Silviase/jgov_v1.4_full_ann huggingface dataset:
防止に役立たないばかりでなく、むしろ規律の低下から誤った政策を助長させてしまうという恐れもある。逆に、金融パニックが主要因であれば、最後の貸し手が存在することで国際投資家のパニックを防ぐことができ、その存在意義は大きいということになる。

では、アジア危機の発生要因として、二つの見方のどちらがより有力な説明なのだろうか。この点、これまでの研究で十分に明らかにされたとは言い難い。そこで本章は、ファンダメンタルズ要因を総合的に反映すると考えられる対外的な借入制約に注目し、その答えを探ろうと試みる。もし当該国に関する異時点間の借入制約条件が満たされていなければ、その国は対外的に支払い不能(insolvent)と理解することができ、ファンダメンタルズ要因によって危機は必然的に発生したと考えられる。一方、借入制約が満たされ、その国は支払い不能ではなかったにも関わらず危機が発生したのであれば、国際的な流動性不足(international illiquidity)、つまり短期の負債と長期の資産という満期のミスマッチの下で金融パニックが発生し、危機が発生してしまったと解釈できる。

この対外借入制約を検証する手法として、本章では、アメリカにおける政府財政赤字の持続可能性の文献で用いられた実証フレームワークを応用する(Hamilton and Flavin (1986), Hakkio and Rush (1991), Haug (1991), Trehan and Walsh (1991), Ahmed and Rogers (1995)などを参照)。なかでも、Trehan and Walsh (1991)とAhmed and Rogers (1995)は、確率的な枠組みの下で、より一般性の高い分析手法を提示し、先進国の財政赤字と経常収支赤字に関する検証を行っている。Sawada (1994)は、同様の手法を利用して1980年代の南米とアジアにおける対外債務問題について検証している。本章では、このような先行研究の流れに沿って、アジアの通貨危機国における対外借入制約の検証を行う。対象国は、深刻な通貨危機に見舞われ、国際通貨基金(International Monetary Fund, IMF)の救済プログラムを求めた3カ国-タイ、インドネシア、韓国-である。

主要な分析結果をここで要約しておくと、インドネシアと韓国については、全般的に借入制約条件が満たされていたが、タイについては、巨額の資本流入が始まった1990年代以降その条件が満たされなくなり、危機発生直前において、対外的に支払い不能であったことが示唆された。この結果は危機がタイではファンダメンタルズを主要因として、インドネシアと韓国では金融パニックを主要因として発生したという説明と整合的である。

本章の構成は、次の通りである。まず第2－2節で、アジア危機の発生要因に関する文献サーベイを行う。第2－3節では、分析手法について説明する。そして第2－4節では実証結果を提示し、第2－5節で本章の結論を述べる。

### 2 - 2 . アジア危機の発生要因
本節では、アジア危機の発生原因に関する手短な文献サーベイを行う。周知のとおり、アジア危機に関しては膨大な研究蓄積が存在するが、危機の発生要因に関するこれまでの説明は、大きく二つの見方に分けることができる。それは「経済のファンダメンタルズ」によって危機が発生したという見方と「自己実現的な金融パニック」によって引き起こされたという見方である。 $ ^{1} $

前者は、誤ったマクロ経済政策や金融部門の脆弱性などによって経済のファンダメンタルズが悪化し、通貨危機が必然的に発生したという見方である。伝統的な国際収支危機の文献では、マクロ経済政策の誤りによって、通貨危機が必然的に発生するメカニズムが明らかにされている(Krugman 1979を参照)。すなわち、政府は固定為替相場を採用する一方で、拡張的な政策によって財政赤字を続け、また中央銀行は紙幣増刷によってその赤字をファイナンスする。その結果、必要以上に供給された資金は外貨と交換されるため、やがて外貨準備が底をつき、固定為替レートを放棄せざるを得ないというメカニズムである。これが、いわゆる「第一世代モデル」と言われるものである。

この「第一世代モデル」を起源として、アジアにおける金融システムの脆弱性に注目した説明も存在する(Dool ey 2000 を参照) $ ^{2} $ 。政府は、固定相場制の維持とともに国内金融システムの安定化も目指すと想定される。その結果、国内信用量の拡大に応じて、政府が借り手の破綻時に負担すべき資金量が増大していく。国際投資家は政府保証を当て込んで資金を供給し、資本流入は続くが、借り手企業のデフォルト時に発生する政府のインプリシットな負担額が政府の準備金を上回る時点で(つまり純資産がマイナスとなった時点で)投機的アタックが生じる。こうして、必然的に通貨危機が起こるわけである。

他方、後者の「自己実現的な金融パニック」に基づく説明は、国際投資家が何らかのきっかけで期待を変化させて投資を継続する自信を喪失し、銀行取付と同様の自己実現的なメカニズムが働いて(つまり「金融パニック」によって)、資金がいっせいに引き上げられ、危機が生じたという見方である(Chang and Velasco 2000, 2001 を参照)。そこでのファンタメンタルズは、基本的に良好、あるいは悪化していたとしても危機が必然的に引き起こされるほどではなく、その経済は長期的にみて支払い可能である。にも関わらず、国際的な流動性不足、短期の負債と長期の資産という満期のミスマッチという状況の下で、何らかのきっかけ - それはファンタメンタルズと関係が
あっても無くてもよい - によって人々の期待が変化し、金融パニックが発生する。この期待の変化の役割を強調する自己実現的なメカニズムは、通貨危機の「第二世代モデル」(Cbstfeld1986を参照)にその起源を見出すことができる。

