Silviase/jgov_v1.4_full_ann huggingface dataset:
し、口)資産・負債を各経済主体のバランス・シート主要項目までディス・アグリゲートし、八)対応して金利もディス・アグリゲートする方針がとられている。

これにより、中央銀行による金融市場のコントロールの主要な手段である公開市場操作（国債の中央銀行による売りオペレーションないし買いオペレーション）、公定歩合変更、準備率変更を組み込むことができる。またマネー・サプライの諸指標は、流動性の高い資産から低い資産にわたる一連の金融資産需要をアグリゲートしたものとして定義することができる。さらに、各種金利は原理的には、各資産・負債の収益率を代表するものとして、各経済主体の資産選択の一般均衡から求めることができる。この際、各資産需要の粗代替性（自己金利に関してプラス、競争金利に関してマイナスの安定性の条件）、各資産需要の、資産総額に関する1次同次性（資産総額が2倍になれば各資産への需要も2倍）、金利変化に関する各資産需要の増分の和はゼロ、資産総額に関する各資産需要の増分の和は1となる（予算制約）という点が基本的な関係となる。

実際のモデルの計測においては、イ)実物資産と金融資産の間の資産選択は定式化されず金融資産内部の資産選択に限られること、口)多重共線性（マルチ・コリニアリティ）のため各種金利をすべて独立の説明変数とすることは出来ず、金利の期間構造を代表する短期、中期、長期の代表的な金利をとり出していること、ハ)各金利を各資産市場の均衡から直接解く方法は、アメリカの短期金利に限定され、その他は誘導型ないし反応関数の形で定式化されていること、二)データの不足から、国際資本移動の需給均衡は閉じていないこと等の限界がなお存在することに留意する必要がある。

中央銀行、市中銀行、非銀行民間、政府、海外の各部門のバランスシートの主要項目は次のようになる。

非借入マネタリー・ベース	現金通貨 C^{P}
総準備 R
中央銀行海外純資産	必要準備 R^{r}
(自國通貨表示)NFA	超過準備 R^{e}
中央銀行対政府信用	自由準備
NGP	R^{f}=R^{e} \cdots R^{b}
対市中鉅行貸付(借入準備)	(注)非借入準備
R^{b}=R^{r}+R^{f}=R-R^{b}
その他純資産
(注)中央銀行海外純資産NFAは,ほぼ金・外貨準備高 GFXの自国通貨建表示と見なすことが出来る。

市中銀行

統準備	R	預 金	D
必要準備	$ R^{T} $	要求拡預金	DD
超過準備	$ R^{B} $	貯蓄性預金	DT
商業貸付	LB	中央銀行借入(借入準備)
国债	$ BB^{B} $	$ R^{b} $
外匯債	$ e \cdot B^{B*} $

非銀行民賢

现金追貨	CP	銀行借入金	LB
預金	D
要求摯預金	DD
財蓄性預金	DT
国债	BP
外国債	e·BP*	民間純資産	NW
実物資産	K	民間金融純資産FNW=NW-K

政府

国债	B
中央银行保有	NGP
市中银行保有	B^{B}
非银行民間保有	B^{P}
海外保有	B^{F}
海外保有本邦国债	B^{F}	本邦中央银行·海外融资
座	NFA
$$ e\cdot B^{*} $$

$$ \boldsymbol{\epsilon}\cdot\boldsymbol{B}\boldsymbol{B}^{*} $$

$$ e\cdot B^{P*} $$

中央銀行+市中銀行+非銀行民間統合

非借人マネタリー・ベース	MB
中央銀行海外純資産	NFA
中央銀行対政府信用	NGP
国債	$ B^{B} \div B^{P} $
外国債	$ eB^{*} $
実物資産	K
RNW = NW - K

以上のバランス・レートにおいて、中央銀行は、為替当局を含むとする。非銀行民間部門内部の企業債の家計部門の購入等は部門内部で統合すると資産・負債双方に立つため省略してある。また市中銀行の発行する金融債の非銀行民間部門の購入等は、預金ないし商業貸付（のマイナス）と見なして省略してある。本邦各部門と海外との取引には、表記の他に本邦非銀行民間部門の企業債の海外における発行や海外直接投資等があるが、すべてネットの外国債の取引として省略してある。さらに政府部門の保有する実物資産は省略されている。

民間金融純資産FNWは、前述IVのように、民間部門の貯蓄・投資差額の累積和であり、国債残高と累積経常収支の和に等しい。これをバランス・シートから見ると、非銀行民間部門のバランスから、

$$ FNW=C^{P}+D+B^{P}+eB^{P^{*}}\cdot L^{B} $$

となり、FNWは非銀行民間保有の現金、預金、国債、外国債の和から対銀行借入を差し引いたものに等しくなる。さらに、中央銀行・市中銀行・非銀行民間統合のバランス・シートから、

$$ \begin{aligned}FNW&=\left(\begin{array}{c}NGP+B^{B}+B^{P}\end{array}\right)+NFA+eB^{*}\\&=B+\left(\begin{array}{c}NFA+eB^{*}\cdot B^{F}\end{array}\right)\end{aligned} $$

となり、FNW は再び、国債残高と海外純資産の和となることが導かれる。ただし、ここで海外純資産の構成は、中央銀行保有の海外純資産、非銀行民間保有の外国債残高の和から、外国保有の国債残高を差し引いたものである。これは差分で見ると

$$ \Delta F N W=\Delta B+\Delta N F A+\Delta\left(e B^{*}-B^{F}\right) $$

となる。ところで、$\Delta$ NFAを外貨準備増減、$\Delta\left(B^{F}-eB^{*}\right)$を資本収支と見れば、自国通貨建の外国為替市場の均衡式は、$e\cdot BPC$を経常収支（BPCは外貨建）として、

$$ e\cdot B P C+\Delta\Big(B^{F}-e B^{*}\Big)=\Delta N F A $$

である。よって

$$ \Delta FNW=\Delta B+e\bullet BPC $$

すなわち非銀行民間部門の金融純資産の増加は、政府赤字および経常黒字の和に等しいことが再び確められる。ここで各国モデルの民間金融純資産FNWないし民間純資産NWの定義を表にすると次のようになる。

