Silviase/jgov_v1.4_full_ann huggingface dataset:
$$ \begin{array}{c}+0.1993\bullet\log(YPR+YDV)+\sum_{i=2}^{3}a_{i}\bullet\log(YSE+IVAS)\\ (2.65)\end{array} $$

$$ \sum_{i=2}^{3}\alpha_{i}=0.15479 $$

$$ \begin{aligned}a_{i};Shiller lag,&d=0,s.c.=no,e.c.=no,k=1.0\\\overline{R}^{2}=&0.994\quad S=0.05372\quad DW=1.75\\&(1967Q2-1982Q1)\end{aligned} $$

(新版)

$$ \begin{aligned}\log(TYP+TPS)=-4.9121+1.2249\bullet\log(YW+YPR+YDV+YSE+IVAS)+\mathrm{dummy}\ $ 15.25)\quad(46.17)\\\overline{R}^{2}=0.984\quad S=0.02858\quad DW=2.61\ $ 1976Q1-1985Q1)\end{aligned} $$

旧版モデルにおいては，個人所得を構成する雇用者所得（YW），家計利子賃貸料所得（YPR）等がそれぞれ独立の説明変数となっていたが，今回はこれら変数をひとまとめにした。

(口) 法 人 税

(旧版)

$$ \begin{aligned}TYC+IFPV\cdot TINCR=&-262.48+\sum\limits_{i=4}^{6}a_{i}(T1\cdot(YC+IVAC-YDV))_{-i}\\&+\sum\limits_{i=1}^{3}b_{i}((T1\cdot(YC+IVAC-YDV))_{-i}-(T1\cdot(YC+IVAC\\&-YDV))_{-i-1})+\mathrm{dummy}\end{aligned} $$

$$ \sum_{i=4}^{6}a_{i}=1.1672\;,\quad\sum_{i=1}^{3}b_{i}=1.5607 $$

$a_{i}$ ; Shiller lag, $d=1$, s.c.=no, e.c.=yes, $k=10.0$

第1・2表 一般政府部門の収支バランス

受 取	支 払, 差 額
TAX	TYP個人税, 罰金および強制的手数料	CGV政府最終消費支出
TYC法人税および罰金	INTG一般政府利子支払
TYCG公的企業の直接税	SB補助金
TIC間接税(除く関税)	SAG社会扶助金
TIM関税	TRG一般政府からのその他の経常移転(純)
YG一般政府財産所得(賃貸料支払控除)	BSS社会保障給付
CSS社会保障負担	SG一般政府貯蓄

SG一般政府貯蓄	IGGV一般政府固定資本形成
CCAGG一般政府固定資本減耗	LANDGG一般政府の土地の購入(純)
TRAC海外から一般政府への資本移転(純)
TRGOC居住者から一般政府への資本移転	BG一般政府バランス
$ b_{i} $ ; Shiller lag, d=1, s.c.=no, e.c.=yes, k=1.0

第1・3表 公的部門の収支バランス

受 取	支 払, 差 額
TAX	TYP	個人税, 罰金および強制的手数料	CGV 政府最終消費支出
TYC	法人税および罰金	INTG 一般政府利子支払
TIC	間接税(除く関税)	SB 補助金
TIM	関税	SAG 社会扶助金
YG	一般政府財産所得(賃貸料支払控除)	TRG 一般政府からのその他の経常移転(純)
CSS	社会保障負担	TRCG 公的企業からのその他の経常移転(純)
BSS 社会保障給付
SPUB 公的部門貯蓄
SPUB 公的部門貯蓄	IGV 公的総固定資本形成
CCAG 公的部門固定資本減耗	CCAGG 一般政府固定資本減耗	IGGV 一般政府総固定資本形成	公的総固定資本形成
IIGV 公的企業在庫品増加
TRAC	海外からの一般政府への資本移転(純)	BPUB 公的部門バランス

第1・2表及び第1・3表に対する注

(注1) 一（バー）付き変数は本モデルでは外生変数とした変数である。

(注2) 一般政府の土地の購入（純）（LANDGG），居住者から一般政府への資本移転（純）（TRGOC）は，一般政府バランス（BG）を定義するために今回新たに導入した変数であるが，これら変数の四半期データ（年度データにGoldstein-Khan法を適用して推計）に信頼性が欠けるため，金融プロックの推定に用いられる金融純資産（FNW）の構成要素である公的部門バランス（BPUB）の定義からは除外した。

$$ \begin{aligned}&\overline{R}^{2}=0.960\quad S=657.22\quad DW=1.27\\ &\left(1966Q4-1982Q1\right)\\ \end{aligned} $$

$$ \begin{aligned}\log(TYC+IFPV\cdot TINCR)=&\begin{array}{cc}3.7756&(9.89)\quad+(0.58312\cdot(1-D814C)+0.60467\quad D814C)\cdot\log\left(T1\cdot\\&\sum_{i=0}^{3}\left(YC+IVAC-YDV\right)_{-i}\big/4+T2\cdot\sum_{i=0}^{3}YDV_{-i}\big/4)+\text{dummy}\\&\overline{R}^{2}=0.925\quad S=0.08671\quad DW=1.62\\&(1975Q1-1985Q1)\end{array}\end{aligned} $$

今回は旧版モデルにおいて考慮されていなかった配当軽課税分を加えた。また1981年第4四半期以降のダミーは退職金引当金等各種引当金の限度額の引下げに伴う法人税の増収に見合ったものである。

## （八） 関税を除く間接税

$$ \begin{array}{c}\log(TIM)=-3.6100\quad+1.0120\bullet(PGNP\big/\big/100)\quad+1.0758\bullet GNP\ $ 4.15)\quad(16.65)\quad(14.80)\end{array} $$
$$ \begin{aligned}&( 新 \quad 版 )\\&\quad\log(TIC/PRTIC)=CNVTIC\cdot\log(GNPV/PRGNPV)\end{aligned} $$

