Silviase/jgov_v1.4_full_ann huggingface dataset:
第 5-6 図は、各期先ごとのインプライド・フォワード・レート（以下、IFR と略記する）の動きをコールレート（翌日物）とともに描いたものである。図中の I F R n とは、n 年先のスワップ I F R を表す。すべての期先で 91 年初のピークから、コールレートの低下とともに低下しているが、1 年先スワップ IFR はコールレートの低下にかなり密着して低下しているのに対して、3 年先以降のスワップスワップ IFR は緩やかな低下にとどまっており、その程度も各期先についてほぼ同じである。

94 年中はコールレートの低下が一服したことからスワップ IFR もむしろ若干上昇し、特に 1 年先スワップ IFR の上昇は顕著である。しかし、95 年に入って再びコールレートが低下を始めるとスワップ IFR もすべての期先において急速な低下を示した。コールレートは 95 年末に 0.5% を下回る低水準に達した後、低下余地も少なくなったことから横ばいとなる。しかし、スワップ IFR は 96 年央以降再び緩やかな低下を続けている。実体経済においては、97 年 11 月以降金融システム不安、98 年夏以降世界的な金融危機と「質への逃避」と大きな動きが生じたが、スワップ IFR は特に後者の金融危機に際して大きな低下がみられる。中でも、中長期先での低下が著しい。

98 年末以降、「質への逃避」の巻き戻しが生じ、金融システム不安も軽減、さらには 99 年春先以降は景気回復期待も出てくる中で、スワップ IFR も上昇傾向に転じている。ただし、99 年 2 月の「ゼロ金利政策」への移行後には、スワップ IFR のすべての期先で低下がみられる。

第 5-7 図は、スワップ IFR と生産ギャップを対比させて描いたものである。第 5-7 図 a は、1 年先及び 3 年先の短めのスワップ IFR を描いたものであるが、91 年初から 93 年末まで、及び 97 年央以降と、概ね生産ギャップとの間に緩やかな対応関係がみられる。しかし、94 年央から 97 年央までは生産ギャップは縮小気味であるのに対して、IFR は低下を続けた。第 5-7 図 b は、5 年先、9 年先と長めのスワップ IFR を描いたものであるが、全般的な傾向は第 5-7 図 a に描かれた短めのスワップ IFR と同じである。しかし、97 年央以降の生産ギャップの低下に対する長期 IFR の反応は顕著である。

第 5-8 図は、スワップ IFR とインフレ率を対比させたものである。91 年初から 95 年一杯くらいまでは、概ね対応しながら低下していたように窺えるが、96 年初以降は、インフレ率はゼロを軸に上下しており、スワップ IFR との関係は必ずしもはっきりしない。

## （２）基本的な決定要因の推計

まず、短期金利と長期金利または将来の短期金利の予想との関係を調べよう。
なお、山口・吉田（1998）は、日本について国債の残存期間別利回りから国債ＩＦＲを計算して、期間別に決定要因を推計したものであるが、以下の分析は彼らの分析を参考にしている。

実際に（11）式を推計するに当たっては、海外との金利裁定関係を考慮して、説明変数にアメリカの実質長期金利と為替レート変化率を加えた。国際的に資本移動が自由であれば、国内の金利は、外国の金利と為替の期待減価率の和に等しくなる。日本の場合、とりわけアメリカの金融資産との代替関係が強いと考えられる。

以上の結果、推計式は次の様に定式化した。なお、これはフォワード・レートについての理論式に基づいているが、長期国債利回りや国債の年限別利回りについても、比較を可能にするために同じ定式化を採用した。

$$ \begin{aligned}ifr_{_{t}}^{^{m}}=\alpha+\beta_{_{r}}\cdot RCALLO_{_{t}}+\beta_{_{y}}\cdot GAP_{_{t}}+\beta_{_\pi}\cdot CPIG_{_{t}}\\&+\beta_{_{US}}\cdot USRATE_{_{t}}+\beta_{_{e}}\cdot EXC_{_{t}}+e_{_{t}}\end{aligned} $$

ただし、$ifr_{t}^{m}$ : t期における、m期先スタートのインプライド・フォワード・

レート

$ RCALLO_{t} $ ：翌日物コールレート

$ GAP_{t} $ : アウトプット・ギャップ

$ CPIG_{t} $ ：消費者物価上昇率

USRATE: アメリカの実質長期金利

$ EXC_{t} $ : 為替レート変化率

90 年代は基本的に景気停滞が継続していたため、傾向的な金利・インフレ率の低下やアウトプット・ギャップの拡大が見られた。そのため、定常性を確保する観点から、長期国债利回りは水準のまま、残存期間別利回り、国債 I F R、I F R は 1 階差をとった。また、生産ギャップ、インフレ率も 1 階差をとった。

推計期間は、長期国債利回り関数が83年8月から98年12月まで、残存期間別国債利回り関数が94年5月～99年12月まで、国債ＩＦＲ関数が94年5月～99年12月まで、ＩＦＲ関数が89年4月～99年8月までである。

## イ）長期国債利回り関数

長期国債利回り関数の推計結果は第5-2表に示してある。コールレート、生産ギャップ、インフレがそれぞれプラスの影響を与えている。ただし、生産ギャップ
プの有意性はやや低い。コールレートが1％ポイント上昇すると、長期国债金利は0.5％ポイント程度上昇することになる。また、インフレ率が1％ポイント上昇すると、長期国债金利は0.15％ポイント程度上昇することになる。

## ☐）残存期間別国債利回り

残存期間別国債利回りについての推計結果は、第5-3表（1）に示してある。これをみると、短期ゾーンではコールレート及び生産ギャップが有意に効いている。しかし、インフレが有意となっている年限はなく、インフレ率は効かないという結果となっている。

長期には効く変数がないとなっている。これは長期国債利回り関数の結果と矛盾するが、残存期間別国債利回り関数の推計期間が94年5月からしかとれないので、推計期間が短すぎるか、90年代央以降関係の変化があったのかもしれない。

## 八 ）国债 IFR

国債 IFR についての推計結果は、第 5-3 表（2）に示してある。これは、基本的に残存期間別国債利回りについての推計結果と同じで、短期ゾーンではコールレート及び生産ギャップが有意に効いており、長期ゾーンでは、基本的に有意に効くものがないという結果になっている。ただ、最長期は生産ギャップが有意となっている。