国	民間金融純資産FNWと民間純資産NWの定義
アメリカ	FNW=GNP-スでの累積経常収支-累積政府赤字
ロ	NW=FNW-实物資産
ロ	FNW=累積経常収支+累積政府赤字
阿ドイツ	NW=累積民間財務
イギリス	FNW=現金通貨+民間対政府信用残高-累積経常収支
フランス	FNW=現金通貨+預金-民間対政府信用残高
イタリア	NW=FNW+実物資産
カナダ	NW=累積経常収支+累積政府赤字+累積民間純投資

次に、マネー・サプライ $ M^{S} $ を非銀行民間保有現金通貨 $ C^{P} $ および預金 D の和と定義したとき、これと非借入マネタリー・ベース MB との関係を求めておこう。

$$ M^{S}=C^{P}+D $$

において、 $ C^{P} $ のシェアを h とすれば、

$$ C^{P}=hM^{S}、D=(1-h)M^{S} $$
必要準備率をqとすると、

$$ R^{r}=qD $$

よって中央銀行のバランス・シートから

$$ \begin{aligned}MB&=C^{P}+R^{r}+R^{f}=hM^{S}+q\big(1-h\big)M^{S}\\&\quad+R^{f}\end{aligned} $$

$$ \therefore M^{S}=\frac{MB-R^{f}}{h+q\big(1-h\big)} $$

すなわち自由準備 $ R^{f} $ のない場合には、非借入マネタリー・ベースMBに信用創造乗数 $ \{h + q(1 - h)\}^{-1} $ を乗じたものがマネー・サプライとなる。

金融市場の均衡から金利を決定するに当たって、アメリカ、日本、西ドイツの各モデルではこの自由準備の需給均衡により短期金利が定まり、長期金利は期間構造から求める、というmoney market approachをとっている。アメリカ・モデルでは、自由準備を $ R^{f}=MB-C^{P}-R^{r} $ と解いて自由準備供給関数と見なし、別途自由準備需要関数を定式化し、その均衡条件を解いている。日本、西ドイツモデルでは、誘導型により金利を定めている。韓国モデルでも自由金利をこれと類似した方法で決定している。オーストラリア・モデルは $ M_{3} $ の供給、需要関数を定式化しその均衡条件より短期金利を求めている。これに対し、イギリス・モデルではbond market approachをとり、長期、短期の国債市場の需給で、それぞれ長期、短期の金利を解いている。さらに、フランス、イタリア、カナダモデルでは、policy reaction approachをとり、金融当局の反応により短期金利を求めている。

以下、各国の各資産への需要関数、供給関数および金利の決定について見ていく。対外金融取引については、次節VI.貿易国際収支プロックにおいて述べる。

### 1. 各資産の需要関数、供給関数

## (1) アメリカ

1970年代に金融新商品が相継いで登場したことや、全金融機関の預金量に占める連邦準備制度加盟銀行の預金量のシェアが低下傾向にあったことなどにより、70年代後半には、連邦準備制度理事会の金融政策の有効性が疑問視されるに至っていた。これに対処して金融性政策の有効性を確保するために、1980年11月、「預金性金融機関の規制緩和と、必要準備に関する通貨統御法」が成立したが、この立法は次のような内容を持っている。

1）必要準備の対象を現在の加盟銀行のみから、非加盟金融機関にまで拡大し、新しい準備制度の下では両者とも同じ準備率に従う。

2）新しい準備制度への移行期間は、加盟銀行については、83年9月までの約3年間、非加盟金融機関については87年9月までの約7年間とする。

3)NOW勘定を中心としたその他当座性預金に対しては、従来の定期性預金と同率の準備率からより高い、当座預金と同率の準備率を課すことに変更する。ただしこれは、80年4月1日以前にNOW勘定を新設していた州については2）と同様の移行期間をもって漸次適用し、80年4月1日以降に新設の州については直ちに適用する。

4）定期預金については、3.5年以下の非個人定期性預金のみが、新準備制度下で必要準備を課せられる。

以上のような制度变更下で、マネー・サプライ（ $ M_{1} $ 、 $ M_{2} $ ）の各構成要素の需要関数がどのように表現されるかを以下に定式化する。

## (i) $ M_{1} $ 構成要素の需要関数

$ M_{1} $ は3つの構成要素に分けられる。通貨および旅行用小切手、要求払い預金およびその他要求払い預金である。

通貨および旅行用小切手の需要（ $ C^{P} $ ）は、価格、ここでは消費デフレーター（ $ p_{c} $ ）について一次同次であり、取引動機により実質消費支出（C）の増加関数であり、通貨保有の機会費用である短期金利（ $ r_{s} $ ：3カ月物財務省証券利回り）の減少関数であると想定している。推定結果は次のようである。係数は理論的に予想される方向に有意に出ている。実質消費支出1%上昇に関する長期の弾性値は0.73%また短期金利1%
ポイントの上昇に関するそれは -0.85% となっている。

$$ \begin{aligned}&\log\frac{C^{P}}{p_{c}}=-0.72527+\sum_{i=0}^{5}a_{i}\log C_{-i}\\&( 実質通貨残高 )\quad(0.730733)\\&\quad+\sum_{i=0}^{6}b_{i}\times r_{S},_{-i}\\&\quad( Ⅰ -0.84630)\\&\quad\overline{R}^{2}=0.97652,S.E.=0.0039589,\\&\quad D.W.=1.8068\\&\quad(1966IV\sim1981IV)\end{aligned} $$

誤差項の自己相関を示す $ \rho=0.72511 $

要求払い預金（DDCB）と、その他要求払預金（OCD）の需要関数の基本形は、次のように定式化される。その他要求払い預金の大部分を占めるのは利付要求払い預金（NOW 勘定）なので

$$ \begin{aligned}&\frac{DDCB}{p}=N_{dd}a_{0}\Bigg(\frac{Y}{N}\Bigg)^{a1}r_{S}^{a2}\\&\frac{OCD}{p}=N_{ocd}b_{0}\Bigg(\frac{Y}{N}\Bigg)^{a1}\big(r_{S}-r_{NOW}\big)^{a2}\\ \end{aligned} $$