旧版モデルの特定化を用いた場合，安定したパラメーターを得るのが困難であったため，新版モデルでは推定式は用いず，基準時点（1965年第2四半期）の値で規準化した名目GNPと関税を除く間接税から求められる弾性値（CNVTIC）を用いた定義式を採用した。（PRGNPV，PRTICはそれぞれ1965年第2四半期の名目GNP，関税を除く間接税である。）

$$ \begin{aligned}&\overline{R}^{2}=0.994\quad S=0.04941\quad DW=1.15\\ &\quad(1966Q1-1982Q1)\\ \end{aligned} $$

なお一般政府利子支払（INTG）については旧版モデルにおいては明示的にはとりこまれておらず，その内生化が望まれていた変数である。今回の作業ではその内生化をはかるべく，次のような推計式を得たものの，説明変数（一般政府赤字累積額，長期金利）のラグの長さやそのパターンについて今後なお検討すべき点も多く，当面外生扱いとせざるをえなかった。

$$ \log\left(INTG\right)=-\underset{(11.69)}{4.2091}+\sum_{i=0}^{6}a_{i}\cdot\log(SBPUB)_{_{-}i-1}+\sum_{i=0}^{6}b_{i}\cdot\log\left(RL/100\right)_{-i} $$

$$ \sum_{i=0}^{6}a_{i}=1.1827\ ,\quad\sum_{i=0}^{6}b_{i}=0.092458 $$

$ a_{i} $ ; Shiller lag, d=2, s.c.=no, e.c.=yes, k=3.0

$ b_{i} $ ; Shiller lag, d=2, s.c.=smooth, e.c.=yes, k=3.0

$$ \begin{aligned}e.c.=yes,&k=3.0\\&\overline{R}^{2}=0.999\quad S=0.01552\quad DW=0.82\\&(1976Q4-1985Q1)\end{aligned} $$

## 第5節　国内金融ブロック

## (1) 短期金利

国内金融プロック構築の最大のポイントは短期金利の定式化にある。MPSモデル等アメリカにおける代表的計量モデルにおいては諸々の金融政策手段はすべて銀行準備，とくに自由準備（free reserve）に何らかの影響を与え，これが銀行部門の行動の変化を引き起こし，短期金利を変動させるとの，考え方が一般的である。EPA日本モデルにおける短期金利の決定方式も基本的にこのようなModigliani-Rasbe-Cooper〔1970〕によって定式化されたmoney market approachを第1次版以来採用しており，今回の決定にあたってもこの考え方を踏襲した。

このアプローチによればまず，自由準備（ $ RESF^{S} $ ）は定義的に

$ RESF^{S}=MBU-CURP-RESR $

として決定される。ここで， $ MBU $ は非借入マネタリーベース（unborrowed monetary base）であるが，これは対外純資産（net foreign asset，NFA），対政府信用（net government position，NGP），および中央銀行のその他の純資産（ $ OTH_{M} $ ）の合計として定義される。対外純資産（NFA）は外貨準備（ $ GFX $ ）とのbridge equationで決定されるが，対外純資産（NFA）の変動が，非借入マネタリーベース（ $ MBU $ ）に波及する場合，すなわち非不胎化政策（unsterilized monetary policy）を通貨当局がとる場合は，対政府信用（ $ NGP $ ）と中央銀行その他資産（ $ OTH_{M} $ ）を外生変数として，非借入マネタリーベースは

$$ MBU=NFA+NGP+OTHM $$

として決定される。一方，不胎化政策の場合は， $ MBU $ を外生変数として，対政府信用
## (NGP) が NGP=MBU-NFA-OTHM

として決定される。

民間部門の保有する現金通貨（CURP）は後にのべるように，民間部門保有の他のマネタリー・アグリゲートと同様，いわゆるポートフォリオ・アプローチによって決定される。必要準備は要求払預金，定期性預金，および譲渡性預金（CD）にそれぞれの法定準備率を乗じて求められる。

次に自由準備に対する需要（ $ RESF^{D} $ ）は次式のように定式化される。

$$ RESF^{D}{=}b_{0}{+}b_{1}\cdot RDIS{+}b_{2}\cdot RBRA $$

上記の各パラメータ一の符号条件については次のように考えることができる。まず公定歩合（RDIS）の上昇は中央銀行からの借入れの魅力を減退させ，中央銀行借入を抑制するの

(旧版)

で自由準備に対する需要は上昇する $ (b_{1}>0) $ 。短期金利についてはその上昇はそれら金融資産への投資による期待収益を増大させるので，自由準備に対する需要を減少させる $ (b_{2}<0) $ 。

こうして短期金利はこれら2つの式の均衡点によって決定することができるが，実際のモデル化にあたっては，上式を短期金利（現先レートを使用）で規準化し，自由準備については預金でスケールをとり，かつ，国内短期金利と代替関係にある外国の短期金利（ユーロダラー金利（REUD）を使用）を説明変数に加えて，次のような短期金利決定式を内生化することとした。なお，今回の推計においては，旧版において説明変数に加えられていた民間在庫残高デフレーターの上昇率を説明変数から取り除いた。