冒頭で述べたように、この二つの見方はそれぞれ異なる政策インプリケーションを持っており、両者を区別することは重要な意味を持が、その区別は簡単ではない。たとえば何らかの(単独あるいは複数の変数から成る)ファンダメンタルズ指標が悪化し、その後に通貨危機が発生した場合、それはファンダメンタルズ要因による必然的な危機であるとは限らない。その指標の悪化がきっかけとなって金融パニックが生じたという可能性も十分考えられる。通貨危機に関する実証分析として「危機の予測(crisis prediction)」を取り扱った研究が数多く発表されているが(Kaminsky, Lizondo and Reinhart 1998, Goldfajn and Valdes 1998, Berg and Pattillo 1999 を参照)、たとえず一夕から「ファンダメンタルズ指標の悪化→危機」という関係を見出して、危機が予測可能であることが示せたとしても、それがどちらの見方を支持しているのかは明らかではない。

また金融パニックを示唆する指標の一つとして、Chang and Velasco（1998, Table 13）の研究は、「外貨準備高に対する短期負債の比率」を掲載している。この比率が1より大きければ、その国の外貨準備額は、短期の債務を返済するのに十分ではない、つまり国際的な流動性不足の状態を表す。実際、この研究は、1997年6月時点、この比率が、タイ、インドネシア、韓国の三カ国で1を大きく超えている（それぞれ1.45、1.70、2.06）ことを示し、この三カ国の危機が金融パニックによって起こったという仮説を支持している。しかし、金融パニックを支持するためには、これらの国々が抱える負債総額が、長期的に支払い可能（sol vent）であったという点も示す必要がある。そのsol vencyの条件をフォーマルに検証するのが、本章が注目する対外借入制約に他ならない。検証の結果、もし支払い可能だということになれば、それは金融パニック説を支持する有力な証拠になるであろう。もし支払い不可能であれば、逆にファンダメンタルズがより有力な説明要因ということになる。

このような議論を踏まえ、本章では、これらの三力国について対外借入制約が成立するかどうかを検証し、アジア危機の発生要因に関する二つの見方の実証的な識別を試みる。分析に先立ち、次節では、その検証手法の詳細を説明する。

### 2 - 3 . 実証分析のフレームワーク

本節では、実証分析で用いられる対外借入制約とその検証アプローチについて説明する。ここでは、Ahmed and Rogers (1995) および Trehan and Walsh (1991) に基づくアプローチを利用する。異時点間の借入制約式を利用したより以前の研究では、実質金利(またはその期待値)は一定と仮定されることが多かった(Hamilton and Flavin
1986, Hakkio and Rush 1991, Haug 1991 を参照)。一方、ここでは、割引率として用いられる実質金利は確率的に変動することが容認され、より一般的なアプローチと考えられる。

Ahmed and Rogers (1995) に基づき、今期の当該国の予算制約式を、次のように表す。

$$ C_{_{t}}+I_{_{t}}+r_{_{t-1}}B_{_{t-1}}-Y_{_{t}}=B_{_{t}}-B_{_{t-1}} $$

ここで、 $ C_{t} $ は消費、 $ Y_{t} $ は生産、 $ I_{t} $ は投資、 $ r_{t} $ は金利、 $ B_{t} $ は期末の対外債務残高(すべ

て実質値)である。この予算制約式を逐次代入することにより、今期の期待値で表される異時点間の予算制約式、

$$ B_{t}=E_{t}\sum_{j=1}^{\infty}\prod_{k=1}^{j}\left(\frac{1}{1+r_{t+k-1}}\right)\left(X_{_{t+j}}-M_{_{t+j}}\right)+\lim_{j\rightarrow\infty}E_{t}\prod_{k=1}^{j}\left(\frac{1}{1+r_{t+k-1}}\right)B_{_{t+j}} $$

が導かれる( $ X_{t} $ は輸出、 $ M_{t} $ は輸入、 $ X_{t}-M_{t}=Y_{t}-C_{t}-I_{t} $ である)。

ここで、 $ s_{t,j} $ をt期とt+j期の消費の限界代替率とすると、

$$ s_{_{t,j}}=\boldsymbol{\beta}^{^{j}}\boldsymbol{u}^{\prime}(C_{_{t+j}})/\boldsymbol{u}^{\prime}(C_{_{t}}) $$

となる。消費者の最適化から導出されるオイラー方程式が成立すると想定すると、 $ E_{t}\left[(1+r_{t})s_{t,1}\right]=1 $ となり、 $ E_{t}s_{t,j}=E_{t}\prod_{k=1}^{j}(1/(1+r_{t+k-1})) $ となる。したがって、

$$ B_{_{t}}=E_{_{t}}\sum_{_{j=1}}^{\infty}s_{_{t,j}}(X_{_{t+j}}-M_{_{t+j}})+\lim_{_{j\to\infty}}E_{_{t}}s_{_{t,j}}B_{_{t+j}} $$