ここで、$p$ は価格水準、$Y$ は実質所得、$r_{S}$ は市場金利、$r_{NOW}$ はNOW 勘定利子率、$N$ は人口、$N_{dd}$ は要求払い預金を持つ人の数、$N_{ocd}$ はその他要求払い預金を持つ人の数である。$(N=N_{dd}+N_{ocd})$ 実質所得弾力性 $a_{1}$ と利子弾力性 $a_{2}$ は2方程式間で等しいと想定されている。これは、NOW 勘定の登場以来、要求払い預金からNOW 勘定への大規模な資金シフトが起こり、OCD が強い正のトレンドを持っているため、OCD をこうした制約なしで推計すると、トレンド以外の説明変数の効果が検出できないためである。また、1人当たり実質所得弾性値も簡単化のために2方程式間で等しい、と想定されている。NOW 勘定を持つ人の割合を

$$ ALPHA=N_{ocd}/N $$

とすると、2方程式は次のように変換できる。

$$ \begin{aligned}&\frac{DDCB}{p}=\left(1-ALPHA\right)a_{0}Y^{a1}r_{S}^{\ a2}N^{\left(1-a_{1}\right)}\\ &\frac{OCD}{p}=ALPHA b_{0}Y^{a1}\left(r_{S}-r_{NOW}\right)^{a2}N^{\left(1-a_{1}\right)}\\ \end{aligned} $$

推定においては次のような方法がとられた。まず、ALPHAはイ)所得によって加重平均されたNOW勘定が開設可能な州の割合、AVAI L、口)要求払い預金保有量によって加重平均された、NOW勘定が開設可能な人の割合（0.4）ハ)NOW勘定が開設可能な人に対する、実際に開設している人の割合（0.6）の積として定義した。すなわち、

$$ ALPHA=0.4*0.6*AVAIL $$

である。価格水準にはGNPデフレーター（P）が、実質所得には実質GNPが、市場金利には3カ月物の財務省証労の利子率（ $ r_{S} $ ）が用いられた。実質GNPと利子率についてはラグ分布が適用されている。推定は対数線型の形で行われ、その際にタイム・トレンド項および1974～76年に通貨需要が急落したいわゆる“Missing Money”の効果をとらえるためのダミー変数が加えられている。推定結果は次のとおりである。実質GNPおよび利子率の弾力性は理論的要請を満し、かつ有意に計測されている。人口の弾力性は0に非常に近いため、Nは除去した。ALPHAの係数は1に近く、上記のような定式化を支持しているものと解釈できる。

$$ \begin{aligned}\log\frac{DDCB}{p}&=-1.2403\\&+1.0138\log(1-ALPHA) 訂 \\&-0.0058225t-1.4214(0.2r_{S}\\&+0.4r_{S,-,1}+0.3r_{S,-,2}\\&+0.1r_{S,-,3})\\&+0.95031(0.4\log GNP\\&+0.3\log GNP_{-1}\\&+0.2\log GNP_{-2}\\&+0.1\log GNP_{-3})\\&-0.0091478\times dummy\end{aligned} $$

$$ \begin{aligned}\log\frac{OCD}{p}&=-1.1567\\&+1.10138\log ALPHA\\&-0.0058225t-1.4214\{0.2(r_{S}\\&-r_{NOW})+0.4(r_{S}-r_{NOW})_{-1}\\&+0.3(r_{S}-r_{NOW})_{-2}+0.1(r_{S}\\&-r_{NOW})_{-3}\}\end{aligned} $$
$$ \begin{aligned}&+0.95031(0.4\log GNP\\&+0.3\log GNP_{-}1\\&+0.2\log GNP_{-}2\\&+0.1\log GNP_{-}3)\\ \end{aligned} $$

誤差項の自己相関を示す $ \rho=0.63675 $ である。この2式の推定に用いられたSURE（seemingly Unrelated Regression）とは、Zellnerによるものである。

ZellnerのSUREモデルにおいては残差は異時点間では相関がないが、異なるN本の方程式間では相関がある。すなわち

$$ \begin{aligned}(1\ldots i,j\ldots N)\\ cov\left(u_{it},u_{js}\right)&=\sigma_{ij}\quad t=s 的とき \\&=0\quad t\neq s 的とき \end{aligned} $$

こうしたタイプの相関は、定式化の誤りで落された変数が方程式間で共通のときにおこる。これに対処するための推定法が以下SUREである。

1. モデルの方程式を個々にOLSで推定し、残差の推定値を $ \hat{u}_{it} $ を得る。

2. $ \hat{\sigma}_{ij} = \left\{1/(T - k)\right\} \Sigma \hat{u}_{it} \hat{u}_{jt} $ により共分散の推定値 $ \sigma_{ij} $ を得る。T は標本サイズ、k は回帰係数の数である。

3. N本の方程式について、回帰係数 $ \beta_{i} $ および共通の $ \beta $ （線形制約による）をGLS（一般化最小自乗法）で推定する。

## (ii) $ M_{2} $ 構成要素の需要関数

$ M_{1} $ の構成項目は別にすると、 $ M_{2} $ の構成項目のうち内生的に決定されるのは、貯蓄性および小口定期性預金（small time and saving deposits）と短期金融資産投資信託（money market mutual fund）との合計であるMHHのみである。 $ M_{2} $ のその他の項目であるオーバーないとRPやオーバーナイト・ユーロダラーは額も小さいので外生とされている。

MHH方程式は次のような単純なポートフォリオ・モデルを基本としている。

$$ \frac{MHH}{NW}=f\Bigg(\frac{GNPV}{NW},R\Bigg) $$

ここで、NWは純資産、GNPVは名目GNP、Rは利子率較差のベクトルである。fは$\frac{GNPV}{NW}$について$a(0
において、MBは、中央銀行保有海外純資産NFAおよび対政府信用NGPの和であり、国際収支セクターおよび外生変数として、それぞれ定められる。非銀行民間保有通貨 $ C^{P} $ は前項(i)で定式化した。残る必要準備 $ R^{r} $ は冒頭に述べた制度変更を踏まえて以下のように定式化される。