コールレートに係る係数が、2年先では0.9、3年先で0.6と短期ゾーンでかなり大きい。コールレートを通じる金融政策が、主として短期ゾーンのフォワード・レートを通じて長期金利に影響を与えていることが示唆される。

## 二 ）スワップ I F R

ＩＦＲについての推計結果は、第5-3表（３）に示してある。これをみると、短期ゾーンではコールレートが有意に効いており、長期ゾーンではインフレが有意に効いている。

コールレートに係る係数は、国債ＩＦＲに比べると小さいが、短期で有意で長期ではほぼゼロということは、国債ＩＦＲと同様、コールレートを通じる金融政策が、主として短期ゾーンのフォワード・レートを通じて長期金利に影響を与えていることが示唆される。

## 木）小括

残存期間国債利回り及び国債 IFR を使った場合、短期ゾーンではコールレートと生産ギャップが有意に効いて、長期ゾーンには効くものがないという結果となった。IFR を使った場合、短期ゾーンではコールレートが有意に効いており、長
期ゾーンではインフレが効いていた。

両者の結果はまったく同じではないが、少なくとも、コールレートの影響は短期ゾーンに集中していることはかなり確かであろう。言い換えれば、日銀の足許の政策スタンスは、長期ゾーンのフォワード・レートまでは影響を与えていないということである。(11)式から考えると、政策反応関数の中で金利スムージング係数 $ g_{1} $ がそれほど大きくないということが主要な理由かと思われる。すなわち、日銀は将来の遠い時期までにわたって現在の金融政策スタンスを維持するとは予想されていないということである。短期金利の引下げによって低下するのは短期ゾーンのフォワード・レートが主体で、長期の年限に与える影響は限定的であることから、長期金利の低下も限定的となろう。在庫投資などは短期金利に感応的である可能性もあるが、景気循環の大きな要因である設備投資や住宅投資は長期金利に影響されると考えられるので、短期金利が経済活動に与える影響も限定的とならざるを得ない。

なお、Braun and Shioji(2000)は、ＩＦＲではなく長期金利のイールド・カーブに対する短期金利の影響を構造ＶＡＲモデルを使用して計測している。彼らの結果によると、長期の利回りに対しても短期金利が有意な影響を与えている。彼らの分析は、金融政策を厳密に識別し、また、変数間のダイナミックな関係を取り込んでいるなど、我々の分析よりも精緻なものとなっている。これらの点については、今後の研究課題としたい。

## （３）リスク・プレミアムの影響

短期金利から長期金利への波及が阻害される重要な要因として、リスク・プレミアムの変動がある。特に97年11月以降、金融システム不安が生じたことからリスク・プレミアムが高まった。

ここでは、ＣＤ金利からＴＢ金利を差し引いたものをリスク・プレミアムの指標として用いる。ＣＤ金利は、銀行が資金調達を行う際の金利であるから、安全資産であるＴＢの金利との差は、銀行の信用リスク・プレミアムを表すが、一般的な事業会社の信用リスクの代理変数としてしばしば用いられている（例えば、山口・吉田、1998）。第5-9図は、ＣＤ金利からＴＢ金利を引いたものをグラフにしたものである。これをみると、95年末、96年末にスプレッドが拡大しているが、本当に大きなピークが来るのは97年末である。これは、97年11月の北海道拓殖銀行破綻を始めとする金融システム不安の結果であろう。98年に入っていて一時縮小したが、98年央から末にかけて再び大きく拡大している。これはアメリカのLTCM破綻等による世界的な金融危機を反映している。その後はスプレッドは急速に縮小し、最近ではマイナスとなっている。しかし、ＣＤ金利とＴＢ金利
の差は、直接的には金融機関のデフォルト・リスクを反映したものであるので、データが採れる期間がやや短くなってしまうが、企業部門のデフォルト・リスクを直接反映したCP金利とTB金利の差を使った推計も試みることとする。ただし、CP発行に当たっては、償還不能に備えて銀行のクレジット・ラインが設定されることから、CPスプレッドも企業の信用リスクを必ずしも十分反映していない可能性がある。

信用リスクが高まると、いわゆる「質への逃避」が生じて、安全資産が選好され、社債等信用リスクのある投資が縮小する。その結果、相対的に安全である国債の利回りは低下するであろう。ただ、スワップの金利がどちらに反応するかは、スワップと社債の相対的な危険度に依存する。

しかし、信用リスクへ対応するには、もう一つ、投資期間を短期化するという選択がある。すなわち、将来見通しの不確実性が高まると、投資期間（デュレーション）を短期化しようとする。

もし「質への逃避」が生じているならば、全年限のフォワード・レートにおいて国債利回りが低下するであろう。しかし、デュレーションの短期化が生じているのであれば、短期ゾーンでは金利低下、長期ゾーンでは金利上昇がみられるはずである。ただ、両者が同時に生じることも排除されない。

推計は、国債利回り関数やＩＦＲ関数にＣＤスプレッドまたはＣＰスプレッドを説明変数として追加する形で行った。ＢＢ金利のデータが９２年７月以降しか入手できなかったので、それ以前はリスク・プレミアムがなかったと仮定してゼロと置いた。ＣＰ金利のデータは９４年９月以降しか入手できなかったので、それ以前をゼロと置いた。なお、以下の推計においては、アメリカの実質金利及び為替レート変化率を説明変数に含めているが、第４表及び第５表の結果には表示しなかった。

## イ）長期国債利回り関数

長期国債利回り関数にＣＤ－ＴＢ金利格差を説明変数として加えた推計結果が第5-4表（1）に示してある。ＣＤ－ＴＢ金利はマイナスで有意に効いており、しかも係数の大きさが1と非常に大きい。これからみると、かなり強い「質への逃避」が生じたという可能性がある。ただし、長期金利は将来の短期金利の予想の加重平均であり、長期金利が低下したというだけでは「質への逃避」と断定することは出来ない。何故ならば、不確実性の増大によるデュレーションの短期化から短期ゾーンでの金利が低下したために、長期ゾーンでのＩＦＲは低下していなくても長期利回りが低下しただけかもしれないからである。