$$ \begin{aligned}RBRA&=0.98857+0.88239\cdot RDIS+0.051547\cdot REUD\\&\quad\begin{array}{l}(2.79)\quad(12.89)\quad(2.72)\end{array}\\&+\sum_{i=0}^{2}a_{i}\cdot RESF/(DD+DT-RESR+RRSEC\cdot SEC/100)\cdot100\\&+\sum_{i=1}^{4}b_{i}\cdot GR(PIIP,1)\cdot400+dummy\\&\sum_{i=0}^{2}a_{i}=-0.26580\ ,\quad\sum_{i=1}^{4}b_{i}=0.08430\\&\alpha_{i}\ ;Almon lag,\ d=1,\ s.c.=no,\ e.c.=yes\\&b_{i}\ ;Almon lag,\ d=2,\ s.c.=no,\ e.c.=yes\\&\\& 新闻版 )\\&RBRA&=-1.7511\ +1.0375\cdot RDIS&+0.19381\cdot REUD\\&\quad\begin{array}{l}(3.78)\quad(12.34)\quad(5.26)\end{array}\\&\quad+\sum_{i=0}^{1}a_{i}\cdot RESF/(DD+DT-RESR+RRSEC\cdot SEC/100)_{-1}\cdot100\\&\\\sum_{i=0}^{1}a_{i}&=-0.70507\\&a_{i}\ ;Shiller lag,\ d=0,\ s.c.=no,\ e.c.=yes,\ k=1.0\\&\\\overline{R}^{2}&=0.933\quad S=0.69544\quad DW=1.28\\&(1973Q1-1985Q1)\\& 今回の推計結果によれば , 当期の自由準備に &-0.66& 若干大きくなっており , 短期金利が ,\\& 係るパラメーターの大きさは旧版の -0.13 から & 短期金融市場 ( ここでは自由準備市場と考えて \end{aligned} $$
いる）の需給によって影響される度合が近年若干高まっていることがわかるが，同じような理論に基づく推計式によって得られたアメリカモデルにおける短期金利の決定要因である自由準備に係るパラメーターの大きさ（1966Q2から1981Q4までの標本期間より得られたパラメーターの大きさは7.7である。）に比べるならば依然としてきわめて小さい。（なお，アメリカモデルにおいては自由準備を被説明変数とし，短期金利を説明変数とした推計式である $ ^{注} $ 。）このことは後に詳細に述べるように，日本の場合，米国と比してマネーサプライの供給関数が利子に関してきわめて弾力的になっており，その結果LM曲線がきわめてフラットであり，財政支出拡大による金利の上昇はきわめて小さいことを意味している。

(2) 長期金利

$$ \begin{aligned}RSEC&=-2.4209+(3.56)+0.070029\cdot(\sum_{i=0}^{1}(SBG\big/\ FNW)_{-i}\cdot100\big/\ 2)+\sum_{i=0}^{6}a_{i}\cdot RBRA_{-i}\\&\quad+\sum_{i=0}^{2}b_{i}\cdot GR(PIIP,1)_{-i}\cdot400+dummy\\&\sum_{i=0}^{6}a_{i}=0.47389,\quad\sum_{i=0}^{2}b_{i}=0.11994\\&a_{i};Almon lag,\ d=1,\ s.c.=no,\ e.c.=yes\\&b_{i};Almon lag,\ d=2,\ s.c.=no,\ e.c.=yes\\&\quad\quad\quad\quad\overline{R}^{2}=0.963\quad S=0.32437\quad DW=1.69\\&\quad\quad\quad\quad(1969Q1-1982Q1)\end{aligned} $$

(新版)

$$ \begin{aligned}RSEC&=-\begin{aligned}&103.70+0.11869\cdot\sum_{i=0}^{5}(SBPUB\big/\ FNW\big)_{-i}\cdot100\big/\ 6+\sum_{i=0}^{3}a_{i}\cdot RBRA_{-i}\\ &(4.40)\quad(5.13)\quad i=0\\ &+\sum_{i=0}^{2}b_{i}\cdot GR\left(PIIP,1\right)_{-i}\cdot400+\sum_{i=0}^{1}c_{i}(IFPV\big/\ GNPV\big)_{-i}\cdot100\\ &\end{aligned}\\ &\sum_{i=0}^{3}a_{i}=0.62936,\quad\sum_{i=0}^{2}b_{i}=0.075859,\quad\sum_{i=0}^{1}c_{i}=0.13406\\ &a_{i};Shiller lag,\quad d=1,\quad s.c.=no,\quad e.c.=yes,\quad k=15.0\\ &b_{i};Shiller lag,\quad d=1,\quad s.c.=no,\quad e.c.=yes,\quad k=1.0\\ &c_{i};Shiller lag,\quad d=0,\quad s.c.=no,\quad e.c.=yes,\quad k=8.0\\ &\quad\overline{R}^{2}=0.939\quad S=0.32107\quad DW=1.24\\ &\quad(1976Q1-1985Q1)\\ \end{aligned} $$

長期金利（ここでは金融債利回りを使用）は旧版とほぼ同様に短期金利をベースに，物価上昇率（Fisher 効果）および，長期資本市場の需給要因と考えられる民間投資比率（IFPV／GNPV）と公的部門赤字累積額対民間金融純資産比率（SBPUB／FNW）を説明変数とする関数によって決定されるとした。
(3) 全国銀行貸出約定平均金利

$$ \begin{aligned}RLB=&2.3324+0.70501\cdot RT+0.0061062\cdot(IFPV\big/FNW\cdot100)+\sum_{i=0}^{5}a_{i}\cdot RBRA_{-i}\\&(14.29)(16.19)\quad(5.16)\\&-0.025138\cdot RESF\big/(DD+DT-RESR)\cdot100+dummy\\&(1.05)\\&\sum_{i=0}^{5}a_{i}=0.066645\\&a_{i}\ ;Almon lag,\ d=2,\ s.c.=no,\ e.c.=yes\\&\quad\quad\quad\quad\overline{R}^{2}=0.971\quad S=0.14828\quad DW=0.82\\&\quad\quad\quad\quad(1968Q1-1982Q1)\end{aligned} $$

$$ \begin{array}{l}\mathrm{RLB}=2.0411+0.57312\cdot RT+\underset{(6.05)}{\overset{0.017469}{\cdot}}(IFPV\big/\mathrm{FNW}\cdot100)\\\quad(10.04)\quad(8.12)\\\quad+0.15947\cdot\underset{(4.00)}{\overset{3}{\sum}}RBRA_{-i}\big/\big/4+\mathrm{dummy}\end{array} $$

住宅投資関数の説明変数である全国銀行貸出約定平均金利（RLB）は定期預金金利（RT，外生），短期金利（RBRA），および投資比率によって決定される。旧版と比較して，預金金利の係数が小さくなり，短期金利および投資比率の係数が大きくなっている。

## (4) 貨幣需要及び金融債需要関数

本モデルにおいてはマネーサプライ $ M_{2} $ を構成する現金（CURP），要求払預金（DD），定期性預金（DT）と並んで金融債（SEC）を内生化している（なお昭和54年より新たに導入された

$$ \begin{aligned}&\overline{R}^{2}=0.961\quad S=0.15717\quad DW=1.01\\ &\left(1976Q1-1985Q1\right)\\ \end{aligned} $$

