Silviase/jgov_v1.4_full_ann huggingface dataset:
は十分に説明することができず、政府支出の削減による将来の財政状況の見通しの好転が民間消費の増加につながったことが示唆される。

このように、現時点における財政運営のスタンスの変更が、将来の財政運営についての見通しを変化させることを通じて現在の民間消費の動向に影響を与えるとすれば、現時点における政策変更が大幅なものであるか否か、継続的なものか一時的なものかによって政策効果が異なったものとなる可能性がある。また、財政政策の効果に非線形性があるとすれば、拡張的な方向への政策変更と緊縮的な方向への政策変更が民間消費の動向に異なった影響をもたらすことも考えられる。G avazzi and Pagano(1995)はこれらの点を踏まえ、国別データを用いて分析を行なっている。CECD加盟19か国の1970年代後半から1992年までのデータを用いた実証分析によれば、大幅かつ継続的な財政政策の変更が行われた場合に非ケインズ効果が観測されるが、非ケインズ効果は拡張的な方向への政策変更の場合にも生じること、非ケインズ効果は政府支出を通じる経路だけでなく、課税や社会保障移転を通じる経路によっても生じることが確かめられた。

G avazzi and Pagano(1995)は財政運営のスタンスに着目して分析を行なったものであるが、Perotti(1999)は、同様にCECD加盟国を対象にして、各時点の財政状況の違いが財政政策の効果に変化をもたらすかという点について分析を行なっている。CECD加盟19か国の1965年から1994年までのデータを用いた実証分析によれば、財政赤字や政府債務残高が一定の水準以下におさまっている「平時(good times)」では通常のケインズ効果が観測されるが、財政赤字や政府債務残高が一定の水準を超えた「非常時(bad times)」には政府支出の増加が民間消費の減少をもたらすという非ケインズ効果が認められる。増減税が民間消費に与える効果についても、同様に非ケインズ効果が生じる可能性がうかがわれるが、この点は定式化に依存し、必ずしも頑健なものとはなっていない。

G avazzi, Jappelli and Pagano(2000) は分析対象をさらに拡張し、ŒCD 加盟国のデータに加えて、途上国についても分析を行なっている。ŒCD 加盟 18 か国の 1970 年から 1996 年までのデータを用いた実証分析によれば、財政政策の変更が大規模かつ継続的な場合に政策効果の非線形性が顕著であり、また、歳出よりも歳入に係る政策変更の方が非線形性が明確であることが確認された³。政策効果の非線形性は拡張的な方向への政策変更の場合にも生じるが、緊縮的な方向への政策変更の方が非線形性が明確である。政府債務残高や政府債務の増加するスピードは、政策効果の非線形性の発現に影響を与えない。一方、150 か国の 1960 年から 1995 年までのデータを用いた実証
分析では、拡張的な財政運営の場合にも非線形性が観測され、また、政府債務残高の大きさにかかわらず、政府債務が急速に増加している場合に非線形性が生じやすいことが示された。

以上の先行研究を踏まえると、財政政策の非ケインズ効果を考えるうえで重要なポイントのひとつは、財政改革の継続性である。家計がforward lookingに行動しており、ある時点の消費が将来の財政運営のスタンスについての予想に依存して決定される場合には、当該時点の財政運営のスタンスが将来にわたってどの程度継続性をもつものかによってその効果が異なったものとなることから、財政再建に向けた政府の信認を確立するための努力（財政再建計画の策定等）が重要な意味を持つ可能性がある $ ^{4} $ 。また、政策変更が行われる時点の財政状況も政策効果に影響を与えることが考えられる。そこで、次節では、これらの点に着目しつつ、日本を対象とした実証分析を行うことにしたい。