まず、準備制度の対象となる加盟銀行の当座（取引）預金（DDMRES）は、旧制度下では当座預金（DDM）のみ、新制度下では当座預金およびその他当座性預金（DDM+OCDM）となるので、一般的には、移行期を表すパラメータ（PHASEM）を用いた両者の加重平均として表せる。

$$ \begin{aligned}DDMRES=&(1-PHASEM)*DDM\\&+PHASEM\left(DDM+OCDM\right)\\=&DDM+PHASEM*OCDM\end{aligned} $$

これより、加盟銀行の当座（取引）預金に対する必要準備は、必要準備率をRRDDとすると

$$ RRDD*DDMRES $$

として求められる。これが必要準備総額の一部を構成する。

次に、準備制度の対象となる加盟銀行の定期預金は、旧制度下では、その他当座性預金（OCDM）を含む定期性および貯蓄性預金（DTM）、新制度下では満期3.5年以下の非個人定期性預金（DNPTM）のみとなるので、一般的には、移行期を表すパラメータを用いた両者の加重平均として表せる。

$$ \begin{aligned}DTMRES=&(1-PHASEM)*DTM\\+PHASEM*DNPTM\end{aligned} $$

定期性預金に対する必要準備率をRRDTとすると、加盟銀行の定期性預金に対する必要準備は

## RRDT*DTMRES

として求められる。これもやはり必要準備総額の一部を構成する。

非加盟金融機関の必要準備の推定においては、データの制約からより簡略化されたアプローチが取られた。非加盟金融機関の預金の大部分が当座（取引）預金であると見なすと、新制度下で必要準備の対象となる預金は

$$ DDCB-DDM+OCD-OCDM $$

で求められる。データの制約から観測不能な非加盟金融機関の必要準備率を、加盟銀行の必要準備率（RRDD）で近似し、PHASENMを非加盟金融機関に対する新制度への移行パラメータとすると、非加盟金融機関の必要準備は、

$$ \begin{aligned}PHASENM*RRDD*(DDCB\\-DDM+OCD-OCDM)\end{aligned} $$

として求められる。

総必要準備額（ $ R^{r} $ ）は、これら3つの必要準備を説明変数として次のように定式化される。

$$ \begin{aligned}&R^{r}=a_{1}*(RRDD*DDMRES)\\&+a_{2}*(RRDT*DTMRES)\\&+a_{3}*PHASENM*RRDD*(DDCB\\&-DDM+OCD-OCDM)\\ \end{aligned} $$

推定結果は次のとおりである。 $ a_{1} $ 、 $ a_{2} $ 、 $ a_{3} $ ともに1に非常に近く、定式化が適切であったことを証明している。

$$ \begin{aligned}R^{r}=&1.0909PHASENM\bullet RRDNEW\bullet\\ ( 必要準備 )\quad&(18.240)\quad&( 連銀非加盟金融 \\&(DDCB-DDM+OCD-OCDM)\\& 機関の必要準備 )\\&+0.99035RRDDNEW\bullet DDMRES\\&(104.93)( 連銀加盟銀行の当座預金必要準備 )\\&+1.0535RRDTNEW\bullet DTMRES\\&(58.361)( 連銀加盟銀行定期預金必要準備 )\\&\overline{R}^{2}=0.99986,S.E.=0.31134,\\&D.W=&2.1155\\&(1967I\sim1981IV)\\& 誤差項の自己相関を示す \rho=&0.23925\end{aligned} $$

## ☐）自由準備への需要関数

自由準備需要関数 $ R^{FD} $ はModigliani、Rasche & Cooperのアプローチに従っている。彼等は、短期的には自由準備は、銀行が統御不可能な資産および負債の予想されない変化に対してバッファーとして働く、という考え方で銀行行動を定式化した。ここでの統御不可能なバランスシート項目とは、要求払預金、定期預金および商業貸出である。自由準備の需要は、市場金利と公定歩合との乖離幅 $ 1.1 r_{S} - r_{D} $ 、非借入れ
準備（ $ MB-C^{P} $ ）商業貸出（LB）および必要準備率の変化分の関数として定式化されている。市場金利と公定歩合との乖離幅以外の変数はすべて要求払預金（1980年第4四半期以降は、その他要求払預金および非加盟金融機関の要求払預金も含む）でスケーリングされている。スケーリングに要求払預金が用いられたのは、それが定期預金や商業貸出より変動が激しく、統御不可能なバランスシート項目の変動を最もよく反映していると考えられるからである。また、公定歩合（ $ r_{D} $ ）は、連銀からの借入れ費用を式に正確に反映させるため、1980～81年に連邦準備制度理事会によって取られた借入れ頻度の高い銀行に対する公定歩合の割増しを考慮している。

各パラメータの符号条件は次のようである。まず、市中金利の公定歩合に対する上昇は中央銀行からの借入れの魅力を増大させ中央銀行借入れを促進するので自由準備は減少する。すなわち係数は負である。非借入れ準備の増加は短期的には収益資産（商業貸付、TB購入）と準備との間に配分され得ないので、一部は自由準備の増大となる。すなわち、係数は正である。商業貸出についてはその増加は自由準備を減少させるので、その係数は負である。最後に必要準備率の引上げは自由準備を減少させるので、その係数は負である。

推定結果は次のとおりである。各パラメータは符号条件を満たし、かつ有意に推定されている。

$$ \begin{aligned}DD&=DDM\\&( 加盟行当 座預金 )\\&+dummy(DDCB-DDM+OCD)\\&(80 年第 4 四半期以降 : 非加盟行当 座預金 + 加盟行 その他 当座性預金 )\\\end{aligned} $$

$$ \begin{aligned}& とおいて、スケール \cdot ファクターとすると、\\&\quad\frac{R^{fd}}{DD}=-0.973E-0.4\\&\quad( 自由準備需要 )\\&\quad\quad-0.11828(1.1r_{S}-r_{D})\\&\quad\quad(3.4337)( 短期金利 - 公定歩合 )\\&\quad\quad+0.40260\\&\quad\quad(5.1286)\end{aligned} $$

$$ \begin{aligned}&\frac{\Delta\left(MB-C^{P}\right)\left(1-RRDDNEW\right)}{DD}\\&\left( 非借入準備增分 \right)\\&\begin{aligned}-0.36149&\frac{\Delta LB\times RRDDNEW}{(4.6851)}\quad\frac{DD}{}\\-0.25431&\left( 商業貸出增分 \right)\ $ 4.2542)&\end{aligned}\\&\frac{\Delta RRDDNEW\times DDMRES_{-1}+}{DD}\\&\frac{\Delta RRDTNEW\times DTMRES_{-1}}{}\\&\begin{aligned}+0.70482&\left(\frac{R^{fD}}{DD}\right)^{-1}\ $ 12.344)&\end{aligned}\\&\overline{R}^{2}=0.85088,S.E.=0.0019367,\\&D.W=1.6504\\&(1966II\sim1981IV)\end{aligned} $$