この(2-4)式において右辺の極限項がゼロであれば、借金を返すために借金を続けることにより、借入が発散する可能性(いわゆる“Ponzi game”)の可能性が排除され、今期の対外債務残高は、将来の純輸出(貿易黒字)の現在割引価値の予想和と等しくなる。これが当該国の支払い可能(solvency)条件に相当する、対外的な借入制約式である。

検証可能な条件式を導出するために、(2 - 4) 式の階差を取ると、

$$ \Delta B_{_{t}}=\Delta E_{_{t}}\sum_{_{j=1}}^{\infty}s_{_{t,j}}\left(X_{_{t+j}}-M_{_{t+j}}\right)+\lim_{_{j\rightarrow\infty}}E_{_{t}}s_{_{t,j}}B_{_{t+j}}-\lim_{_{j\rightarrow\infty}}E_{_{t-1}}s_{_{t-1,j-1}}B_{_{t+j-1}} $$

となる。Ahmed and Rogers (1995) は、ある条件のもとで、3 変数 $ (X_{t}, M_{t}, r_{t-1}B_{t-1}) $ が $ (1, -1, -1) $ の共和分ベクトルを持つ共和分関係にあることが、対外的な借入制約条件を満たす (つまり (2 - 4) 式の極限項、そして (2 - 5) 式の二つの極限項がゼロとなる) 必
要十分条件であることを示した。 $ ^{3} $

また同様の確率的な設定で、Trehan and Wälsh（1991）は、 $ r_{t} $ の期待値がδ(δ>0)より小という仮定の下で、 $ \Delta B_{t} $ が定常過程であれば、対外借入制約が満たされることを示した。 $ ^{4} $ したがって $ B_{t}-B_{t-1} $ の定常性が、Trehan-Wälsh アプローチにおける対外的な支払い可能性の十分条件となる。

### 2 - 4 . 実証分析

### 2 - 4 - 1 . データ

本章の分析で用いるデータは、危機発生直前までの四半期データで、サンプル期間は、タイについては1976:1-1997:2、インドネシアについては1981:1-1997:2、韓国に関しては1976:1-1997:3であり、出所はいずれもIMFのInternational Financial Statistics (IFS)である。 $ ^{5} $ $ X_{t} $ は財サービスの輸出、 $ M_{t} $ は財サービスの輸入、 $ r_{t-1}B_{t-1} $ は純利払いと定義する。対外負債については、IFSの金融勘定(Financial Account)からフローの値( $ B_{t}-B_{t-1} $ )を取ることができる。データはいずれも各国の消費者物価指数で除して実質化した。図2-1、図2-2、図2-3には、3カ国それぞれの時系列データがプロットされている。各図のAは輸出(実線)と輸入(点線)、Bは純利払い、Cは経常収支( $ X_{t}-M_{t}-r_{t-1}B_{t-1} $ )、Dは対外債務残高(ストック値)である。この残高値は初期をゼロとしフロー値を累積した値である。

### 2 - 4 - 2 . 輸出、輸入、純利払いの共和分関係に関する検証

まず Ahmed and Rogers (1995) のアプローチに基づく検証、すなわち輸出、輸入、純利払いの間に(1, -1, -1) の共和分ベクトルを持つ共和分関係が存在するかどうか検証を行う。

分析に先立ち、各変数が1つの単位根を持つI(1)変数かどうかを検証する。ここでは、二つの単位根テストを行った。1つはAugmented Dickey Fuller（1979）test（ADFテスト）、もう1つはElliot, Rothenberg and Stock（1996）によって提唱された、GLSトレンド除去に基づくDickey-Fuller test（DF-GLSテスト）である。後者は、1変数

$$ B_{_{t}}=\mathfrak{u}+B_{_{t-1}}+\lambda^{_{t}}+u_{_{t}} $$
の単位根テストとしてはパワー(検出力)が高い手法として知られている。両テストとも、各変数のレベルに対してはタイムトレンドを含み(detrended テスト)、階差変数には定数項のみを含むものとした(denanced テスト)。ただしインドネシアについては、図2－2によってレベル変数にタイムトレンドが認められなかったので、denanced テストを行った。またラグ次数については、BIC基準により選択した(最大ラグ次数は6期)。

表 2 - 1 には、この単位根テスト結果が表されている(ここで用いた臨界値表に関しては、注を参照)。いずれの国についても、レベル変数に対しては、単位根が存在するという帰無仮説は棄却されず、一方、階差変数に対しては、全般的に強い棄却の結果が得られた。したがって、以下、 $ X_{t}, M_{t}, r_{t-1}B_{t-1} $ それぞれを I(1) 変数とみなすこととする。

次に、これら3変数間の共和分関係の存在について検証する。ここで $ (1,-1,-1) $ の共和分ベクトルを課すと、この共和分テストは $ X_{t}-M_{t}-r_{t-1}B_{t-1} $ という1変数(つまり経常収支)に対する単位根テストに相当する。ここで先と同様に二つの単位根テスト(ADF、DF-GLS)を行った。テストには定数項のみを含み、ラグ次数はBICより選択した。またこのテストでは、標本期間として全期間だけではなく、各国への資本流入が活発化する以前の期間を任意に選び(各図のDを参照)、タイについては1988:4、インドネシアについては1994:4、韓国については1993:4をそれぞれ終期とする期間についても検証を行った。