## 3 ．実証分析

### 3.1 モデル

本節では、Perotti(1999)のモデルをもとに、日本を対象とした実証分析を行う。

いま、Campbell and Mankiw(1989)と同様に異時点間の予算制約を考慮して通時的な最適化を行なっている家計と、流動性制約のもとで現時点の所得のみに依存して消費に係る意思決定を行なっている家計がともに存在する経済を想定し、この経済において財政支出や税収の変動が家計の消費に与える影響を考える。財政支出や税収に係る政策変更が両タイプの家計の消費に与える影響は、それぞれ

$$ \Delta C_{t}^{u}=\gamma_{1}^{u}\boldsymbol{\varepsilon}_{t}^{G}+\gamma_{2}^{u}\boldsymbol{\varepsilon}_{t}^{T}+\boldsymbol{\eta}_{t}^{u} $$

$$ \Delta C_{_{t}}^{^{c}}=\gamma_{_{1}}^{^{c}}\boldsymbol{\varepsilon}_{_{t}}^{^{G}}+\gamma_{_{2}}^{^{c}}\boldsymbol{\varepsilon}_{_{t}}^{^{T}}+\boldsymbol{\mu}\big(E\big(Y_{_{t}}\mid\boldsymbol{\Omega}_{_{t-1}}\big)-Y_{_{t-1}}\big)+\boldsymbol{\eta}_{_{t}}^{^{c}} $$
と表すことができる。ここで、$\Delta\mathsf{C}_{\mathsf{t}}^{\mathsf{u}}$ と$\Delta\mathsf{C}_{\mathsf{t}}^{\mathsf{c}}$ はそれぞれ流動性制約のない家計と流動性制約のある家計の t 期における消費の増分、$\varepsilon_{\mathsf{t}}^{\mathsf{G}}$ 、$\varepsilon_{\mathsf{t}}^{\mathsf{T}}$ は t 期における財政政策の変更に伴う財政支出と税収のノベーション、$\mathsf{Y}_{\mathsf{t}}$ は t 期の GDP であり、$\Omega_{\mathsf{t-1}}$ は t-1 期に家計が利用可能な情報の集合である。また、$\eta_{\mathsf{t}}^{\mathsf{u}}$ 、$\eta_{\mathsf{t}}^{\mathsf{c}}$ は攪乱項である。

異時点間の税負担の配分が、課税平準化のもとでの最適な経路よりも将来に先送りされている経済においては、通時的な最適化を行なっている家計の消費行動を表す(1)において $ y_{2}^{u}>0 $ となる。これは、現時点(t期)の増税によって税負担の異時点間配分が最適な経路に近づくことにより、課税による資源配分のゆがみが減少し、その分だけ現在から将来にわたる家計の可処分所得が増加することを通じて消費にプラスの効果がもたらされるからである。これに対し、ある時点における財政支出の増加については、通常のケインズ効果（乗数効果）による所得の増加を通じて当該時点の消費にプラスの影響を与える効果と、当該時点の財政支出の増加が将来にわたる税負担の増加をもたらし、これに伴う超過負担の増加とあいまって消費にマイナスの影響をもたらす効果の両方があることから、 $ y_{1}^{u} $ の符号は不定となる。

(2)は、流動性制約のもとにある家計の消費行動を定式化したものであり、この家計の消費は現時点（t期）の所得のみに依存するため、通常のケインズ効果にしたがって $ y_{1}^{c}>0 $ 、 $ y_{2}^{c}<0 $ となる。 $ \mu\left(E(Y_{t}\mid\Omega_{t-1})-Y_{t-1}\right) $ の項は、t-1期の時点ですでに予想に織り込み済みの所得増に対応する消費の増加分を示している。

(1) と(2) を統合すると、集計された経済全体の消費の変動は、

$$ \Delta C_{_{t}}=\gamma_{_{1}}\boldsymbol{\varepsilon}_{_{t}}^{^{G}}+\gamma_{_{2}}\boldsymbol{\varepsilon}_{_{t}}^{^{T}}+\boldsymbol{\mu}\Delta Y_{_{t/t-1}}+\boldsymbol{\eta}_{_{t}} $$

と表すことができる。ここで、

$$ \Delta Y_{_{t/t-1}}\equiv E\big(Y_{_{t}}\mid\Omega_{_{t-1}}\big)-Y_{_{t-1}} $$

$$ \boldsymbol{\gamma}_{1}=\boldsymbol{\gamma}_{1}^{u}+\boldsymbol{\gamma}_{1}^{c},\quad\boldsymbol{\gamma}_{2}=\boldsymbol{\gamma}_{2}^{u}+\boldsymbol{\gamma}_{2}^{c},\;\boldsymbol{\eta}_{1}=\boldsymbol{\eta}_{1}^{u}+\boldsymbol{\eta}_{1}^{c} $$