## (iv) 商業貸出の需要関数、大口CDの供給関数

商業貸出の需要は、企業の借入れ総額（DEBT）のうち商業貸出（LB）によって調達される割合は、商業貸出金利（ $ r_{LB} $ ）の、他の借入れ機会の金利に比較した相対的な高さによって決定される、という考え方を基本にしている。他の借入れ機会の金利の近似値としてTBレート $ r_{S} $ をとると

$$ \frac{LB}{DEBT}=a_{0}+a_{1}\left(r_{S}-r_{LB}\right)+a_{2}t $$

商業貸出は主として短期であるが、ここでは長期・短期の区別をしていない。そこで、長期・短期の間での資金調達方法のシフトがあれば、それをとらえるためにタイムトレンド（t）を加えている。推定に用いたのは上式の両辺にDEBTを乗じ、かつ一階の差分をとった次の式である。

$$ \begin{aligned}\Delta LB&=a_{0}\Delta DEBT+a_{1}\big(r_{S}-r_{LB}\big)\Delta DEBT\\&\quad+a_{1}\Delta\big(r_{S}-r_{LB}\big)\cdot DEBT+a_{2}\end{aligned} $$

DEBTの変化は在庫評価調整済の、企業利潤（ $ Y_{c} $ ）と減価償却（ $ CCA_{c} $ ）の合計から、法人税（ $ T_{c} $ ）配当（ $ Y_{DIV} $ ）および粗投資（ $ I_{f}V $ 、 $ I_{i}V $ ）を差し引いたもので近似する。また、DEBTの水準には名目GNPを近似値として用いることにする。 $ \Delta $ DEBTの構成項目のうち粗投資の2
項目だけは他の項目と切り離して推定されている。これは、借入れの構成が、その資金が何に用いられるかに依存するかもしれないからである。 $ r_{S} $ が今期と前期の平均でとられているのは、 $ r_{LB} $ と観測時点をほぼ一致させるためである。また、 $ r_{S} $ に1.1が乗せられているのは、連邦債の利子受取りが州および地方税を免除されており、その分だけ市場金利が低目になることを是正するためである。

推定結果は次のとおりである。

$$ \begin{aligned}\Delta LB&=-2.4154+0.13628I_{i}V\ $ 商業貸出增 )(2.372)&\begin{array}{l}(3.0759)\ $ 在庫投資 )\end{array}\\&+0.19871I_{f}V\\&(5.6219)( 設備投資 )\\&-0.19243(Y_{c}+C C A_{c}-T_{c}-Y_{D I V})\\&(4.2296)( 法人所得 + 減価償却 - 法人税 - 配当 )\\&+\sum_{i=0}^{4}a_{i}\big(1.1r_{S}-r_{L B}\big)_{-i}\big(I_{i}V+I_{f}V\\&-(Y_{c}+C C A_{c}-T_{c}-Y_{D I V}))._{i}\\&+\sum_{i=0}^{4}b_{i}\Delta\big(1.1r_{S}-r_{L B}\big)G N P V\\&\overline{R}^{2}=0.54647,S.E.=3.1269,\\&D.W.=1.5680\\&(1967I\sim1981IV)\end{aligned} $$

すべての係数は正しい符号を持ち、かつ有意である。しかし、在庫投資（ $ I_{i}V $ ）の係数が設備投資（ $ I_{f}V $ ）の係数より小さいのはやや意外である。前者の方が後者より短期の貸出に対する需要をつくり出す、と一般に考えられているからである。

大口CD（CDCB）の方程式は、銀行組織が、その貸出需要を満すために、核預金（COREDCB）以上の資金を調達しようとする際の、大口CDの供給関数と考えることができる。被説明変数には、大口CDの核預金に対する比率がとられ、これを、CDの普及を表すタイム・トレンド（1973年第4四半期まで1ずつ上昇、73年第4四半期以降37）および商業貸出の核預金に対する比率が説明してある。推定結果は次のとおりである。

## 核預金を

$$ \begin{aligned}COREDCB=&DDCB+DTCB\\&( 要求払預金 )( 定期性預金 )\\&+RPON+RPTRMCB\\&( オーバーナイト RP)( その他 RP)\\&+OCD\\&( その他要求払預金 )\end{aligned} $$

と定義して、スケールファクターとし、

$$ \begin{aligned}\frac{CDCB}{COREDCB}&=-0.26263\quad+0.0035722t\\&( 大口 CD)\\&+1.0737\quad\frac{LB}{(7.7567)}\quad\frac{COREDCB}{( 商業貸出 )}\\&+dummy\\\overline{R}^{2}&=0.68543,S.E.=0.0089310,\\D.W&=1.5026\ $ 1967I&\sim1981IV)\end{aligned} $$

ラグはアーモン・ラグ、誤差項の自己相関を示す $\rho=0.85379$ である。

大口CDによって調達された資金は短期なので、満期がより長い証労などで運用されるのではなく、同じく短期の商業貸出に向けられることが多いものと思われる。したがって、商業貸出の大口CDに対する効果が1に近いことは十分理解しうる。

## (2) 日本

一般に、非銀行民間の資産需要は、保有対象各資産の金利、国民所得及び正味資産に依存する。各資産への需要は正味資産に対し一次同次を仮定する。次に各資産は金融市場が安定的であると考えられるので、互に粗代替的な関係にあるとする。最後に正味資産、金利が所与の下で、国民所得が増加するときには、流動性の低い資産から高い資産へ需要はシフトすると考える。