## 口）残存期間別国債利回り
残存期間別国債利回り関数にＣＤ－ＴＢ金利格差を説明変数として加えた推計結果（第5-4表（2））も、長期国債利回り関数についてと同様、全年限でＣＤ－ＴＢ金利格差がマイナスで有意となっている。この結果も、「質への逃避」と整合的であるが、やはり、長期金利が低下したというだけでは「質への逃避」と断定することは出来ない。

## 八 ）国債利回り IFR

国債利回り IFR 関数に C D - T B 金利格差を説明変数として加えた推計結果が第 5-4 表（3）に示してある。これをみると、短期ゾーンにおいてかなり大きな係数でマイナスとなっている。ただし、有意性はやや低い。長期ゾーンでは、符合はマイナスであるものの、有意となっていない。以上から判断すると、信用リスクの高まりに対応して、デュレーションの短期化が生じたことが窺える。ただし、長期ゾーンについてもプラスとはなっていないので、デュレーションの短期化による長期フォワード・レートの上昇圧力を相殺するように、「質への逃避」による国債利回りを低下させる効果が働いたとも考えられる。

## 二 ）スワップ IFR

スワップ IFR 関数に C D - T B 金利格差を説明変数として加えた推計結果が第 5-4 表（4）に示してある。これをみると、短期ゾーンにおいてかなり大きな係数でマイナスとなっているのに対して、長期ゾーンではマイナスであるが有意でなく、最長期では有意ではないがプラスの符合となっている。これは、信用リスクの高まりに対応して、デュレーションの短期化が生じたということを示している。ただし、最長期においても有意なプラスの符合となっていないので、国債利回り IFR と同様、デュレーションの短期化による長期フォワード・レートの上昇圧力を相殺するような要因が働いたことが考えられる。はっきりしないが、もしかすると、スワップ取引は社債などに比べて信用リスクが相対的には低いのかもしれないが、今後の検討課題としたい。

## ホ）ＣＰスプレッドを使った推計

CD金利とTB金利の差ではなく、CP金利とTB金利の差をリスク・プレミアムの指標として使ったものが、第5-5表に示されている。全体的な傾向はCDツスプレッドを使ったものと同じで、長期国債利回り関数で有意、残存期間別国債利回り関数ですべての年限について有意、国債IFR関数及びスワップIFR関数においては短期ゾーンでのみ有意、となっている。ただし、有意水準がCDスプレッドよりも低い。これは、CPスプレッドが94年9月からしか利用できなかったので、それ以前に存在していたリスク・プレミアムを十分反映できなかったので、それ以前に存在していたリスク・プレミアムを十分反映できなかった。
ったことによるものと考えられる。

## ↘) 小括

リスク・プレミアムの高まりに対しては、特に短期の年限で大きな影響が現れるようである。すなわち、少なくとも、全般的な「質への逃避」というよりは、投資の短期化が顕著ということである。これは、設備投資等長期的な損益計算によって意思決定が行われる経済活動にとって、信用リスクの忌避と投資の短期化という2重に好ましくない投資家行動がみられるということである。その意味で、リスク・プレミアムの拡大は金利の波及過程にとって重大な隘路となり得るものである。

## 4 ．金融政策の効果

本節においては、金融当局のスタンスが長期金利やフォワード・レートに与える影響を検討する。一つは、政策スタンスによって将来の短期金利に与える影響が変わり得るかどうかということであり、もう一つは、短期金利以外に量的指標が金融政策の効果を左右することがあり得るかということである。

## （１）コミットメント効果

第2節（1）において、金利政策金利であるコールレートは、主として短期のフォワード・レートに影響を与えるが、長期への影響は限定的であるという結果が得られたが、こうした結果は将来の短期金利に対してどの程度コミットするかという政策ルールによって変わり得ると考えられる。

（11）式でみたように、将来の短期金利は金融政策反応関数のパラメータ一に依存する。特に、金融政策が粘着的になるほど（政策反応関数(3)式において過去の金利に係る係数 $ g_{1} $ が大きくなるほど）、足許の短期金利変動は将来の短期金利の予想に大きな影響を与え、したがって長期金利にも大きな影響を与える。

90 年代には金融政策は大きな実験を行ってきた。こうした大きな政策変更は、金融政策がインプライド・フォワード・レートに与える影響を検証するための絶好の実験材料を提供すると考えられる。ここでは、特に画期となった時点として、95 年 4 月と 99 年 2 月を取り上げる。95 年 4 月の政策変更は、年初から 1 ドル 100 円を越える急激な円高が進行し、景気の腰折れが懸念された状況の中で行われた。第 1 図でみたように、94 年中は景気が上向いてきたこともあってコールレートが強含みに推移することを容認していたが、95 年春先からコールレートを公定歩合に先行するペースで大幅に低下させた。これはかなり大胆な政策スタンスと認識されたのではないかと推測される。99 年 2 月の政策変更は、いわゆる「ぜ
口金利政策」の採用であり、世界的にも稀有な実験の開始であった。

なお、インプライド・フォワード・レートの政策金利に対する反応を通じて金融政策の影響を検討した研究として、Haldane and Read(2000)がある。彼らは、イギリスのIFRの変化を政策金利の変化に対して回帰させ、インフレ・ターゲット採用以降についての係数ダミーがマイナスで有意であることを見出した。彼等はこれを、インフレ・ターゲット採用によって透明性が向上し、金融政策の不確実性が減少したことにより、政策金利の変更が市場参加者にとってニュースでなくなったことから、IFRが短期金利の変化に反応しなくたったものと解釈している。彼らの分析は、一定の政策ルールに従った政策金利の変更の影響を検証したものであるが、本論文では、むしろ、金融政策ルールのクレディブルな変化によりIFRの反応が強められる可能性に関心がある。