譲渡性預金（CD）については当面外生変数とした。関数の特定化は旧版と同様，金融純資産（FNW）に対する当該金融資産の比率が名目G NP（あるいは名目アブソープション），自己金利，および代替金利によって決定されるというポートフォリオ・アプローチを踏襲している。推計結果からほぼ共通していえることは，金利の係数が旧版モデルに比してはかなり小さくなっておりマネーサプライの需要に対する利子弾力性が総じて小さくなっていることである。

現金通貨

$$ \begin{aligned}CURP/FNW=&-679.92\bullet(1\big/FNW)+0.073703\bullet(AV\big/FNW)+\sum_{i=0}^{4}a_{i}\bullet RBRA_{-i}+dummy\\&\sum_{i=0}^{4}a_{i}=-0.0019986\\&a_{i};Almon lag,\ d=1,\ s.c.=no,\ e.c.=yes\\&&&\overline{R}^{2}=0.9997\quad S=0.00503\quad DW=1.22\\&&&(1967Q1-1982Q1)\end{aligned} $$

(新版)

$$ \begin{aligned}CURP/FNW=&93.033\bullet(1\big/\ FNW)+0.066355\bullet(AV\big/\ FNW)-0.000694\bullet RBRA\\&(0.92)\quad(63.78)\\&\overline{R}^{2}=0.9998\quad S=0.00362\quad DW=1.24\\&(1973Q1-1985Q1)\end{aligned} $$
$$ a_{i};Almon lag,d=1,s.c.=no,e.c.=yes $$

要求払預金

(旧版)

$$ DD/FNW=-2598.3\bullet(1\big/\ FNW)+0.30356\ (AV\big/\ FNW)+\sum_{i=0}^{4}a_{i}\bullet RBRA_{-i}+dummy $$

$$ \sum_{i=0}^{4}a_{i}=-0.024467 $$

$$ \begin{aligned}a_{i};Almon lag,&d=1,s.c.=no,e.c.=yes\\&\quad\overline{R}^{2}=0.998\quad S=0.04410\quad DW=0.56\\&\quad(1967Q1-1982Q1)\end{aligned} $$

(新版)

$$ \begin{array}{c}DD/FNW=5570.1\bullet(1\big/\ FNW)+0.22224\bullet(AV\big/\ FNW)-0.0088947\bullet RBRA+dummy\ $ 10.21)\quad(39.56)\quad(6.60)\end{array} $$

$$ \begin{aligned}&\overline{R}^{2}=0.999\quad S=0.01934\quad DW=1.12\\ &\left(1973Q1-1985Q1\right)\\ \end{aligned} $$

定期性預金

(旧版)

$$ \begin{aligned}DT/FNW&=(0.90598+(0.48994\cdot(GNPV/FNW)+\sum_{i=0}^{3}a_{i}\cdot RT_{-i}+\sum_{i=0}^{3}b_{i}\cdot RSEC_{-i}\\&+\sum_{i=0}^{3}c_{i}\cdot RLB+\text{dummy}\end{aligned} $$

$$ \sum_{i=0}^{3}a_{i}=0.49847\;,\quad\sum_{i=0}^{3}b_{i}=-0.044686\;,\quad\sum_{i=0}^{3}c_{i}=-0.47288 $$

$ b_{i} $ ; Almon lag, d=1, s.c.=no, e.c.=yes

$$ c_{i}\quad;Almon lag,\ d=1,\ s.c.=no,\ e.c.=yes $$

$$ \begin{aligned}&\overline{R}^{2}=0.993\quad S=0.04244\quad DW=1.15\\ &\left(1966Q4-1982Q1\right)\\ \end{aligned} $$

(新版)

$$ \begin{aligned}DT/FNW=&0.57574+0.30069\bullet(GNPV\big/FNW)+\begin{array}{l}0.038276\cdot RT-\begin{array}{l}0.021742\\ (2.33)\end{array}\cdot RSEC\\ (11.54)\quad(24.62)\end{array}\\\overline{R}^{2}=&0.955\quad S=0.02609\quad DW=1.35\\ (1977Q4-1985Q1)\end{aligned} $$

金融債

(旧版)

$$ \begin{aligned}SEC\big/(FNW-SBG)&=-0.085801\begin{array}{c}+0.076540\cdot GNPV\big/(FNW-SBG)\ $ 0.85)\quad(32.73)\end{array}\\&+\sum_{i=0}^{3}a_{i}\bullet(RSEC-GRY(PC)\bullet100.0)\end{aligned} $$

$$ \sum_{i=0}^{3}a_{i}=0.10307 $$

$$ a_{i};Almon lag,d=1,s.c.=no,e.c.=yes $$

$$ \begin{aligned}&\overline{R}^{2}=0.970\quad S=0.17761\quad DW=0.32\\ &\quad(1973Q1-1982Q1)\\ \end{aligned} $$
(新版)

$$ \begin{aligned}& 版 )\\&SEC/FNW=\begin{aligned}&0.041912+0.013284\bullet(GNPV\big/\ FNW)+0.0016148\bullet(RSEC-RBRA)\\&(5.86)\quad(3.41)\quad(1.95)\end{aligned}\\&\quad+0.0011344\bullet(RBRA-REUD)+\begin{aligned}&0.65801\bullet(SEC_{-1}\big/\ FNW_{-1})\\&(4.43)\quad(9.37)\end{aligned}\\&\quad\begin{aligned}\overline{R}^{2}=&0.995\quad S=&0.00310\quad DW=&1.82\\&(1976Q1-1985Q1)\end{aligned}\end{aligned} $$

第6節 国際収支・為替レートブロック

### 6.1 经常收支

(1) 財輸出

旧版モデルにおいては1本の集計的関数を内生化していた。今回の改定にあたっては，我が国の対米貿易問題の重要性にかんがみ，財輸出をアメリカ向けと非アメリカ向けの2本に分割し，それぞれを内生化することとした。関数の特定化は通常の所得変数と相対価格変数を説明変数とする対数線形式である。推計された所得弾力性および価格弾力性は以下のとおりであるが，価格弾力性については輸出関数を地域分割したこともあり，旧版モデルのそれに比して大きくなっている。