表 2 - 2 には、この共和分テストの結果が報告されている。帰無仮説は、タイの全期間の場合を除いて、いずれも強く棄却されている。すなわち、インドネシアと韓国については、危機発生前の期間を通じて全般的に、対外的な支払い可能条件は満たされていたと考えられる。タイについては、資本流入が活発化する以前の 1980 年代後半頃までは借入制約は満たされていたものの、それ以降、満たされなくなったと考えられる。

以上の結果から、タイにおいては、1997年7月の段階では対外的に支払い不能に陥っていたと考えられるので、通貨危機はファンダメンタルズ要因から必然的に発生したと推察される。一方、インドネシアおよび韓国については、借入制約が満たされ支払い可能であったにも関わらず危機が発生したと見られることから、両国の通貨危機は、流動性不足に起因する「金融パニック」によって引き起こされたと解釈することができる。

### 2 - 4 - 3 . 対外債務の変化の定常性に関する検証

続いて、Trehan and Wallsh（1991）に基づくアプローチ、すなわち対外債務の変化 $ (B_{t}-B_{t-1}) $ の定常性について検証を行う。ここでは再び二つの単位根テスト(ADFとDF-GLS)を利用する。テストには定数項のみを含み、ラグ次数はBICより選択した。こ
こでは、さらに 1996:4 を終期とする標本期間も併せて検証した。これは特にタイの場合、1997 年初めにすでに資本流出が始まっており、その事実を考慮したものである(図 2 - 1 を参照)。

テスト結果は表2－3に報告されている。まずタイの結果を見ると、単位根を持つという帰無仮説は、1988:4までの標本期間については強く棄却されており、資本流入が激化する以前は、借入制約が満たされていることが示唆された。全期間からは、DF-GLSから弱い(10%水準での)棄却の結果が得られたが、1996:4までの標本期間については、棄却の結果は検出されなかった。つまり1996年当時で見れば、タイは実際対外的に支払い不能に陥っており、1997年初期には資本流出が始まった結果、全期間での弱い棄却の結果がもたらされたと解釈することができる。インドネシアと韓国については、より検出力の高いDF-GLSから一貫して棄却の結果を得ており、これら両国については、全般的に、対外借入制約は満たされ支払い可能であったと考えられる。

## ２－４－４．危機後の標本期間を含めた検証

最後に、標本期間を通貨危機後に延長して、同じテスト $ (X_{t}-M_{t}-r_{t-1}B_{t-1} $ および $ B_{t}-B_{t-1} $ に対する単位根テスト)を行い、変動相場制に移行した後の各国の状況について調べてみた。標本期間は、タイについては1976:1-2000:2、インドネシアについては1981:1-2000:1、韓国については19876:1-1999:4である。

表 2 - 4 にはテスト結果が報告されている。ここで注目すべき結果は、標本を延長して危機後の期間まで含めた場合、タイについて帰無仮説が強く棄却されたということである。すなわち、通貨危機後の2-3年の調整を経て、タイ経済は再び支払い可能に戻ったことを示唆している。インドネシアと韓国については、引き続き(特にDF-GLSから)棄却の結果が得られており、両国とも借入制約が満たされた状態が続いていることが分かる。もし仮に、今後支払い可能な状態が続き、かつ通貨危機が再発するとすれば、それはファンタメンタルズ要因からではなく、金融パニックに起因するものと判断することができるだろう。

### 2 - 5 . まとめ

本章では、経済の長期的な支払い可能性を表す対外的な借入制約条件に着目し、アジア危機発生の主要因と考えられてきた二つの見方・「ファンダメンタルズ」と「金融パニック」・のうちどちらがより有力かを実証的に明らかにしようと試みた。分析アプローチとしては Ahmed and Rogers (1995) および Trehan and Walsh (1991) の手法を利用し、深刻な通貨危機に見舞われたタイ、インドネシア、韓国の計 3 カ国について検証を行った。その結果、インドネシアと韓国については、全般的に借入制約条件が満たされていたが、タイについては、巨額の資本流入が顕著になった 1990 年代以降
その条件が満たされなくなり、危機発生直前において、対外的に支払い不能であったことが示唆された。これらの結果は、タイの通貨危機はファンダメンタルズが主要因が、インドネシアと韓国の危機は金融パニックが原因で発生したという説明が整合的である。

本章の検証結果は、アジア危機の伝染(contagion)に関しても示唆を与えているように思われる。⁶ すなわち、タイにおいてファンダメンタルズ要因から発生した危機が、金融パニックの引き金となって、インドネシア、韓国へと伝染していったという説明も可能ではないだろうか。このように、solvencyという観点から通貨危機を実証的に再検証することによって、危機発生メカニズムに関して新たな理解が与えられる。
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表 2 - 1 輸出、輸入、純利払いに関する単位根テスト