金融政策の変化がインプライド・フォワード・レートに及ぼす影響を調べるため、（12）式を修正して、次のような特定化で推計するとする。

$$ \begin{aligned}i f r_{t}^{m}=&\boldsymbol{\alpha}+\boldsymbol{\beta}_{r}\cdot R C A L L O_{t}+\boldsymbol{\beta}_{y}\cdot G A P_{t}+\boldsymbol{\beta}_{\pi}\cdot C P I G_{t}\\ &\\ &+\Delta\boldsymbol{\beta}_{r}\cdot D\cdot R C A L L O_{t}+\Delta\boldsymbol{\beta}_{y}\cdot D\cdot G A P_{t}+\Delta\boldsymbol{\beta}_{\pi}\cdot D\cdot C P I G_{t}+e_{t}\\ \end{aligned} $$

ただし、Dは政策変更があったとみられる時点以降に係る係数ダミーである。

経済の構造を表すパラメーター、a、 $ b_{1} $ 、 $ b_{2} $ を所与として、(13)式の推計結果から、市場が受け止めた金融政策反応関数の変化を推測することができる。すなわち、政策反応関数が変化する前の(13)式と(11)式の係数を等置すれば、

$$ \beta_{\pi}=\frac{(2-ab_{2})g_{2}+2b_{2}g_{3}}{2-ab_{2}+b_{2}g_{3}} $$

$$ \boldsymbol{\beta}_{y}=\frac{a(2-ab_{2})g_{2}+2(ab_{2}+b_{1})g_{3}}{2-ab_{2}+b_{2}g_{3}} $$

$$ \boldsymbol{\beta}_{r}=\frac{(2-ab_{2})g_{1}-b_{2}g_{3}}{2-ab_{2}+b_{2}g_{3}} $$

原理的には、 $ a、b_{1}、b_{2} $ が変化しないと仮定すれば、(14)～(16)式を解くことにより、政策反応関数のパラメータ一、 $ g_{1}、g_{2}、g_{3} $ を求めることができる。しかし、経済構造のパラメータ一 $ a、b_{1}、b_{2} $ の信頼できる推定値を探すことは困難であるので、以下では定性的な影響の方向性を主として検討する。

（14）（15）（16）式を政策反応関数のパラメータで微分すれば、金融政策が変化した時の推計式（13）の係数の変化が分かる。 $ D\equiv2-ab_{2}+b_{2}g_{3} $ と定義する。

まず、$\beta_{\pi}$ に対しては、$g_{2}$ 及び $g_{3}$ が影響を与える。
$$ \frac{\partial\beta_{\pi}}{\partial g_{2}}=\frac{(2-ab_{2})(2-ab_{2}+b_{2}g_{3})}{D^{2}}\quad>0\quad if\quad2-ab_{2}>0 $$

$$ \frac{\partial\beta_{\pi}}{\partial g_{3}}=\frac{b_{2}(2-ab_{2})(2-g_{2})}{D^{2}}\quad>0\quad if\quad2-ab_{2}>0\quad and\quad2-g_{2}>0 $$

次に、$\beta_{y}$ に対しても、$g_{2}$ 及び $g_{3}$ が影響を与える。

$$ \frac{\partial\beta_{_{y}}}{\partial g_{_{2}}}=\frac{a(2-ab_{_{2}})(2-ab_{_{2}}+b_{_{2}}g_{_{3}})}{D^{^{2}}}\quad>0\quad if\quad2-ab_{_{2}}>0 $$

$$ \frac{\partial\boldsymbol{\beta}_{y}}{\partial g_{3}}=\frac{(2-ab_{2})\{ab_{2}(2-g_{2})+b_{1}\}}{D^{2}}\quad>0\quad if\quad2-ab_{2}>0\quad and\quad2-g_{2}>0 $$

最後に、$\beta_{r}$ に対しては、$g_{1}$ 及び $g_{3}$ が影響を与える。

$$ \frac{\partial\beta_{_{r}}}{\partial g_{_{1}}}=\frac{(2-ab_{_{2}})(2-ab_{_{2}}+b_{_{2}}g_{_{3}})}{D^{^{2}}}\quad>0\quad if\quad2-ab_{_{2}}>0 $$

$$ \frac{\partial\beta_{_{r}}}{\partial g_{_{3}}}=\frac{-b_{_{2}}(2-ab_{_{2}})(1+g_{_{1}})}{D^{^{2}}}\quad<0\quad if\quad2-ab_{_{2}}>0 $$

(17)～(22)式より、(13)式の係数と金融政策の反応関数の変化との間には、次のような関係があることがわかる $ ^{2} $ 。まず、金利のスムージング係数 $ g_{1} $ が変化すれば(13)式の金利に係る係数 $ \beta_{r} $ が影響を受ける。次に、インフレに対する反応係数 $ g_{2} $ が変化すればインフレ率に係る係数 $ \beta_{\pi} $ とアウトプット・ギャップに係る係数 $ \beta_{y} $ が影響を受ける。そして、アウトプット・ギャップに対する反応係数 $ g_{3} $ が変化すれば金利に係る係数 $ \beta_{r} $ 、インフレ率に係る係数 $ \beta_{\pi} $ とアウトプット・ギャップに係る係数 $ \beta_{y} $ すべてが影響を受ける。以上の関係を第10図に図示したので、参照されたい。

なお、以下の推計においては、95年4月以降1をとるダミー及び99年2月以降1をとるダミーを作り、それぞれ、コールレート、生産ギャップ、インフレ率にかけるという形で係数ダミーとしたものを説明変数に含めている。ただし、第5表においては、有意であった係数ダミーのみを表示した。また、アメリカの実質金利及び為替レート変化率及びCD金利-TB金利も説明変数に含めているが、これらも第5表の結果には表示しなかった。また、残存期間別国債利回り及び国
債 I F R はデータが利用できるのが 94 年 4 月からであり、推計期間自体が上記のような政策ダミーと重複してしまうため、分析の対象から外した。

## イ）長期金利関数

長期金利関数についての推計結果が、第5-6表（1）に示してある。95年4月ダミーについては、生産ギャップとの交絡項がプラスで有意、インフレ率との交絡項がマイナスで有意に効いている。他方、99年2月ダミーについては、いずれの交絡項も有意でない。

## ロ）スワップIFR

スワップ I F R についての推計結果が、第 5-6 表（2）に示してある。95 年 4 月ダミーについては、コールレートとの交絡項が、中期から長期にかけてプラスで有意、インフレとの交絡項が長期でマイナスで有意である。生産ギャップとの交絡項は有意でない。また、99 年 2 月ダミーはいずれの交絡項も有意でない。