銀行部門の資産需要も、各資産に対する需要量は、運用可能資金量に一次同次であると仮定する。また、各資産は粗代替的であると仮定する。

## (i) $ M_{2} $ 構成要素の需要関数
日本モデルにおいては、 $ M_{2} $ 構成要素である現金通貨 $ C^{P} $ 、要求払預金DD、定期性預金DTに対する需要関数を定式化している。（定期性預金はCD（譲渡性預金）を含まないものと定義している。）いずれも民間金融純資産FNWをスケール・ファクターとした資産選択型の定式化となっている。

$$
\frac{C^{P}}{FNW} = -679.92 \frac{1}{(21.684)} \text{ (現金通貨)}
$$
$$
+0.073703 \frac{AV}{FNW} + \sum_{i=0}^{4} a_{i} r_{S,-i} \quad (-0.19986)
$$
$$
+ \text{dummies}
$$
$$
\overline{R}^{2} = 0.99967, S.E.=0.0050307,
$$
$$
D.W.=1.2203
$$
$$
(1967I \sim 1982I)
$$
$$
\frac{DD}{FNW} = -2598.3 \frac{1}{(9.5129)} \text{ (要求払預金)}
$$
$$
+0.30356 \frac{AV}{(48.065)} \frac{1}{(FNW} + \sum_{i=0}^{4} a_{i} r_{S,-i} \quad (-2.4467)
$$
$$
+ \text{dummy}
$$
$$
\overline{R}^{2} = 0.99812, S.E.=0.044101,
$$
$$
D.W.=0.55563
$$
$$
(1967I \sim 1982I)
$$
$$
\frac{DT}{FNW} = 0.90598 \frac{1}{(11.36)} + 0.48994 \frac{GNPV}{(66.569)} \text{ (定期性領金)}
$$
$$
+ \sum_{i=0}^{3} a_{i} r_{T,-i} + \sum_{i=0}^{3} b_{i} r_{SEC,-i} \quad (49.847) \quad (-4.4686)
$$
$$
+ \sum_{i=0}^{3} c_{i} r_{LB,-i} + \text{dummies}
$$
$$
(-47.288) \text{ (全国銀行貸出約定平均金利)}
$$
$$
\overline{R}^{2} = 0.99277, S.E.=0.042438,
$$
$$
D.W.=1.1478
$$
$$
(1966IV \sim 1982I)
$$

## (ii) 銀行部門発行金融債の需要関数

民間金融純資産（除く国債）をスケールファクターとして資金選択型で定式化している。

$$ \begin{aligned}\frac{SEC}{FNW-B}&=-0.085801\\&( 金融債 )\\&\quad+0.076540\quad\frac{GNPV}{(32.727)}\quad\frac{FNW-B}{( 名目 GNP)}\\&\quad+\sum_{i=0}^{3}a_{i}\Big(r_{SEC}-\hat{p}_{c}\Big)_{-i}\\&\quad(10.307)\\&\quad+dummies\\\overline{R}^{2}&=0.96954,S.E.=0.17761,\\D.W&=0.31896\ $ 1973I&\sim1982I)\end{aligned} $$

## (3) 西ドイツ

西ドイツの通貨供給量 $ M_{2} $ 、 $ M_{3} $ は、現金通貨貨 $ (C^{P}) $ 、要求払い預金 $ (DD) $ 、定期性預金 $ (DT) $ 、貯蓄性預金 $ (DS) $ により定義される。

$$ \begin{aligned}&M_{2}{=}C^{P}{+}DD{+}DT\\&M_{3}{=}C^{P}{+}DD{+}DT{+}DS{=}M_{2}{+}DS\\ \end{aligned} $$

従来、マネーストック変数としては $ M_{2} $ が用いられていたが、ロンバートレート引上げの乗数テストに際し、 $ M_{2} $ が増加し金融引締時にマネー・ストックが増加するという通常の想定とは相反する結果となっていた。これは、残高シェアの大きいDSの金利は長期安定的に維持されるため、短期の金利変動との関連が小さく、金利上昇局面では、DSから他の預金へのシフトが生ずることで、マネー・ストック全体( $ M_{2}+DS $ )の減少にもかかわらず、 $ M_{2} $ の増加がもたらされることによる。このため、マネー・ストック変数として $ M_{2}+DS $ である $ M_{3} $ が導入されることになった。

尚、毎年ブンデスバンクが公表する通貨供給量の目標は、中央銀行通貨供給量（ $ M_{0} $ ）の上昇率で示されている。この $ M_{0} $ は、

と表されるが、データの継続性等の問題点から、我々のモデルには導入されていない。

このプロックでは、理論フレームとして基本的には、ポートフォリオ理論による一般均衡分析を用いている。
第Ⅲ章

# 我が国の森林と国際的取組

森林の有する多面的機能を持続的に発揮していくためには、幅広い関係者が連携して間伐や伐採後の再造林等の森林整備を推進するとともに、保安林等の管理及び保全、治山対策、野生鳥獣被害対策等により森林を保全する必要がある。また、森林については持続可能な森林経営の推進や地球温暖化対策等が、国際的課題として取り組まれている。

本章では、森林の整備・保全の基本方針、森林整備の動向、森林保全の動向及び国際的な取組について記述する。
### 1. 森林の整備・保全の基本方針

森林の多面的機能を持続的に発揮させるためには、森林を適正に整備し、保全することが重要であり、我が国では国、都道府県、市町村による森林計画制度の下で推進されている。

以下では、森林の整備及び保全の基本方針となる「森林・林業基本計画」、「全国森林計画」、「地域森林計画」、「市町村森林整備計画」等について記述する。（「森林・林業基本計画」で森林・林業施策の基本的な方向を明示）

政府は「森林・林業基本法」に基づき、森林及び林業に関する施策の基本的な方向を明らかにするため、「森林・林業基本計画」を作成し、おおむね5年ごとに見直すこととされている。直近では平成23(2011)年7月に変更が行われた。

現行の基本計画は、森林・林業の再生に向けて、適切な森林施業の確保、施業集約化の推進、路網の整備、人材の育成等の取組を推進するとともに、地球温暖化対策、生物多様性保全への対応、山村の振興等を推進することとしている。また、東日本大震災からの復興に向けて、海岸部の保安林の再生、住宅及び公共施設の再建に必要な木材の安定供給、木質バイオマス資源の活用による環境負荷の少ない新しいまちづくりへの貢献を推進することとしている。