変数	ADF	DF-GLS
A. タイ
$ X_{t} $	-1.97(4)	-1.45(4)
$ M_{t} $	-1.82(2)	-1.53(2)
$ r_{t-1}B_{t-1} $	-0.54(3)	-1.30(3)
$ \Delta X_{t} $	-2.84(3) $ ^{†} $	-2.83(3) $ ^{**} $
$ \Delta M_{t} $	-4.12(1) $ ^{**} $	-4.15(1) $ ^{**} $
$ \Delta r_{t-1}B_{t-1} $	-12.35(2) $ ^{**} $	-1.36(4)
B. インドネシア
$ X_{t} $	-2.18(4)	-0.96(4)
$ M_{t} $	-1.91(5)	-1.35(5)
$ r_{t-1}B_{t-1} $	-2.18(1)	-1.36(4)
$ \Delta X_{t} $	-3.25(3) $ ^{*} $	-3.28(3) $ ^{**} $
$ \Delta M_{t} $	-2.56(4)	-1.64(4) $ ^{†} $
$ \Delta r_{t-1}B_{t-1} $	-13.25(0) $ ^{**} $	-12.83(0) $ ^{**} $
C. 韓国
$ X_{t} $	-2.62(4)	-2.68(4)
$ M_{t} $	-2.46(5)	-2.40(5)
$ r_{t-1}B_{t-1} $	-1.73(3)	-1.80(3)
$ \Delta X_{t} $	-2.80(3) $ ^{†} $	-2.07(3) $ ^{*} $
$ \Delta M_{t} $	-3.31(6) $ ^{**} $	-2.69(4) $ ^{**} $
$ \Delta r_{t-1}B_{t-1} $	-7.43(2) $ ^{**} $	-6.80(2) $ ^{**} $

注: この表には、アジア 3 カ国の輸出 $ (X_{t}) $ と輸入 $ (M_{t}) $ および純利払い $ (r_{t-1}B_{t-1}) $ に関する単位根テストの結果が報告されている。ADFはaugmented Dickey-Fuller (1979)テスト、DF-GLSは、Elliott, Rothenberg and Stock (1996)が提唱したGLS detrendingに基づくDickey-Fullerテストである。レベル変数に対するテストは、トレンドと定数項を含むdetrendedテスト、階差変数に対するテストは、定数項のみを含むdemeanedテストである。インドネシアに関しては、図2-2によってレベル変数のタイムトレンドの存在は認められないため、demeanedテストを行った。各国の標本期間は、1976:1-1997:2 (タイ), 1981:1-1997:2 (インドネシア) そして1976:1-1997:3 (韓国)である。各テストのラグ次数はBIC基準により選択し(最大6期)、選択されたラグ次数は括弧内に示されている。テストに用いた臨界値表は、Fuller (1976)とElliott, Rothenberg and Stock (1996)から引用した。具体的には下記の通り。

10%(† )	5%(*)	1%(**)
Detrended ADF	-3.15	-3.45	-4.40
DF-GLS	-2.74	-3.03	-3.58
Demeaned ADF	-2.58	-2.89	-3.51
DF-GLS	-1.61	-1.95	-2.60
表 2 - 2 輸出、輸入、純利払いに関する共和分テスト

標本期間	ADF	DF-GLS
A. タイ
76:1-88:4	-3.80(0)**	-3.15(0)**
76:1-97:2	-1.90(4)	-1.32(4)
B. インドネシア
81:1-94:4	-2.81(4)†	-2.08(0)*
81:1-97:2	-3.12(4)*	-1.99(4)*
C. 韓国
76:1-93:4	-2.63(0)†	-2.41(0)*
76:1-97:3	-3.05(0)**	-2.92(0)**

注：この表には、アジア3カ国における輸出、輸入、純利払い間の共和分テストの結果が報告されている。ここでは $ (1,-1,-1) $ の共和分ベクトルが想定されているので、このテストは $ X_{t}-M_{t}-r_{t-1}B_{t-1} $ に対する単位根テストに相当する。ADFはaugmented Dickey-Fuller (1979)テスト、DF-GLSは、Elliott, Rothenberg and Stock (1996)が提唱したGLS detrendingに基づくDickey-Fullerテストである(いずれも定数項のみを含むdemeanedテスト)。各テストのラグ次数はBIC基準により選択し(最大6期)、選択されたラグ次数は括弧内に示されている。テストに用いた臨界値表は、Fuller (1976)とElliott, Rothenberg and Stock (1996)から引用した。具体的には下記の通り。

10%(† )	5%(*)	1%(**)
ADF	-2.58	-2.89	-3.51
DF-GLS	-1.61	-1.95	-2.60
表 2 - 3 対外債務の変化に関する単位根テスト

標本期間	ADF	DF-GLS
A. タイ
76:1-88:4	-5.08(0)**	-5.10(0)**
76:1-96:4	-1.24(2)	-0.87(2)
76:1-97:2	-2.20(1)	-1.94(1)†
B. インドネシア
81:1-94:4	-2.13(4)	-2.05(4)*
81:1-96:4	-2.32(4)	-1.89(4)†
81:1-97:2	-2.29(4)	-1.78(4)†
C. 韓国
76:1-93:4	-2.49(1)	-2.28(1)*
76:1-96:4	-2.30(1)	-2.24(1)*
76:1-97:3	-2.49(1)	-2.45(1)*

注：この表には、アジア3カ国における対外債務の変化 $ (B_{t}-B_{t-1}) $ に関する単位根テストの結果が報告されている。ADFはaugmented Dickey-Fuller (1979)テスト、DF-GLSは、Elliott, Rothenberg and Stock (1996)が提唱したGLS detrendingに基づくDickey-Fullerテストである(いずれも定数項のみを含むdemeanedテスト)。各テストのラグ次数はBIC基準により選択し(最大6期)、選択されたラグ次数は括弧内に示されている。テストに用いた臨界値表は、Fuller (1976)とElliott, Rothenberg and Stock (1996)から引用した。具体的には下記の通り。