## 八 ）小括

95 年の政策変更に関しては、長期国債利回り関数とスワップ I F R 関数の結果がやや異なるが、95 年の政策スタンスの変更がかなり長い年限の金利にも影響を与えたということができる。すなわち、将来金利に対するコミットメントにより、市場参加者の抱く将来金利の予想に大きな影響を与え得るということになる。特にスワップ I F R 関数のケースをとれば、この時期にコールレートが長期の年限のフォワード・レートにも有意な影響を与えている。

こうした変化の背景にある政策反応関数の変化としては、短期金利に係る係数$\beta_{r}$が上昇したことから、金融政策の粘着性$g_{1}$が上昇したと推測することが素直であろう。また、インフレ率に係る係数$\beta_{\pi}$が低下したことから、インフレ率に対する反応$g_{2}$の低下が推測される。上記（11）式によれば、$g_{2}$の低下はアウトプット・ギャップに係る係数$\beta_{y}$を低下させるので、第5-6表（2）の推計結果で$\beta_{y}$が変化していないのはややパズルであるが、可能性としては、$\frac{\partial\beta_{y}}{\partial g_{2}}$が小さかったか、あるいは、$g_{2}$の変化の影響をある程度相殺するように$g_{3}$が上昇したのかも知れない。ただし、$g_{3}$の上昇は、$g_{1}$の$\beta_{r}$に対する影響や$g_{2}$の$\beta_{\pi}$に対する影響を相殺する方向に働く。

スワップ I F R の結果は、95 年以降、金融政策が粘着性を増すことにより、長期金利に対して大きな影響を与えることができたということを示唆している。

これに対して、99年2月ダミーは、長期国債利回り関数でもIFR関数でも、
有意に効かなかった。これは、99年2月の政策変更は、長期金利に対して特別のインパクトを及ぼしたものではなかったことになる。

## 二 ）日銀の政策反応関数による傍証

95 年 4 月ダミーが有意に効いて、99 年 2 月ダミーが有意でないという結果はやや意外な感じもある。99 年 2 月はゼロ金利という未曾有の政策を採った時であり、日銀が思い切って新たな低金利政策に踏み込んだという印象を強く与えたようにみられるからである。政策自体としては、99 年 2 月の方がドラスティックなものであったが、問題は、それまでに利用できる情報から判断される以上に大胆な政策であったかどうか、という点であるう。いくら大幅な金利引き下げであっても、従来の日銀の政策反応パターンから予想される範囲内のものであれば（すなわち、政策反応関数のパラメーター $ g_{1} $ 、 $ g_{2} $ 及び $ g_{3} $ が変化したと受け取られなければ）、長期金利やフォワード・レートに特別の影響を与えることはできない。一方、事後的にはさらに大胆な政策が考えられても、当時予想される以上の政策であれば（すなわち、政策反応関数のパラメーターが変化したと受け取られれば）、特別の影響を与えることもできる。

この点の1つの傍証として、日銀の政策反応関数を推計して、95年4月と99年2月の政策がどの程度「大胆な」ものであったかをチェックしてみたい。政策反応関数としては、インフレ率と生産ギャップに反応してコールレートを設定するというティラー・ルールを基本とし、為替レートと1期前のコールレートにも依存する形とした。これは、前掲(3)式に為替レートを説明変数として追加したものである。第5-7表（1）と（2）は、89年1月を始点として、それぞれ、95年3月までと99年1月までを推計期間とした政策反応関数である。両者の係数を比較することにより、95年4月以降99年1月までの金融政策の反応パターンが95年3月以前とどのように異なっていたかが推測できる。99年1月までを推計期間としたものは、95年3月までを推計期間としたものに比べて、1期前のコールレートに係る係数（ $ g_{1} $ ）が大きく上昇しており、インフレ率や生産ギャップに係る係数（ $ g_{2} $ 及び $ g_{3} $ ）は低下している。これは、金融政策反応関数でいえば、金利スムージングの程度が上昇し、インフレ率や生産ギャップに対する反応の程度が低下したという解釈が可能である。

次に、推計した政策反応関数を使って、政策変更以前のパターンでコールレートを操作した場合に、現実と比べてどのような推移となっていたかをシミュレーションしてみた。第5-11図（1）は、95年3月までを推計期間とした政策反応関数を使って、以降のコールレートの動きを予測したものである。点線が、95年3月までの政策関数によって予測したコールレートの推移、実線が実績である。これをみると、95年春先のコールレート低下は、それ以前の日銀の反応パターン
から予想されるよりも素早くかつ大幅なものであり、また、96年から97年にかけては、従来の政策反応関数によればかなりコールレートを引き上げることになるところを、低いままに維持していたことが分かる。この96年から97年にかけてのコールレートの動きは、政策反応関数においてインフレ率や生産ギャップに係る係数が低下したというだけでは説明できないと思われる。何故なら、この時期、インフレ率はやや上昇し、生産ギャップも縮小していたからである。96年から97年の景気回復期にコールレートを据え置いたのは、金融政策の粘着性を極度に高めたものといえよう。

次に、99 年 1 月までを推計期間とした政策反応関数を用いて、99 年 2 月以降のコールレートの推移を予測したものが第 5-11 図（2）である。やはり、点線が予測、実線が実績である。これによると、99 年 1 月以前の政策反応関数に従っても金利はマイナスとなったと予想されている。すなわち、従来の政策反応以上の金利引下げが行われたわけではない。ということは、ゼロ金利政策はコールレートをゼロまで下げたということだが、ゼロ以下には下げることができなかったということでもあったといえる。また、99 年 4 月以降、「デフレ懸念が払拭されるまでゼロ金利政策を継続する」という時間軸にコミットした政策が採られたが、「ゼロ金利に制約されている政策を、制約が有効である間は続ける」というのでは、従来の政策反応の枠組みを超える強いコミットメントとはいえないであろう。このような状況では、コールレートと長期金利あるいはフォワード・レートとの関係は特別大きなものとなることはないといえよう。