所得弾力性	価格弾力性	価格変数のラグの長さ	推計期間
短期	長期
アメリカ向け輸出	3.08	0.24	1.45	6四半期	1976Q1-1984Q3
非アメリカ向け輸出	0.85	0.21	1.17	6四半期	1976Q1-1984Q3
輸出トータル(注)	1.42	0.22	1.24
旧版モデル輸出トータル	1.50	0.13	1.18	5四半期	1971Q2-1981Q4

(注) 本欄の弾力性は2つの地域別輸出関数の弾力性に1980年の名目輸出額ウェイトを乗じて求めたものである。

## (2) 財輸入

財輸入については，旧版モデルと同様通関ベースの輸入を3つの項目──イ）食品・原料（MRFC），口）鉱物性燃料（MMFC），ハ）加工製品（MMGC）──に分割しそれぞれを活動変数と相対価格等によって説明する関数を内生化している。なお鉱物性燃料輸入については，活動変数である鉱工業生産指数，内外の相対価格の各説明変数に加えて，民間資本ストックが導入（パラメーターはマイナス）されているが，これはエネルギーと資本ストックの生産要素間の代替関係を示すものである。

各関数の所得弾力性および価格弾力性の新旧モデル比較は次のとおりである。

食料・原料輸入については，価格弾力性（長期）は新・旧の間にほとんど差異はみられないが所得弾力性は新版の方が小さくなっている。鉱物性燃料輸入については新版においては資本－エネルギー代替を示す資本ストックを説明変数に加えたこともあり，（パラメーターは－0.881），価格弾力性はきわめて小さくなっている。

製品輸入については価格弾力性は新旧の間にほとんど変化はないが，所得弾力性は約2倍になっている。

以上3つの商品別輸入の弾力性により輸入トータルの平均的弾力性を1980年の商品別名目輸入ウェイトによって求めると新版モデルにおいては所得弾力性は1.1395，価格弾力性
所得弾力性(長期)	価格弾力性	推計間期
短期	長期
食料・原料
旧版	0.6777	0.0025	0.2720	1966Q4-1982Q4
新版	0.4533	0.0283	0.2285	1975Q1-1985Q1
鉱物性燃料
旧版	1.3002	0.0841	0.2522	1969Q1-1982Q1
新版	1.0782	0.0030	0.0475	1975Q1-1985Q1
加工製品
旧版	1.1819	0.3491	1.3965	1970Q1-1982Q4
新版	2.1016	0.2717	1.1967	1977Q1-1985Q1
輸入トータル(注)
旧版	1.1030	0.1219	0.5174
新版	1.1395	0.0709	0.3580

(注) 輸入トータルの欄の弾力性は3つの品目別輸入関数の弾力性に1980年の名目輸入額ウェイトを乗じて求めたものである。

は0.3580となっている。

## (3) サービス勘定

旧版モデルにおいてはサービス収支項目は受取側，支払側とも集計された1本の関数を内生化していたが，最近における対外資産残高の急増による投資収益受取額の重要性にかんがみ，今回は，サービス収支を受取側，支払側とも投資収益とそれ以外のサービスに分割し，それぞれを内生化した。

投資收益関数の推計結果は以下のとおりである。

投資收益受取

$$ \begin{aligned}\log(PBXIIV)&=\underset{(2.65)}{\overset{0.38728}{(2.65)}}+\underset{4.78}{0.39809}\cdot\log(RSUS\big/100\cdot\ GFX_{-1}+RLUS\big/100\cdot KLP A_{-1})\\&\quad+0.55626\cdot\log(BPXIIV_{-1})\\&\quad(6.14)\\&\quad\overline{R}^{2}=0.991\quad S=0.06134\quad DW=2.00\\&\quad(1976Q1-1985Q1)\end{aligned} $$

投資收益支払

\[\begin{aligned}\log(BPMIIV)&=\underset{(3.35)}{\overset{0.65733}{(3.35)}}+\underset{(5.47)}{0.49971\cdot\log(RSEC/100\cdot KLPL_{-1}+RSUS/100.0\cdot KSNL_{-1})}\\&\quad+\underset{(4.50)}{0.44536\cdot\log(BPMIIV_{-1})}\\&\quad\ \ \

### 6.2 資本収支と為替レート

## (1) 旧版モデルの問題点

世界経済モデル構築の主要な狙いの1つは各国の為替レートの内生化にあることはいうまでもない。当研究所の世界経済モデルはその開発以来，各国の為替レートの決定に関して構造的国際収支アプローチ（あるいはフレックス・アプローチ）を採用している。そのアプローチは国際収支のバランス式を均衡条
件とみなして直物為替レートを求める方法であるが，このアプローチは天野〔1983〕のいうように離散型の期間分析の枠組をとるかぎり為替レート決定に関する代表理論の1つである資産市場アプローチと何ら矛盾するものではなく，「国際収支の諸項目を構造方程式によって推定するため，構造パラメーターに誤った先験的制約を課す危険から免れると同時に，各構造方程式に生じている構造変化にも十分注意を払うことができる。……また，誘導形の推定の際にしばしばみられるように，多重共線性や自由度の低下によって理論上重要と考えられながら，推定式からは除去される変数があるために，モデルの構造が結果的に変質してしまうということも生じない。さらに均衡条件を満たすような為替レートの解を求める際に，為替レートの変動幅等に課せられている制度的制約を容易にモデル化できる。」という利点をもっている。

以上のことを認めるならば，構造的国際収支アプローチによる為替レート決定のかなめは国際収支の諸項目－とくに対外資産負債の資本関数をいかに資産市場アプローチと斉合的に定式化した上で，推計するかにかかっているといえよう。

旧版日本モデルの対外資本関数の構造方程式はこの点に関してどのように定式化されているのかみてみよう。短期資本はイ）民間非銀行部門対外短期純負債，口）民間銀行部門対外短期資産，ハ）民間銀行部門対外短期負債の3項目に分割されているが，その構造方程式は以下のとおりである。

