補正額は決算歳出マイナス予算歳出で定義している。