## （２）量的緩和による効果

90 年代には金融危機が発生し、また、名目金利のゼロ制約に引っ掛ってしまったことから、思い切った低金利政策にもかかわらず金利政策の実効性がほとんど感じられない状況が生じた。そこで量的緩和が提唱されたわけであるが、ここでは、量的指標がコールレートと独立の影響を長期金利またはフォワード・レートに及ぼしているかどうかを検討することにより、こうした量的緩和論の現実的有効性を検証してみたい。取り上げる時期は、金融危機が発生した97年11月及び98年9月、それと、ゼロ金利政策が採用された99年2月である。

金融危機が発生した場合、信用リスクから金利が上昇するが、極端な場合にはいくら高い金利をオファーしても資金調達が不可能になることがある。中央銀行は金利を低く維持することを通じて流動性を供給するが、仮に資金途絶が生じているような状況では、潤沢な流動性の供給が、資金偏在による流動性プレミアムを軽減して、長期年限の金利に対して短期金利を通じない直接的な影響を与えることになると思われる。
さらに、短期金利がゼロに貼り付いてしまった後では、コールレートは金融政策のスタンスを表すシグナルとはなり得なくなり、代わって準備預金残高やマネーサプライが重要な指標となる可能性が指摘されている。

本項では、量的指標として、準備預金残高、マネタリーベース、M1、M2を取り上げて、上記の各時期において長期金利もしくはフォワード・レートに対して特別な影響を与えたかどうかを検証する。具体的には、長期金利関数またはIFR関数に量的指標を説明変数として加え、金融危機時またはゼロ金利政策時についての係数ダミーの有意性を調べることにより、量的指標の特別の影響を検討する。なお、量的指標は対数をとって推計式に加えた。

推計結果が第5-8表にまとめてある。表中に「ダミーなし」と表示してあるのは、係数ダミーを付けないで全期間について当該量的指標を説明変数にした場合の推計結果である。97年11月ダミー、98年9月ダミー、99年2月ダミーは、それぞれの時期以降1をとる係数ダミーを作成し、係数ダミーを付けない全期間についての量的指標と並べて、各係数ダミーを付けた量的指標を一つずつ説明変数として加えて推計した場合の、各係数ダミーの値である。

## イ）準備預金残高の影響

ダミーなしも各係数ダミーも、長期国債利回り、残存期間別利回り、国債 IFR、スワップ IFR、すべてに対して有意でない。すなわち、日銀が最も直接的にコントロールできると考えられる量的指標である準備預金残高は、通常時においても、金融危機時またはゼロ金利政策時においても、長期金利またはフォワード・レートに影響を及ぼすとはいえない。つまり、日銀はコールレートを目標として金融政策を実行してゆけば十分である。

## ロ）マネタリー・ベース

長期国債利回り関数においては、ダミーなしもすべての係数ダミーも有意でない。しかし、残存期間別国債利回り関数においては、ダミーなし及び97年11月以降ダミーが全年限にわたってプラスで有意、98年9月以降ダミーが長期ゾーンにおいてプラスで有意である。国債ＩＦＲ関数においては、ダミーなしが短期から中期ゾーンにおいてプラスで有意、97年11月以降ダミーが全年限にわたってある程度の有意水準で有意、98年9月以降ダミーが長期ゾーンにおいてプラスで有意である。一方、スワップＩＦＲ関数においては、全般的に有意でない。

残存期間別国債利回り及び国債ＩＦＲに対してダミーなしのマネタリー・ベースがプラスの影響を持つということは、マネタリー・ベースの増加がインフレ期待を通じて金利を押し上げるという効果があると解釈できる。また、これらについて、金融危機時の係数ダミーがプラスで有意であるのは、流動性供給により流
動性プレミアムが軽減され、「質への逃避」の巻き戻しが生じ、危険資産の金利は低下し、安全資産である国債利回りは上昇したという解釈と整合的である。

## 八 ）M1

M 1 は、長期国債利回り関数においては、いずれも有意でない。残存期間別国債利回り、国債 I F R、スワップ I F R とも、ダミーなし及び金融危機ダミーは概ね有意でないといえる。99 年 2 月以降ダミーは、残存期間別国債利回りの長期ゾーンでマイナスで有意であるが、有意水準は高くなく、国債 I F R の 5 年物でマイナスで有意であるが 1 つのみであり、スワップ I F R に対して中期中心にマイナスで有意であるが、概して有意水準は高くない、という結果となった。

これらを概括すれば、M1はそれほどシステマティックな影響を長期金利やフォワード・レートに与えているとはいえないと思われる。

## 二 ）M2

M 2 については、長期国債利回り関数ではすべて有意でない。しかし、残存期間別国債利回り関数において、ダミーなしが全年限にわたってプラスで有意、

97 年 11 月以降ダミーが有意性は低いものの中期から長期にかけてプラス、98 年 9 月以降ダミーが長期ゾーンでプラスで有意となっている。99 年 2 月以降ダミーは有意でない。国債 I F R 関数においては、ダミーなし及び 97 年 11 月以降ダミーは特定の年限を除いて有意でないが、98 年 9 月以降ダミーが中期から長期にかけてプラスで有意となっている。しかし、99 年 2 月以降ダミーは有意でない。最後にスワップ I F R は、ダミーなしは有意でないが、97 年 11 月以降ダミー及び 98 年 9 月以降ダミーが中期から長期でプラスで有意である。さらに、99 年 2 月以降ダミーは中期を中心に有意水準は高くないがマイナスである。

## 木）小括

ダミーをつけない通常時については、残存期間別国債利回り関数や国債ＩＦＲ関数において、マネタリーベースやＭ２などはプラスの影響を与えているようである。これは、マネーサプライの増加がインフレ期待を上昇させて将来金利予想を引上げたとも解釈できる。しかし、スワップＩＦＲ関数においては、準備預金、マネタリーベース、Ｍ１及びＭ２は、いずれも有意でなく、それ自体で将来金利に影響を与えるものではないといえよう。

準備預金は、いずれの金利に対しても、金融危機時にもゼロ金利以降も、符合はマイナスであるが有意でなく、特別の影響は検出されない。

マネタリーベース及びM2は、残存期間別及び国債利回りIFR、スワップIRでは、金融危機時にプラスで有意となった。ただし、M1では効かない、ス
ワップ I F R ではマネタリーベースは効かないなど、結果にはやや一貫性がない面もあり、特にマネタリーベースの結果はロバストでないのかもしれない。