10%(† )	5%(*)	1%(**)
ADF	-2.58	-2.89	-3.51
DF-GLS	-1.61	-1.95	-2.60
表 2 - 4 追加的な検証結果：危機後の標本期間を含めた場合

変数	ADF	DF-GLS
A. タイ
$ X_{t} - M_{t} - r_{t-1}B_{t-1} $	-3.24(4)*	-2.95(4)**
$ B_{t} - B_{t-1} $	-2.64(0)†	-2.63(0)**
B. インドネシア
$ X_{t} - M_{t} - r_{t-1}B_{t-1} $	-2.72(4)†	-2.11(4)*
$ B_{t} - B_{t-1} $	-4.23(0)**	-3.90(0)**
C. 韓国
$ X_{t} - M_{t} - r_{t-1}B_{t-1} $	-2.47(0)	-2.27(0)*
$ B_{t} - B_{t-1} $	-5.70(0)**	-5.44(0)**

注：この表には、標本期間を延長して危機後の期間も含めた場合の単位根テストの結果 $ (X_{t}-M_{t}-r_{t-1}B_{t-1} $ および $ B_{t}-B_{t-1}) $ が報告されている。各国の標本期間は、1976:1-2000:2（タイ），1981:1-2000:1（インドネシア）そして1976:1-1999:4（韓国）である。ADFはaugmented Dickey-Fuller（1979）テスト、DF-GLSは、Elliott, Rothenberg and Stock（1996）が提唱したGLS detrendingに基づくDickey-Fullerテストである（いずれも定数項のみを含むdemeanedテスト）。各テストのラグ次数はBIC基準により選択し（最大6期）、選択されたラグ次数は括弧内に示されている。テストに用いた臨界値表は、Fuller（1976）とElliott, Rothenberg and Stock（1996）から引用した。具体的には下記の通り。

10%(† )	5%(*)	1%(**)
ADF	-2.58	-2.89	-3.51
DF-GLS	-1.61	-1.95	-2.60
図２－１ タイの国際収支データ

A. 輸出と輸入

B. 純利払い
図2 - 1 (続き)

C. 经常收支

D. 对外債務残高
図２－２ インドネシアの国際収支データ

A. 輸出と輸入

B. 純利払い
図2 - 2 (続き)

C. 经常收支

D. 对外債務残高
図２－３ 韓国の国際収支データ

A. 輸出と輸入

B. 純利払い
図2-3（続き）

C. 经常收支

D. 对外債務残高
## 第 3 章 金融為替政策と資本流入

## 要旨

1980年代後半から1997年の通貨危機に至るまで、東アジア各国は先進諸国から大量の資本流入を受けたが、様々な不胎化措置によって、資本流入に伴う外貨準備の増加が通貨供給量に与える影響を相殺しようとした。本章では、通貨危機に陥った東アジア4カ国（インドネシア、韓国、マレーシア、タイ）を対象に、この資本流入において金融為替政策が果した役割を分析する。本章は二つの補完的視点から分析を行う。第一に、前半では、1987年から1997年までの四半期データを使い、マクロ的な枠組みで、不胎化政策の有効性を評価する。第二に、後半では、1994年から1997年までの月末データを使い、東アジア通貨と米ドルの金利差をリスクプレミアムと期待為替減価率に分解し、いわゆるドルペッグ政策の信認度（credibility）を測る。これらの分析より、以下の結果が得られる。（1）外貨準備と通貨供給量との間に統計的に有意な関係は見られず、不胎化はおおむね有効であった。（2）東アジア通貨のリスクプレミアムの平均値および分散は大きく、対ドル市場期待為替レートは安定的ではなかった。すなわち、東アジア通貨建て資産とドル建て資産は不完全代替であり、不胎化は有効であったが、それと同時に、リスクプレミアムの増加を通して金利差を拡げ、資本流入を増大させた。この意味で、通貨危機に先立つ資本流入の重要な誘因は、ドルペッグ政策ではなく、それに付随した不胎化政策であった。

### 3 - 1. はじめに

東アジアの新興市場経済が大規模な資本流入を経験し始めたのは、1980年代後半から1990年にかけてであった。通貨危機の影響をもっとも顕著に受けた4カ国に限って見れば、大まかに言って、資本流入は、タイでは1988年、マレーシアでは1989年、インドネシアおよび韓国では1990年に始まった。資本流入の要因としては、先進諸国における低金利と景気後退、東アジア諸国における良好な経済パフォーマンスなど多くが考えられるが、（1）名目通貨価値を米ドルに対して安定的に保つ為替政策（いわゆるドルペッグ政策）および（2）資本流入に伴う外貨準備の増加が通貨供給量に与える影響を相殺することを意図した金融政策（不胎化政策）という二つの政策的要因も忘れてはならない。これまでの政策論議では、「ドルペッグ政策が為替リスクを下げ、資本流入を増大させた」「不胎化政策が金利を上げ、資本流入を増大させた」という主旨の主張がされることもあったが、残念ながら、データに基づいた実証研究が十分なされているとは言えない。本章の目的は、東アジアの通貨危機に至る期間において、これら金融為替政策が果たした役割を計量的に分析し、政策論議に貢献することである。
### 3 - 2. 通貨危機に至る背景—資本流入、不胎化政策、内外金利差