である。

(5) において $ \gamma_{1}^{u} $ の符号は不定なので、 $ \gamma_{1} $ はプラスとマイナスのいずれの符号もとり得るが、本来措置すべき財政負担が将来に先送りされており、現在から将来にわたる財政負担が大きいほど、将来必要な税負担の水準が高くなり、したがって、課税の超
過負担による可処分所得の減少幅が大きくなるので、 $ y_{1}^{u} $ の効果が $ y_{1}^{c}(>0) $ の効果を打ち消して、 $ y_{1}<0 $ 、すなわち財政支出の増加が消費の減少をもたらす可能性が高くなる。また、 $ y_{2}^{u}>0 $ 、 $ y_{2}^{c}<0 $ なので、 $ y_{2} $ もプラスとマイナスの両方の符号をとり得るが、流動性制約家計の比率が十分に小さい場合には、政府債務の将来負担が懸念される状況のもとで負担の先送りをやめて現時点で増税を行うと、異時点間の税負担の配分が課税平準化のもとでの望ましい配分に近づくことから、課税の超過負担が減少して家計の消費が増加する効果 $ (y_{2}^{u}>0) $ が通常のケインズ効果 $ (y_{2}^{c}<0) $ を上回り、 $ y_{2}>0 $ 、すなわち増税がむしろ家計消費の増加をもたらすことになる。

このように、財政支出や税収に係る政策変更が消費にどのような影響を与えるかは、政策変更が行われる時点の財政状況に依存するが、それと同時に政策効果に大きな影響を与えるのは政策変更の継続性についての見通しである。

現時点の増税や歳出削減によって民間消費がむしろ増加するという非ケインズ効果が生じるのは、現時点の政策変更が将来にわたって継続され、それを通じて課税による超過負担を含めた将来の税負担が減少するという見通しを家計がもつためである。したがって、財政再建が景気回復に与えるマイナスの影響を回避するためには、財政改革が一時的なものではなく、一定期間継続して行われ、改革が全体として税負担の減少につながるものであるという見通しが明らかになるよう、財政改革に向けた政府の姿勢を何らかの形でアナウンスすることが重要な意味をもつことになる。このアナウンスメントは家計の将来に対する予想を動かして初めて実体経済に影響を与えるものであるから、財政改革の継続性に対する信認が得られるよう、財政再建計画を策定し、財政改革の継続性を制度的に担保することも政策的に重要な意味をもつであろう。

これらの点を考慮に入れると、歳入や歳出に係る政策変更が民間消費に与える影響については、ケインズ効果が生じやすい局面と非ケインズ効果が生じやすい局面を分けて、

$$ \Delta C_{_{t}}=\gamma_{_{1}}\boldsymbol{\varepsilon}_{_{t}}^{^{G}}+\tilde{\boldsymbol{\gamma}}_{_{1}}D_{_{t}}\boldsymbol{\varepsilon}_{_{t}}^{^{G}}+\gamma_{_{2}}\boldsymbol{\varepsilon}_{_{t}}^{^{T}}+\tilde{\boldsymbol{\gamma}}_{_{2}}D_{_{t}}\boldsymbol{\varepsilon}_{_{t}}^{^{T}}+\boldsymbol{\mu}\Delta Y_{_{t/t-1}}+\boldsymbol{\omega}_{_{t}} $$

という定式化によって推定を行うことが妥当と考えられる。ここで、 $ D_{t} $ は非ケインズ効果が生じやすいと考えられる時点（財政状況が悪化している期間や財政再建が行なわれている期間）に1を、それ以外の時点に0をとるダミー変数である。これまでの議論から明らかなように、予想される符号条件は $ y_{1}>0 $ 、 $ \tilde{\gamma}_{1}<0 $ 、 $ y_{2}<0 $ 、 $ \tilde{\gamma}_{2}>0 $ である。

(6)の推定を行うにあたっては、前もって2つの作業を行なっておくことが必要である。ひとつは、現時点(t期)における財政政策の変更に係るイノベーション $ ε_{t}^{G} $ 、 $ ε_{t}^{T} $ と前期（t-1期）の時点で予測可能な所得の増分 $ \Delta Y_{t/t-1} $ について、その推定値を求め
ることである。もうひとつは、非ケインズ効果が生じやすい局面を具体的に定義して、 $ D_{t} $ の系列を作成することである。