それにしても、M2は長期年限を中心にかなり有意であり、コールレート低下による効果以上にM2の増加が将来金利予想を安定化させた可能性はある。金融危機のような時期には、M2のようにかなり広い量的指標が意味があるのかも知れない。この解釈としては、2つ考えられる。一つはマネタリスト的な流動性の総量を重視するもので、金融危機により流動性の価値が上昇して、流動性の低い資産の価格は低下する（金利は上昇）。この時、流動性を供給することにより、流動性の低い資産の価格下支えができるというものである（流動性の低い資産の金利は低下し、国債の利回りは上昇）。もう一つの解釈としては、金融危機時に流動性の偏在が生じたというものである。すなわち、銀行危機、金融危機において国債保有者間の異質性が高まり、全般的な金利が低くても、資金調達が困難な銀行、証券会社等が存在したことが考えられる。このように一部の銀行・証券会社は量的な制約に直面していたとすると、金利だけでなく量的な流動性の供給が、流動性プレミアムの軽減を通じて特別な効果を持った可能性はあろう。ただし、いずれの解釈でも、準備預金、マネタリーベース、M1が効かない理由はなく、M2だけ特別なのかどうかは明らかではない。また、内生性の問題があって、M2のような広い流動性資産はコントロールが困難であり、この推計結果から、単純に、金融危機時にM2を増やせば金利低下が実現できたとはいいにくいであろう。

M 1 及びM 2 については、ゼロ金利政策以降、マイナスに効いている。これは、ゼロ金利時におけるマネーサプライの特別な影響を示唆するようにもみえるが、有意水準はそれほど高くないので、こうした効果が強かったとはいえないと思われる。
月次のアウトプット・ギャップを次のように推計した。コブ=ダグラス型の生産関数を仮定すると、生産をY、資本ストックをK、労働をLとすると、時間を表す添え字を省略して、

$$ Y=A K^{\alpha}L^{1-\alpha} $$

均衡水準を添え字 $ ^{*} $ で表すと、アウトプット・ギャップは、

$$ \begin{aligned}\frac{Y-Y^{*}}{Y^{*}}&=\frac{AK^{\alpha}L^{1-\alpha}-AK^{*\alpha}L^{*1-\alpha}}{AK^{*\alpha}L^{*1-\alpha}}\\&=\left(\frac{K}{K^{*}}\right)^{\alpha}\left(\frac{L}{L^{*}}\right)^{1-\alpha}-1\end{aligned} $$

このうち、 $ (K/K^{*}) $ は稼働率であり、月次データとしては、製造業稼働率指数が利用できる。この稼働率指数のノーマルな水準としては、大胆だが、1978年から88年までの平均値(106.5)をとった。すなわち、t期の製造業稼働率指数をCAPU $ _{t} $ とすると、 $ (K/K^{*})_{t}=\mathrm{CAPU}_{t}/106.5 $ とした。 $ (L/L^{*}) $ は（1 - 失業率）である。月次データとしては、完全失業率が利用できる。ただし、摩擦的失業が存在すれば、失業率がゼロでなくても完全雇用が達成されているとみることができる。これを考慮するために、やはり78年から88年までの平均失業率（2.5%）を調整した。すなわち、t期の完全失業率をUNEMP $ _{t} $ とすると、 $ (L/L^{*})_{t}=1-\mathrm{UNEMP}_{t}+2.5 $ とした。また、αは、経済企画庁（1998）付注1-1-1において推計されたコブ=ダグラス型生産関数のパラメータである0.421を使用した。
## 参考文献

鹿野嘉昭「日本の銀行と金融組織」東洋経済新聞社、1994年

山口智之・吉田知生「最近の国債金利低下の背景について」日本銀行調査統計局 Working Paper 98-1、1998 年。

Braun, Anton, and Etsuro Shioji, Moneatry Policcy and the Term Structure of Interest Rates in Japan, unpublished manuscript, February 2000.

Campbell, John, Some Lessons from the Yield Curve, Journal of Economic Perspectives, vol.9 no.3(1995), pp.129-152.

Campbell, John, and Robert Shiller, Cointegration and Tests of Present Value Models, Journal of Political Economy, vol.96(1987), pp.1062-1088

Estrella, Arturo, Monetary Policy and the Predictive Power of the term Structure of Interest Rates, Working Paper, November 1998.

Haldane and Read, Monetary Policy Surprises and the Yield Curve, Bank of England working Paper, 2000.

McCallum, Bennett, Monetary Policy and the Term Structure of Interest Rates, NBER Working Paper No.4938, 1994.

Sutton, George, A Defense of Expectations Theory as a Model of U.S. Long-Term Interest Rates, BIS Working Papers No.85, January 2000
第 5-1 表 期待理論の検証

被説明変数:各年限利回りの変化
説明変数:長短スプレッド
年限	定数項	説明変数
係数	t值	係数	標準偏差	t值
2年	0.0005	1.0358	△3.8340	3.5770	△1.3530
3年	0.0011	1.5858	△7.0614	3.5556	△2.2672**
4年	0.0011	1.2492	△6.7163	4.0865	△1.8883
5年	0.0008	0.7989	△5.4023	4.4656	△1.4337
6年	0.0007	0.6119	△5.1314	5.1408	△1.1927
7年	0.0007	0.5199	△5.0426	5.9233	△1.0201
8年	0.0007	0.5079	△5.4849	6.8459	△0.9473
9年	0.0007	0.4488	△5.6193	7.6991	△0.8597
10年	0.0084	1.3426	△43.1164	30.4762	△1.4476

**は 5%水準で有意

t 値の係数が 1 であるという仮説に対するもの。係数の標準偏差は、誤差項の系列相関に対して一致性を持つ方法で推計。

第 5-2 表 長期国債利回り関数

被説明変数: 国債指標銘柄利回り
説明変数	係数	t 值
定数項	1.4285	7.7532**
RCALLO	0.5102	11.6739**
CPIG	0.1446	1.9398*
EXC	0.0157	1.9846**
USRATE	0.2408	7.3453**
GAP	0.0633	2.2345**
修正R²: 0.8847	D.W. : 0.3891