さらに同計画では、森林の整備及び保全や林業・木材産業等の事業活動等の指針とするため、「森林の有する多面的機能の発揮」と「林産物の供給及び利用」の目標を設定している。「森林の有する多面的機能の発揮」の目標としては、5年後、10年後及び20年後の目標とする森林の状態を提示している(資料Ⅲ－1)。また、目標の策定に当たっては、将来的に均衡がとれた人工林の齢級構成となるように配慮した(資料Ⅲ－2)。「林産物の供給及び利用」の目標としては、10年後の総需要量を7,800万m³と見通した上で、路網整備の加速化、施業の集約化の集中的な実施、搬出間伐の促進等により、国産材の供給量及び利用量の目標を3,900万m³（国産材割

資料Ⅲ－1 「森林・林業基本計画」における森林の有する多面的機能の発揮に関する目標

平成22
(2010)年	目標とする森林の状態	(参考)指
向する森林の状態
平成27
(2015)年	平成32
(2020)年	平成42
(2030)年
森林面積(万ha)
育成単層林	1,030	1,030	1,020	1,000	660
育成複層林	100	120	140	200	680
天然生林	1,380	1,360	1,350	1,310	1,170
合計	2,510	2,510	2,510	2,510	2,510
総蓄積(百万m³)	4,690	4,930	5,200	5,380	5,450
ha当たり蓄積
(m³/ha)	187	196	207	214	217
総成長量
(百万m³/年)	74	68	61	55	54
ha当たり成長量
(m³/ha年)	2.9	2.7	2.4	2.2	2.1

資料：農林水産省「森林・林業基本計画」（平成23（2011）年7月）

資料Ⅲ－2 将来(50年後、100年後)における齢級構成(イメージ)

注：人工林(育成単層林)の齢級構成について、指向する森林の状態である100年後、及び、途中経過である50年後の齢級構成を一定の条件の下で試算。

資料：林野庁「森林・林業基本計画に掲げる目標数値について(案)」（林政審議会(平成23(2011)年4月21日)資料4）
合50%)としている(資料Ⅲ−3)。

（「全国森林計画」で森林の整備・保全のルールとガイドラインを提示）

農林水産大臣は「森林法」に基づき、全国の森林を対象として、「森林・林業基本計画」に即した森林の整備及び保全の目標、伐採立木材積、造林面積等の計画量、施業の基準等を示す「全国森林計画」を、5年ごとに15年を一期として立てることとされている。

資料Ⅲ－3 「森林・林業基本計画」における木材供給量の目標と総需要量の見通し

資料：農林水産省「森林・林業基本計画」（平成23(2011)年7月）

資料Ⅲ－4 「全国森林計画」における森林の整備及び保全の目標

資料：農林水産省「全国森林計画」（平成25(2013)年10月）

平成23(2011)年7月には、「森林・林業基本計画」の見直しと併せて「全国森林計画」が変更され、森林の整備及び保全のルールとガイドラインを示すものと位置付けた上で、森林の有する機能ごとの森林の整備及び保全の基本方針を提示するとともに、伐採や造林等の基準や林道等の開設の考え方を明確化した。重視すべき機能に応じた森林の区分は、国が一律に定めることをやめて、地域主導により発揮を期待する機能ごとの区域を設定できるようにした。また、「森林・林業基本計画」の目標に即して、森林の整備及び保全の目標や計画量等を変更した。

平成25(2013)年10月には、平成26(2014)年度から平成41(2029)年度までを計画期間とする「全国森林計画」を策定した。同計画では、「森林の間伐等の実施の促進に関する特別措置法」の一部改正や、事前防災・減災等の今後より重視していくべき事項に関する記述を追加した。また、「森林・林業基本計画」に示されている目標等に即しつつ、新たな計画期間に見合う計画量を設定した（資料Ⅲ－4、5）。

また、農林水産大臣は「森林法」に基づき、「全国森林計画」に掲げる森林の整備及び保全の目標の計画的かつ着実な達成に資するため、「全国森林計画」の作成と併せて、森林整備保全事業に関する計画として「森林整備保全事業計画」を策定すること

資料Ⅲ－5 「全国森林計画」における計画量

区分	計画量
伐採立木材積(百万m²)	主伐	362
間伐	438
計	800
造林面積(千ha)	人工造林	944
天然更新	889
林道開設量(千km)	90
保安林面積(千ha)	12,952
治山事業施行地区数(百地区)	342
間伐面積(参考)(千ha)	7,281

注1：計画期間(平成26(2014)年4月1日～平成41(2029)年3月31日)の数量。

2：治山事業施行地区数とは、治山事業を実施する箇所について、尾根や沢などの地形等により区分される森林の区域を単位としてとりまとめた上、計上したものである。

資料：農林水産省「全国森林計画」（平成25(2013)年10月）
とされている。平成25(2013)年度には、現行計画に定める成果指標の達成状況を検証しつつ、平成26(2014)年度から平成30(2018)年度までの5年間を計画期間とする次期計画の検討を行った。

## （「地域森林計画」・「市町村森林整備計画」で地域に即した森林整備を計画）

都道府県知事と森林管理局長は「森林法」に基づき、全国158の森林計画区ごとに、「地域森林計画」と「国有林の地域別の森林計画」を作成することとされている。これらの計画では、「全国森林計画」に即しつつ、地域の特性を踏まえながら、森林の整備及び保全の目標並びに森林の区域（ゾーニング）及び伐採等の施業方法の考え方を提示している。

また、市町村長は「森林法」に基づき、「市町村森林整備計画」を立てることとされている。同計画は、地域の森林の整備等に関する長期の構想とその構想を実現するための規範を示したマスタープランであり、森林の施業や保護の規範を明示した上で、「全国森林計画」と「地域森林計画」で示された森林の機能の考え方等を踏まえながら、各市町村が主体的に設定した森林の取扱いの違いに基づく区域（ゾーニング）や路網の計画を図示している。