### 3 - 2 - 1 . 資本流入

東アジア諸国への資本流入の規模は、きわめて多額であった。たとえば、1988年から1995年までの期間の累計を見ると、資本流入の対GDP比は、タイで51.5%、マレーシアで45.8%、韓国で9.3%、インドネシアで8.3%に達している。さらに、これらの国では、資本流入の規模が経常収支の赤字を上回っていたため、外貨準備が拡大した。たとえばインドネシアでは、1990年、31億ドルの経常収支赤字に対して資本流入は45億ドルであり、外貨準備高は21億ドル増加した(ネット資本流入の約46%に相当) $ ^{1} $ 。1989～1996年をとると、インドネシアでは、ネット資本流入の約26%が外貨準備として蓄積された。他の国も似た状況で、ネット資本流入のうち外貨準備として蓄積されたのは、韓国（1992～1996年）で約32%、マレーシア（1989～1993年）でほぼ80%、タイ（全期間）では約33%であった。

### 3 - 2 - 2. 不胎化政策

資本流入は国内貯蓄以上の国内投資を可能にするが、それが通貨供給量の急激な拡大を招き、国内需要の加熱、インフレ圧力、実質為替レートの上昇、経常収支赤字の拡大などをもたらすことから、国内マクロ経済運営面でのマイナス面が強調されることが多い。実際、1980年代後半からの資本流入局面において、東アジアの通貨当局は資本流入のマイナス効果を懸念し、それが通貨供給量に与える影響を相殺する目的で、様々な金融措置を採った。そのような措置には、通常の不胎化介入、準備預金率の引上げに加え、資本移動管理、政府預金の市中銀行から中央銀行への移し換え、窓口指導、中央銀行信用の制限などが含まれるが、本章では、これらを総称して（広義の）不胎化措置と呼ぶ。

もっとも一般的な措置は、通常の不胎化介入であったが、国債市場が未発達であることから、東アジアの中央銀行は中央銀行債を発行することによって、国債による公開市場操作を補完した。たとえば、タイ銀行(BOT)は1987年から期間6カ月～1年の短期BOT債の発行を開始した。韓国およびインドネシアの中央銀行は、それぞれ金融安定債(MBSs)、インドネシア銀行証券(SBIs)と呼ばれる債券によるオペを実行した。マレーシアでは国債市場が比較的発達しているが、それでも、1993年の資本流入のピーク時には、マレーシア中央銀行証券およびマレーシア貯蓄債が発行された。Villanueva and Seng(1999)は積極的な不胎化介入の期間を、タイでは1988～1995年、韓国では1989年と1992～1993年、インドネシアでは1990～1993年と96年、マレーシアでは1992～1993年と位置付けている。次に広く採られた手段は、預金準備率の引上げである。マレーシアは頻繁に預金準備率
を引き上げ、準備預金の対象となる金融機関や金融商品の範囲を拡大した。インドネシアとタイでは、時間とともに準備率引上げによる金融引締めを積極的に活用するようになった。Villanueva and Seng(1999)は預金準備率が引き上げられた期間を、マレーシアで1989～1992年、1994年、1996年、韓国で1990年、タイで1995～1996年、インドネシアで1996年であったと位置付けている。さらに、マレーシア、タイ、インドネシアでは、政府預金が市中銀行から中央銀行へ頻繁に移された。マレーシアでは、1992年だけで、26億ドル以上の雇用者貯蓄基金(EPF)が中央銀行に移されたといわれている(Villanueva and Seng 1999)。

### 3 - 2 - 3. 内外金利差

通貨危機に至る資本流入の期間、東アジア通貨建て金利は米ドル建て金利を大きく上回っていた（表3－1上段）。たとえば、1994年1月から1997年前半までの期間、短期資産の平均金利差は、インドネシアで8%以上、韓国で約8%、タイで6%、マレーシアで約1%であった。マレーシアの平均金利差が小さいのは、1994年末から1995年半ばにかけてのリンギット増価期、金利差が負であったことが一因である。金利差の最大値は、タイで15%近く、韓国で約12%、インドネシアで約10%、マレーシアでも3.4%であった。さらに、対米ドル為替レートが事後的に安定的であったこと（いわゆるドルペッグ政策）を反映して、これら東アジア通貨建て資産を保有することによって、大きな超過収益（平均で3.5—6.1%）を得ることが可能であった（表3－1下段）。

東アジア通貨金利が米ドル金利を上回っていたことは、リスクプレミアム、減価期待、あるいは両者の組合わせが存在していたことを意味する。同義に、正の超過収益は、リスクプレミアム、予期されなかった増価、あるいは両者の組合わせが存在していたことを意味する。対米ドル市場期待値が安定的であるという意味で、為替政策の信認（credibility）が高かったならば、期待減価率は低かったであろう。したがって、金利差の大部分はリスクプレミアムによって説明されるはずである。その反面、為替政策の信認が低かったならば、金利差のより大きな部分は期待減価率を反映していたに違いない。この点を明らかにするためには、金利差をリスクプレミアムと期待減価率に分解する必要がある。