イ）民間非銀行部門対外短期純負債残高

(旧版)

$$ \log(KSSNN/FNW \cdot FXS) $$
$$ = 6.5540 + 0.83876 \cdot \log(IFPV/GNPV) $$
$$ (12.07) \quad (6.02) $$
$$ + 0.30065 \cdot \log((1 + RBRA/400)/PGNP \cdot PGNP_{US}/(1 + REUD/400)) $$
$$ (1.99) $$
$$ + 0.51403 \cdot \log((BPMG + BPMS)/FNW \cdot FXS - 0.53975 \cdot \log(FNW/FXS)) $$
$$ (19.45) \quad (29.83) $$
$$ - 0.00062486((FXSE - FXS)/FXS \cdot 400) \cdot dummy + dummy $$
$$ (1.25) $$
$$ \overline{R}^{2} = 0.998 \quad S = 0.02614 \quad DW = 1.88 $$
$$ (1973Q1 - 1982Q1) $$

口）民間銀行部門對外短期資產残高

(旧版)

$$ \log(KSBALFNW \cdot FXS) = -0.22329 + 0.9153 \cdot \log(SUM(KSBL / FNW \cdot FXS, 0.1) / 2.0) + \sum_{i=0}^{2} a_i \cdot (RBRA - REUD)_{-i} + \sum_{i=0}^{4} b_i \cdot \log(FXSE / FXS)_{-i} + dummy \sum_{i=0}^{2} a_i = -0.022653, \sum_{i=0}^{4} b_i = 0.75450, a_i ; Almon lag, d=1, s.c.=no, e.c.=yes, b_i ; Almon lag, d=1, s.c.=no, e.c.=yes, \overline{R}^2 = 0.991, S=0.03505, DW = 2.10, (1974Q1-1982Q1) $$

八）民間銀行部門對外短期負債残高
$$ \begin{aligned}( 旧 \quad 版 )&\\\log(KSBL\big/\ FNW\cdot FXS)&\\=&-2.7975+1.0932\cdot\log((BPMG+BPMS)\big/\ FNW\cdot FXS)\\&(5.12)\quad(12.67)\\&+\sum_{i=0}^{3}a_{i}\cdot(RBRA-REUD)_{-i}+\sum_{i=0}^{4}b_{i}\cdot\log(FNW\big/\ (FXS+FXS_{-1})\cdot2.0)_{-i}\\&+0.87560\quad\cdot GF(FXS)\cdot dummy+0.36571\cdot GF(FXS)\cdot(1-dummy)+dummy\\&(3.59)\end{aligned} $$

$$ \sum_{i=0}^{3}a_{i}=0.034237\;,\quad\sum_{i=0}^{4}b_{i}=0.16443 $$

ここで問題となる点はこれら短期資本の構造方程式が，先物為替市場と直物為替市場の両方の市場の相互関係をふまえた上で，資産市場アプローチによって育合的に定式化され，推定されているか否かである。このような観点からみたとき，上記の方程式の特定化には次のような疑問点が残る。すなわち，対外短期資本取引にあっては現実の経済においては先物市場が存在しており，外国為替取引に伴うリスクを先物為替取引によってカバーできるという状況にもかかわらず，上記の3つの方程式には先物レートあるいは先物プレミアムといった変数があらわれていないのはなぜか。また，仮に先物市場による先物取引を考慮に入れない場合においても，資産市場アプローチの定式化に従うかぎりは内外の収益率格差は為替レートの期待変化率を考慮にいれ

$$ \boldsymbol{R}^{*}+\left(\frac{FXSE-FXS}{FXS}\right)\bullet400-\boldsymbol{R} $$

あるいは

$$ \begin{aligned}&\log(1+R^{*}\big/400)\ \text{}+\log\ \left(FXSE\big/FXS\right)\\&\quad-\log(1+R\big/400)\end{aligned} $$

であるにもかかわらず，このように定式化されていない理由はなぜか等の疑問点である。（ここで $ R^{*}= $ 外国金利，R=自国金利，FXS=直物レート，FXSE=期待為替レートである。なお，上式では1期間の長さは3か月と考えて定式化した。）

$$ \begin{aligned}&\overline{R}^{2}=0.982\quad S=0.05282\quad DW=1.37\\ &\left(1973Q1-1982Q1\right)\\ \end{aligned} $$

先物為替市場の存在を前提にした場合，通常の資産市場アプローチにしたがえば，対外資本（K）は先物プレミアム（FP）でカバーをとった内外金利差に依存してきまると考えるのが通常の定式化である。

$$ K{=}K\ (R^{*}{+}FP{-}R) $$

しかしながら，現実のデータによれば，先物レートでカバーをとった内外金利は等しく $ R^{*}+FP-R $ はほぼゼロに等しくなっており，この $ R^{*}+FP-R $ を説明変数に用いることができないという困難に直面するのである。上記のような旧版の資本関数の説明変数が若干悠意的に選択されているのも，このようなカバーつきの金利平価の成立と無関係ではないものと思われる。

それではカバーつきの内外金利差がほぼゼロである状況の下で，短期資本の特定化をいかに理論的に定式化するか，またその場合，為替レートはこれまでの構造的国際収支アプローチによって決定できるかという新たな問題が生じてくる。そこで，以下においては為替レート（先物，直物）決定に関する古典的業績であるTsiang-Zohmenタイプの為替レートモデルを使えば，このような困難が解決されることを示す。（このような為替レート決定メカニズムをマクロ計量モデルに応用したのは筆者の知りえる限りD.Longworth[1980]がはじめてである。我々の作業も基本
的にはこれに負っている。なお，補論において為替レート決定に関するTsiang－Zohmenタイプの部分均衡モデルを－国経済の他の市場－財市場，貨幣市場，債券市場と関連づけた一般均衡マクロフレームワークを示し，さらに，このようなフレームワークとマンデル＝フレミングモデルとの関連を考察することにする。）