**は 5%水準で有意*は 10%水準で有意
(1) 残存期間別国債利回り

RCALLO	CPIG	GAP	USRATE	EXC
1年先	0.3103	0.0308	0.0470*	$ \Delta $ 0.0067	0.0020
2年先	0.4015*	0.0642	0.0849**	$ \Delta $ 0.0121	0.0036
3年先	0.4736*	0.0355	0.0872**	$ \Delta $ 0.0056	0.0035
4年先	0.4859*	0.0149	0.0914**	$ \Delta $ 0.0087	0.0022
5年先	0.3782	0.0371	0.0805*	$ \Delta $ 0.0056	0.0017
6年先	0.3901	0.0004	0.0666	$ \Delta $ 0.0099	0.0003
7年先	0.3892	$ \Delta $ 0.0216	0.0558	$ \Delta $ 0.0141	$ \Delta $ 0.0007
8年先	0.3610	$ \Delta $ 0.0256	0.0535	$ \Delta $ 0.0111	$ \Delta $ 0.0012
9年先	0.3072	$ \Delta $ 0.0200	0.0564	$ \Delta $ 0.0124	$ \Delta $ 0.0011

**は 5%水準で有意*は 10%水準で有意

(2) 国債 IFR

RCALLO	CPIG	GAP	USRATE	EXC
1年先	0.3103	0.0308	0.0470*	$ \Delta $ 0.0067	0.0020
2年先	0.9030**	0.0583	0.1351**	$ \Delta $ 0.0221	0.0025
3年先	0.6178*	$ \Delta $ 0.0218	0.0918*	0.0074	0.0035
4年先	0.5226	$ \Delta $ 0.0469	0.1040*	$ \Delta $ 0.0179	$ \Delta $ 0.0020
5年先	$ \Delta $ 0.0522	0.1259	0.0371	0.0066	$ \Delta $ 0.0004
6年先	0.4496	$ \Delta $ 0.1831	$ \Delta $ 0.0031	$ \Delta $ 0.0310	$ \Delta $ 0.0066
7年先	0.3833	$ \Delta $ 0.1535	$ \Delta $ 0.0090	$ \Delta $ 0.0392	$ \Delta $ 0.0066
8年先	0.1640	$ \Delta $ 0.0542	0.0373	0.0095	$ \Delta $ 0.0044
9年先	$ \Delta $ 0.1231	0.0259	0.0797**	$ \Delta $ 0.0231	0.0007

**は 5%水準で有意*は 10%水準で有意

( 3 ) IFR

RCALLO	CPIG	GAP	USRATE	EXC
1年先	0.1290**	0.1239	0.0555	0.0157	0.0054
2年先	0.1346**	0.0581	0.0490	0.0133	0.0031
3年先	0.1456**	0.0455	0.0584*	0.0156	$ \Delta $ 0.0002
4年先	0.0897*	0.0496	0.0317	0.0196	0.0026
5年先	0.0387	$ \Delta $ 0.0080	0.0448	0.0112	0.0008
6年先	0.0156	$ \Delta $ 0.0338	0.0275	0.0135	0.0000
7年先	0.0314	0.0789	0.0349	0.0015	0.0034
8年先	0.0186	0.1143**	0.0192	0.0054	0.0029
9年先	0.0067	0.1288**	0.0050	0.0105	0.0028

**は 5%水準で有意*は 10%水準で有意
（１）長期国債利回り関数

被説明変数: 国債指標銘柄利回り
説明変数	係数	t 值
定数項	1.5756	8.0695**
RCALLO	0.4960	11.3200**
CPIG	0.1643	2.2066**
EXC	0.0182	2.2911**
USRATE	0.2279	6.8956**
GAP	0.0493	1.7113*
CD-TB	$ \Delta $ 1.0948	$ \Delta $ 2.1235**
修正 R² : 0.8868	D.W. : 0.3882

**は 5%水準で有意*は 10%水準で有意

（２）残存期間別国債利回り

RCALLO	CPIG	GAP	CD-TB
1 年先	0.4340	0.0093	0.0423 $ ^{*} $	$ \Delta $ 0.4128 $ ^{*} $
3 年先	0.5184 $ ^{*} $	0.0105	0.0756 $ ^{*} $	$ \Delta $ 0.8412 $ ^{**} $
5 年先	0.4242	0.0114	0.0686 $ ^{*} $	$ \Delta $ 0.8619 $ ^{**} $
7 年先	0.4308	$ \Delta $ 0.0449	0.0450	$ \Delta $ 0.7821 $ ^{**} $
9 年先	0.3433	$ \Delta $ 0.0401	0.0471	$ \Delta $ 0.6775 $ ^{*} $

**は 5%水準で有意*は 10%水準で有意

（3）国债 IFR

RCALLO	CPIG	GAP	CD-TB
1 年先	0.4340	0.0093	0.0423 $ ^{*} $	$ \Delta $ 0.4128 $ ^{*} $
3 年先	0.6754 $ ^{*} $	$ \Delta $ 0.0540	0.0769	$ \Delta $ 1.0811 $ ^{*} $
5 年先	$ \Delta $ 0.0177	0.1066	0.0281	$ \Delta $ 0.6485
7 年先	0.4151	$ \Delta $ 0.1712	$ \Delta $ 0.0172	$ \Delta $ 0.5953
9 年先	$ \Delta $ 0.1153	0.0216	0.0777 $ ^{*} $	$ \Delta $ 0.1457

**は 5%水準で有意*は 10%水準で有意

( 4 ) IFR

RCALLO	CPIG	GAP	CD-TB
1年先	0.1375**	0.1239*	0.0340	$ \triangle $ 1.3945**
3年先	0.1518**	0.0455	0.0428	$ \triangle $ 1.0123**
5年先	0.0407	$ \triangle $ 0.0080	0.0398	$ \triangle $ 0.3248
7年先	0.0329	0.0790	0.0311	$ \triangle $ 0.2466
9年先	0.0058	0.1288	0.0072	0.1379

**は 5%水準で有意*は 10%水準で有意