## 3 ．2　政策変更に係るイノベーションの計算

財政政策の変更に係るイノベーションは、まずVARモデルを用いて誘導形のイノベーションを求め、そのイノベーションに先験的な制約条件を課して構造形のイノベーションを求めるという手順で計算する。

いま、財政支出（G）、税収（T）、GDP（Y）の3変数からなるVARモデル

$$ Z_{t}=A\big(L\big)Z_{t-1}+U_{t}\qquad( ㄴはラグ・オペレータ ) $$

を考える。ここで、 $ Z_{t}=(\Delta G,\Delta T_{t},\Delta Y_{t}) $ であり、 $ U_{t} $ はこのVARモデルの誘導形イノベーションを表す。誘導形のイノベーションは構造形のイノベーションの線形結合なので、構造形のイノベーションを $ E_{t}=(e_{t}^{G},e_{t}^{T},e_{t}^{Y}) $ とすると、適切な規準化のもとで

$$ \begin{pmatrix}u_{_{t}}^{^{G}}\\u_{_{t}}^{^{T}}\\u_{_{t}}^{^{Y}}\end{pmatrix}=\begin{pmatrix}1&a_{_{12}}&a_{_{13}}\\a_{_{21}}&1&a_{_{23}}\\a_{_{31}}&a_{_{32}}&1\end{pmatrix}\begin{pmatrix}e_{_{t}}^{^{G}}\\e_{_{t}}^{^{T}}\\e_{_{t}}^{^{Y}}\end{pmatrix} $$

と書くことができる。

ある時点の生産性ショック $ e_{t}^{Y} $ が、当該時点の政策変更とは独立に生じると仮定すると、

$$ a_{_{31}}=a_{_{32}}=0 $$

とおくことができる。

次に、ある時点における予想されない生産性ショックに対して、歳出は当該時点ですぐに変更できないとすると、

$$ a_{13}=0 $$

とおくことができる。これは、ある会計年度の途中で生じた経済情勢の変化に対して補正予算が組まれる場合にも、補正予算を編成し、審議し、執行するのには相当程度の期間を要するため、経済情勢の変化の影響が当該年度の歳出には十分に顕在化しないということを反映したものである $ ^{5} $ 。また、ある時点に生じた予見しがたい歳出増に
対しては、増税ではなく予備費の取り崩しや公債の発行によって財源調達がなされるのが通例なので、

$$ a_{_{21}}=0 $$

とおくことができる⁶。

以上の制約を考慮に入れると(8)は最終的に

$$ \boldsymbol{u}_{_{t}}^{^{G}}=\boldsymbol{e}_{_{t}}^{^{G}}+\boldsymbol{a}_{_{12}}\boldsymbol{e}_{_{t}}^{^{T}} $$

$$ \boldsymbol{u}_{t}^{T}=\boldsymbol{e}_{t}^{T}+\boldsymbol{a}_{23}\boldsymbol{u}_{t}^{Y} $$

という２つの関係式に書き換えることができる。そこで、（７）から得られる誘導形のイノベーションの推定値 $ u_{t}^{T},u_{t}^{Y} $ を利用して（９）及び（１０）の推定を行えば、構造形のイノベーション $ e_{t}^{G} $ と $ e_{t}^{T} $ を求めることができる。

### 3.3 財政状況等に係るダミー変数の作成

非ケインズ効果が生じやすいと考えられる局面を表すダミー変数 $ D_{t} $ について、本稿では3つのタイプの系列を作成することにする。ひとつは、財政改革の継続性を表すダミー変数として、財政再建が行われた期間をとりあげる。具体的には、一般消費税導入の断念を受けて「財政再建元年」が宣言され、「増税なき財政再建」が開始された1980年度からゼロ・シーリング、マイナス・シーリングのもとで予算編成が行われた1987年度までの期間に1、それ以外の期間に0をとるダミー変数を作成する。