## (2) Tsiang-Zohmenモデルによる為替レートの決定

(イ) Tsiang-Zohmenモデルでは直物為替市場と先物為替市場の存在を明示化した上で，先物為替レートと直物為替レートが両市場の同時均衡条件より決定される。ここでは以下の議論を簡単にするために次のような仮定をもうける。(Tsiang-ZohmenモデルについてはTsiang〔1959〕，Zohmen〔1966〕，天野〔1980〕，小宮・須田〔1983〕，武藤〔1985〕を参照されたい。)

(i) 先物為替は短期物の1種類（例えば3か月物）のみが存在し，長期物は存在しないものとする。

それゆえ，長期資本の対外取引はすべて直物為替で行われると考える。

(ii) 通貨当局は直物市場のみで為替の介入を行うとする。

(iii) 短期資本の対外取引は先物為替と直物為替を利用できると考え, 先物為替取引は,

(a) 純粋な為替投機 (pure speculator)

と (b) 純粋な利子裁定 (pure arbitrager)

取引のみから生じるものとする。

(iv) 貿易取引はすべて直物為替で行われるとする。サービス取引はとりあえず無視する。

（口）以上の前提の下で，まず利子裁定および為替投機より生じる先物為替市場における超過供給（excess supply）は資産市場アプローチの考え方にもとづき次のように定式化することができる。（以下の説明においては離散期間を考え，1期間(t)=3か月と仮定する。）

## a）利子裁定

純粋な利子裁定者は先物為替でカバーをとった外国金利が国内金利よりも高い場合は，先物為替の売り契約を行うと考えられるから，利子裁定取引による期末の先物為替の供給関数は次のように定式化できる。

$$ KIA_{t}=KIA(R_{t}^{*}+\left(\frac{FXF_{t}-FXS_{t}}{FXS_{t}}\right)\cdot $$

$$ 400-R t) $$

$$ KSP^{\prime}>0 $$

KIA_{t}：純粋な利子裁定取引による期末の先物為替供給

$ R_{t}^{*} $ : 外国の金利

$ R_{t} $ : 国内の金利

$ FXF_{t} $ ：先物為替レート

$ FXS_{t} $ ：直物為替レート

なお，内外の金融資産の移動が完全（perfect capital mobility）の場合には，カバーつきの内外金利差に対する弾力性は無限大（ $ KIA' \div \infty $ ）であり，

$$ R_{t}^{*}+\left(\frac{FXF_{i}-FXS_{t}}{FXS_{t}}\right)\text{♦}400-R_{t}\doteq0 $$

であることは言うまでもない。

## b) 為替投機

純粋な為替投機者はt期で予想した $ (t+1) $ 期に成立する直物為替レートの予想 $ (FXSE_{t}) $ より先物為替レート $ (FXF_{t}) $ が高い場合には先物為替の売りを行うと考えられるから，為替投機による期末の先物為替の供給は次のように定式化することができる。

$$ \begin{aligned}KSP_{t}=KSP(FXF_{t}-FXSE_{t})\\KSP^{\prime}>0\end{aligned}\quad 八 ) $$

ここで, $ KSP_{t} $ : 純粋な先物為替投機による期末の先物為替の供給。

なお，為替投機者の期待為替レートに対する確信度が高ければ高いほど，弾力性（KSP'）は大きくなりこの場合には先物レートは期待為替レートにほぼ等しく
$$ \begin{aligned}& なる。\\&FXF_{t}\doteq FXSE_{t}\end{aligned} $$

（ハ）一方，直物為替の超過供給（需要）は次の5つの取引より生じる。

第1は，上記の利子裁定者の先物為替の売り契約の裏側として，利子裁定取引より直物市場においてKIA $ _{t} $ の超過需要が生じる。

第2は，為替投機者は前期の先物契約の実行のため今期，直物為替を $ KSP_{t-1} $ だけ供給しなければならないので，投機者はそれを今期の直物市場から購入することとなり $ KSP_{t-1} $ だけの超過需要が生じる。

第3は，貿易取引から生じる直物為替の超過供給であり，ここでは簡単に

$$ \begin{aligned}BPT_{t}=&BPT\ (FXS_{t})\quad& 木 )\\&BPT^{\prime}>0\end{aligned} $$

とする。

第4は，長期資本取引より生じる直物為替の超過需要であるが，ここでは資産市場アプローチの考え方にもとづき，今期末の長期資本純資産 $ (KLA_{t}) $ に対する需要（直物為替の需要）は直物為替レートの予想を考慮した内外長期金利差に依存して決定されると考えれば，

$$ \begin{aligned}KLA_{t}&=KLA(RL_{t}^{*}+\left(\frac{FXSE_{t}-FXS_{t}}{FXS_{t}}\right)\cdot\\&\quad400-RL_{t})\\&\quad KLA^{\prime}>0\\&RL_{t}^{*}: 外国の長期金利 \\&RL_{t}: 国内の長期金利 \\& と定式化することができ ,\end{aligned} $$

さらに，前期末の長期資本純資産 $ (KLA_{t-1}) $ に対する需要は今期末には供給となって直物市場に現れると考えれば，今期末の超過需要は $ KLA_{t}-KLA_{t-1} $ と考えることができる。

最後は，為替当局による直物市場への介入でありここでは風向きに逆らう（leaning against the wind）タイプの介入行動を仮定し，その需要関数を

$ FGFX_{t}=FGFX\ (FXS_{t}-FXS_{t-1}) $ 卜)

$ FGFX' < 0 $

$ FGFX_{t} $ : 通貨当局による直物為替の買い介入

とする。

（二）以上の先物市場および直物市場の各種超過供給（超過需要）より，今期（t期）における両市場の需給均衡式は次のようになる。先物市場の均衡式

$ KIA_{t} + KSP_{t} = 0 $ チ)

直物市場の均衡式

$ BPT_{t}-(KLA_{t}-KLA_{t-1})-KIA_{t} $

$ -KSP_{t-1}-FGFX_{t}=0 $ リ)

各需要（および供給）変数はいずれも，直物レートあるいは先物レートの関数であるので，所与の変数である前期値や内・外金利および予想為替レート等を所与とすれば，この2式より直物レートと先物レートが同時決定される。