## （「農林水産業・地域の活力創造プラン」の策定）

平成25 (2013) 年12月に農林水産業・地域の活力創造本部で取りまとめられた「農林水産業・地域の活力創造プラン」では、施策の展開方向として、森林・林業については新たな木材需要の創出と国産材の安定的・効率的な供給体制の構築により林業の成長産業化を実現するとともに、森林の整備及び保全等を通じた森林吸収源対策を推進し、また、多面的機能の維持及び向上により、美しく伝統ある山村を次世代に継承するとしている。具体的には、適切な森林の整備及び保全、鳥獣被害対策の強化、災害に強い森林づくり等を通じた「緑の国土強靭化」並びに地域住民等による日常的な森林管理活動を推進するとしている。
# 経済分析

第 113 号 平成元年 9 月

☆ポートフォリオ・アプローチと円ドル・レート、マルクドル・レート

経済企画庁経済研究所編集
# 经 济 分 析

第 113 号

平成元年 9 月

经济企画厅经济研究所

## 目 次

<分析>

## ポートフォリオ・アプローチと円ドル・レート、マルクドル・レート

I．はじめに.....1

II．ポートフォリオモデルの導出.....3

III．実証分析の予備的考察.....9

IV．「分散・共分散型モデル」の実証分析.....15

V．「資産分配型モデル」の実証分析.....31

VI．シミュレーション分析.....44

VII．おわりに.....55

付論 財政政策の為替レートに及ぼす影響.....56

付録 実証データについて.....60

参考文献.....63
# ポートフォリオ・アプローチと円ドル・レート、マルクドル・レート $ ^{*} $

す 須 田 美 矢 子

こ 古 城 謙 冶

Ⅰ．はじめに

変動レート制下の為替レート決定理論については、ポートフォリオ・アプローチに代表されるアセット・アプローチの考え方、つまり資産市場で需給が均衡するように為替レートが決まるという考え方が広まりつつある。そのような考え方に立つことによって、為替レートの短期的な乱高下とか、将来に生じる出来事についての予想がすぐに為替レートに反映されること等、現実の為替レート変動の特徴の一部をよく理解できるようになってきた。しかしながら、現実の為替レートの時間を通じた全体的な動きをこの考え方によって説明・実証しようとすると、必ずしもうまくいっていない状況である。

資産市場で為替レートが決まるという考え方の中には、主として貨幣市場に関心を寄せたマネタリー・アプローチによるものと、さまざまな資産市場を考慮に入れたポートフォリオ・アプローチがある。前者の考え方の基礎にあるのは、貨幣数量説と購買力平価説であり、貨幣市場で各国の物価が決まり、このようにして求められた2国の物価の比率が購買力平価説によって均衡為替レートとなるというものである。変動レート制移行後70年代の為替レートの動きについて、この考え方にそった実証研究がかなり試みられたが、満足のいくものは得られなかった（R. M. Levich [1985]）、R. MacDonald [1988]、J. A. Frankel [1984b] 等のサーベイを参照）。

他方、ポートフォリオモデルについては、トービン流の資産の一般均衡モデルを対外資産を含むように拡張し、国内各資産価格（利子率）の決定と同時に対外資産と国内資産との交換比率としての為替レートの均衡値が求められる。

この立場に立った実証分析には二つの流れがある。その一つは為替レートを各資産残高と外生変数の関数として解き、各資産残高の変化がどの程度為替レートの動きを説明するかを求めるものである。

もう一つの流れは内外の予想収益率の乖離を示すリスク・プレミアムに焦点を当てるものであり、リスク・プレミアムがあるかどうかの議論、つまり内外の予想収益率が均衡で一致するかどうかの議論にも関わるものである。この場合、均衡内外予想収益率格差をトービン流のポートフォリオ理論から求めることもできるが、通常は期待効用最大化から資産需要を求め、その均衡条件からリスク・プレミアム（=均衡内外予想収益率格差）を導出し、それについての実証分析が行われている。

前者の資産残高による為替レート決定式の実証分析については、各資産残高の係数の符号が理論と整合的ではないかあるいは有意でないと分析され、後者の内外収益率格差を被説明変数とする分析については、様々な角度から実証分析が行われているが、リスク・プレミアムがないという仮説を必ずしも否定できないでいる（例えば Frankel [1983]）。あるいはポートフォリオモデルによって説明できるリスク・プレミアムがないと考えられる。
レミアムは少ないという分析もみられる (Dooley = Isard [1983])。また期待効用最大化からの資産需要が現実に合っているかどうかという観点からの分析も行われ、これについても良い答えは得られていない (Frankel = Engel [1984a])。

このような実証分析の状況下で、マネタリー・アプローチとリスク・プレミアムモデルとを統合したモデルによる実証分析も行われているが、これについても満足のいく結果が得られていない（Frankel〔1983b〕を参照）。

特に、80年代のドル変動についてはその前半には米国経常収支赤字・日本経常収支黒字のもとでのドル高・円安が生じ、後半には同じような状況下でドル安・円高が生じており、これについては理論的にもうまく解明できていない状況であるので、実証分析についてはなおさらである。

ミーズとロゴフ (Meese = Rogoff [1983]) は、ランダムウォーク・モデルも含んだいくつかの代表的な為替レート実証モデルのアウト・オヴ・サンプルでの予測精度を検討し、1年までの予測期間ではランダムウォーク・モデルに勝るものはないと結論づけた。その後の分析 (Meese = Rogoff [1985]) では構造モデルの評価が少しは上がっており、またその他の人々によっても同様の分析が行われているようであるが (Isard [1987] [1988] を参照) 依然構造モデルによる為替レート決定式に対する評価は低いままである。

この研究は、このように特に80年代にはいってその説明力が疑問視されているポートフォリオモデル、なかんずくリスク・プレミアムモデルによる円ドル・レート、マルクドル・レートの実証分析である。これまでの分析との違いは、最近の資本移動には投資期間が非常に短く、金利収入よりもその証劸自体の価格の変動によるキャピタル・ゲインを求めたものも多く見られることから、それを表す金利の変化率を予想収益率に加えたことと、preferred habitatとかlocal habitatとかあるいはwealth transfer effectと呼ばれる資産分配効果を重視している点である。

この資産分配効果は、世界における資産分配の変化が世界全体の各資産需要、従って資産の均衡価格に与える効果を意味する。この効果は後に述べるように、これまで無視されるかあるいは否定的見解がとられてきたものであるが、かなり有効な説明変数であることが示される。