### 3 - 3. 不胎化政策は有効であったか？

前述の通り、東アジアでは、外貨準備の増加が通貨供給量に与える影響を抑制するために、様々な措置が不胎化政策として採られた。ここでは、不胎化政策が具体的にどのような形態を取ったかは考慮せず、不胎化の有効性をマネタリーベース（資産側）²のうちの対
外資産（FA）が通貨供給量（M1 または M2）をどれほど説明（または予測）できるかによって評価する。変数は、対外資産、通貨供給量に加え、金利（i）所得（Y）であり、金利を除くすべての変数は自然対数で表示されている。まず、時系列的に、Grangerの因果性によって通貨供給量に対する対外資産の予測性を検定した後、より構造的な回帰式を想定して、対外資産の通貨供給量に対する影響を分析する。なお、予備的検定として、各変数の時系列特性を調べたところ、（1）ほぼすべての変数は I(1)であること、³（2）対外資産と通貨供給量からなる2変数システム、実質対外資産、実質通貨供給量、金利、所得からなる多变数システムのいずれをとっても、ほぼすべての変数間に共和分関係はないことが示された。⁴ この結果を踏まえ、以下のすべての式には誤差修正項を加えず、単に一階の階差をとるにとどめることとする。

### 3 - 3 - 1 . Granger の因果性による検定

まず、通貨供給量と対外資産の間に、Grangerの意味で因果性が存在するかどうかを検定する。以下の（3-1）式において、係数 $ c_{j} $ が全体としてゼロであるという仮説を一定の有意水準で棄却できないとき、定常的な変数x（たとえばFA）は定常的な変数z（たとえばM1またはM2）に対してGrangerの因果性を持つといわれる。

$$ z(t)=a+\sum b_{j}z(t-j)+\sum c_{j}x(t-j)+s^{\prime}w+e(t) $$

ただし、(t) および(t-j) は時間を示す添え字、a は定数項、 $ b_{j} $ は被説明変数のラグ項に対応する係数、 $ c_{j} $ は説明変数のラグ項に対応する係数、Σ は 1 から k までの和を示す演算子、w は（金利、所得、ダミー変数を含む）他変数のベクトル、s は w に対応する係数のベクトル、e は誤差項である。ラグ(k) は SBIC によって選択される。ここでは、FA から M1 （または M2）への因果性のみを考える。

因果性検定の結果は、表3-2に報告されている。対外資産（FA）と通貨供給量（MI またはM2）からなる2変数システムでは、前者から後者への因果性は、マレーシアでMIを使用した場合のみ、10%の有意水準で見られた。5％の有意水準では、すべての国とすべての組み合わせにおいて、FAから通貨供給量への因果性はいっさい見られなかった。実質FA、実質MI（または実質M2）実質所得、金利からなる多变数システムでは、10%以下の有意水準で、対外資産から通貨供給量への因果性は認められなかった。通常、2変数システムにはみせかけの相関の可能性があるため、多变数システムがより適切な特定化
であると考えられる。したがって、多变数システムの結果に重きを置けば、いずれの国においても、1987年～1997年の間、対外資産から通貨供給量に対するGrangerの因果性はなかったと結論できるであろう。 $ ^{5} $

### 3 - 3 - 2 . 構造式による検定

次に、対外資産の通貨供給量に対する影響を見る追加的検定として、以下のような通貨供給量決定式を考える。

$$ \Delta\ln\big(M\big(t\big)/P\big(t\big)\big)=d+h\Delta\ln\big(F A\big(t\big)/P\big(t\big)\big)+q^{\prime}v+u\big(t\big) $$

ただし、Δは1階の階差を示す演算子、MはM1またはM2、dは定数項、hは実質対外資産のラグ項に対応する係数、qは係数のベクトル、νは（ΔlnY、Δi、ダミー変数を含む）他の説明変数のベクトル、uは誤差項である。なお、（3-2）式はFAのラグ項を含むが、FAの現在値は含まない。なぜならFAの変化は銀行部門を通して通貨供給量に影響する（したがって、FAが変化してからMが最終的に動くまでには時間がかかる）と考えられるからである。同時に、説明変数としてFAのラグ項のみを使うことによって、M1あるいはM2がFAに影響を与えるという潜在的な同時性の問題を回避することができる。（3-2）式を最小二乗法（OLS）によって推計した結果は、表3-3にまとめてある(M1,M2それぞれについて、左側の結果）。ここでは、簡素化のため、h以外の係数の推定値は報告されていない。回帰式が1階の階差をとっていることを考えると、インドネシアとマレーシアでM2を使用した場合を除き、フィットはおおむね良好である。F値は有意であり、決定係数もきわめて高い。表には記載されていないが、所得の係数は有意であれば正の値をとり、金利の係数は有意であれば負の値をとる。季節ダミーのほとんどは有意であった。表からは、M1とM2のどちらを使うかにかかわらず、FAのラグ項（表では前期対外資産）の係数(h)は有意でなかったことがわかる。

最後に、上記結果を追加的に確認するため、不胎化の程度を考慮した回帰式を推計してみよう。具体的には、（3－2）式を多少修正して、以下のような回帰式を考える。

$$ \begin{aligned}\Delta\ln\big(M\big(t\big)/P\big(t\big)\big)&=\\d+h_{1}\Delta\ln\big(FA\big(t\big)/P\big(t\big)\big)+DUM\big(t\big)h_{2}\Delta\ln\big(FA\big(t\big)/P\big(t\big)\big)+q^{\prime}v+u\big(t\big)\end{aligned} $$