（ホ）さて，前期においても先物市場は均衡しているので，チ）式より

$ KIA_{t-1} + KSP_{t-1} = 0 $ ヌ)

であり，リ）式とヌ）式より，直物市場の均衡式は

$ BPT_{t} + (KLA_{t-1} - KLA_{t}) + (KIA_{t-1} - KIA_{t} + KSP_{t-1} - KSP_{t-1}) $

$ -FGFX_{t} = 0 $ ル)

となる。

ところで、ル）式における左辺の各項目と国際収支表の対応は次のようになる。まず、BPTは貿易収支、 $ (KLA_{t-1}-KLA_{t}) $ は長期資本収支、 $ (KIA_{t-1}-KIA_{t}+KSP_{t-1}-KSP_{t-1}) $ は短期資本収支、FGFXは外貨準備の変化である。

今，短期資本収支をBPSとすれば,

$$ \begin{aligned}BPS=&KIA_{t-1}-KIA_{t}+KSP_{t-1}-KSP_{t-1}\\=&KIA_{t-1}-KIA_{t}\quad 彐 )\end{aligned} $$

である。

このように考えれば，我々は上記の為替決定モデルを現実のデータを用いて検証するにあたってKIA_{t}のデータとして短期資
本の純資産のデータを， $ KSP_{t} $ については $ KIA_{t} $ と絶対値が同じで符号を逆にしたデータを利用し得ることがわかった。

こうして，利子裁定取引（イ）式）および為替投機取引（ハ）式）の各関数は現実のデータを用いて推定することができるが，先物プレミアムでカバーをとった内外金利差が等しい（Covered interest parityの成立）場合にはイ）式は

$$ R_{t}^{*}+\left(\frac{FXF_{t}-FXS_{t}}{FXS_{t}}\right)\bullet400=R_{t} $$

となり，この式は先物レートを求める式として使用することができる。

$$ FXF_{t}=FXS_{t}\bullet\left(\frac{R_{t}-R_{t}^{*}}{400}\right)+1 $$

そして，直物レートはホ）式の貿易収支 $ (BPT_{t}) $ ，ハ）式の短期資本 $ (KSP_{t}) $ ，ヘ）式の長期資本 $ (KLA_{t}) $ ，および介入のト）式 $ (FGFX_{t}) $ を，チ）式（先物市場の均衡式）およびル）式（直物市場の均衡式）よりえられた国際収支のバランス式

$$ \begin{aligned}&BPT_{t}+(KLA_{t-1}-KLA_{t})+(KSP_{t}\\&\quad-KSP_{t-1})-FGFX_{t}=0\quad\exists)\end{aligned} $$

に代入し，需給バランス法（フレックス方式）によって直物為替レートを求めることができる。

なお，直物為替レートの解決法についてはこのような需給バランス法以外に次のような手順によっても求めることができる。まず $ BPT_{t} $ ， $ KLA_{t} $ ， $ FGFX_{t} $ はそれぞれの構造方程式より求め，これをヨ）式に代入し，ヨ）式より $ KSP_{t} $ を求める。次に，この $ KSP_{t} $ をハ）式の左辺に代入し，ハ）式より先物レート $ FXF_{t} $ を求める。そして最後にこうして求められた先物レート $ FXF_{t} $ をワ）式のinterest parityの式に代入して直物為替レート $ FXS_{t} $ を求めるのである $ ^{注} $ 。このような解法と上でのベた需給バランス法によって求められた為替レート（FXS， $ FXF $ ）はまったく同値であり，両者は単なる解き方の手続きにすぎないことは容易に理解しえよう。

## (3) カバーつき利子平価

以上述べたTsiang-Zohmenモデルを実証するにあたってまず第1に検証すべき点は先物プレミアムでカバーをとった内外金利が等

(注) このような決定メカニズムを方程式体系で示せば次のとおりである。

(i) $ BPT_{t}=f(FXS_{t}) $

$$ \left(\mathrm{i i}\right)\quad K L A_{t}=f\left(R L_{t}{}^{*}+\right.\left.\left(F X S E_{t}-F X S_{t}\right)\right.\left./F X S_{t}\cdot400-R L_{t}\right) $$

$$ (iii)\quad FGFX_{t}=f\ (FXS_{t}-FXS_{t-1}) $$

$$ \left(\mathrm{iv}\right)\quad KSP_{t}=KSP_{t-1}-BPT_{t}+(KLA_{t}-KLA_{t-1})+FGFX_{t} $$

$$ \left(\mathrm{v}\right)\quad FXF_{t}=f\left(KSP_{t},\ FXSE_{t}\right) $$

$$ \left(\mathrm{vi}\right)\quad FXS_{t}=f\left(FXF_{t}/\left(\left(R_{t}-R_{t}^{*}\right)/400+1\right)\right) $$

……ハ)式をFXSで規準化した式

……ワ)式をFXSで規準化した式

ところで上記方程式群において，(v)式を(vi)式に代入すると，

$$ \left(\mathrm{vii}\right)FXS_{t}=g\left(KSP_{t},\ FXSE_{t},\ \left(R_{t}-R_{t}^{*}\right)/400\right) $$

である。

すなわち，直物レートは内外金利差，期待為替レート及び対外短期純負債によって決定されると考えることができる。それゆえ，誘導形による為替レートの単一方程式の説明変数の中に，内外金利差，期待為替レート（あるいは期待為替レートを説明する諸変数）と並んで，他の国際収支項目が与えられたとき国際収支を均衡させるような一つの国際収支項目（ここではKSP）が導入されているかぎり，為替レート決定に関する国際収支アプローチと，単一誘導形アプローチは基本的に斉合的であるといえよう。このような誘導形による為替レートの決定式として，OECDモデル（Holtham〔1984〕），FEDのMCMモデル（FRB〔1985〕）がある。もっともこのように特定化された誘導形アプローチによる為替レートの決定式の場合，本文でも述べたように多重共線性や自由度の低下によって推計パラメータ一にゆがみが生じることがある。