残る2つはいずれも財政状況に係るダミー変数である。ひとつは、課税平準化のもとで容認される財政赤字の水準よりも過大な財政赤字が生じている時期を財政負担が将来に先送りされている期間ととらえるもので、具体的には、中里(2000)で行なった基礎的財政収支の計算において、財政赤字が課税平準化のもとでの最適な水準と比べて対GDP比で0.5%以上過大である期間に1、それ以外の期間に0をとるダミー変数を作成する。 $ D_{t}=1 $ となる期間は、1974年度、76年度から80年度まで、93年度及び98年度である。もうひとつは、Perotti(1999)で用いられた、構造的財政赤字の対GDP比が2年連続で3%以上という基準をもとにダミー変数を作成するものである。Perotti(1999)によれば、日本でこの基準に該当する期間は、1969年度、70年度
及び78年度から84年度までの期間となっている。

## ３．４　データ

本稿では、1955年度から1998年度までの期間を対象に推定を行う。推定に使用するデータはいずれも『国民経済計算年報』（経済企画庁(現内閣府)）によって。データはいずれも1990暦年価格の実質値であるが、税収と社会保障負担・給付については名目値のデータしか利用できないので、GDPデフレータを用いて実質化している。推定に使用するデータは、いずれも1人当たりに変換したうえで差分をとり、その値を前期の1人当たり実質GDPで規準化する。すなわち、それぞれのデータ系列 $ X_{t} $ について、

$$ \Delta X_{_{t}}=\left[\left(X_{_{t}}/N_{_{t}}P_{_{t}}\right)-\left(X_{_{t-1}}/N_{_{t-1}}P_{_{t-1}}\right)\right]/\left(Y_{_{t-1}}/N_{_{t-1}}P_{_{t-1}}\right) $$

という変換を行なってデータセットを作成している。ここで、 $ N_{t} $ は t 期の人口、 $ P_{t} $ は t 期の物価水準である。

### 3.5 推定結果

以上の手順にしたがって(6)の推定を行なった結果が表 II - 1 と表 II - 2 に示されている。表 II - 1 は歳入 $ (\mathsf{T}_{\mathfrak{t}}) $ の範囲を税収 (= 直接税 + 間接税) のみとした場合、表 II - 2 は歳入の範囲をネットの社会保障負担にまで拡張して直接税 + 間接税 + 社会保障負担 - 社会保障給付とした場合の推定結果である。歳出 $ (\mathsf{G}) $ はいずれの場合も政府最終消費支出と公的固定資本形成の合計とした。

表 II - 1 の(1)は財政再建期間に非ケインズ効果が生じる可能性を考慮して推定を行なった結果である。これによると財政支出に係るイノベーションの係数 $ (\gamma_{1}) $ は10%有意水準で有意にプラスであり、財政支出の減少が民間消費の減少をもたらすという通常のケインズ効果が認められる。これに対し、財政再建期間における財政支出のイノベーションの係数 $ (\tilde{\gamma}_{1}) $ は10%有意水準で有意にマイナスであり、しかもその大きさ(絶対値)は $ y_{1} $ の推定値より大きいことから、財政支出の減少がむしろ民間消費の増加をもたらすという非ケインズ効果が生じることが確認される。一方、税収のイノベーションに係る係数 $ (\gamma_{2}, \tilde{\gamma}_{2}) $ はいずれも有意でなく、税収に係る政策変更の効果は認められない。

次に、大幅な財政赤字が生じている期間に非ケインズ効果が生じる可能性を考慮して推定を行なった結果が(2)と(3)である。(2)と(3)では、財政支出や税収に係るイノベーションの係数はいずれも有意でなく、これらの推定結果からは財政状況が民間消費に影響を与える効果は観察されない。

表 II - 2 は、歳入の範囲を社会保障負担にまで拡張して推定を行なったものであるが、定性的な結論は表 II - 1 の推定結果と同様である。
このように、以上の推定結果によれば、財政改革の継続性が歳出面の政策変更を通じて非ケインズ効果を生じさせる可能性が示唆される。これに対し、財政再建期間における歳入面の政策変更には特別な効果は認められない。また、これまでのところ、財政状況は財政政策の効果に有意な影響を与えていないようである。

## 4 ．政策的含意

前節の実証分析の結果は、継続的な財政改革が必ずしも景気にマイナスの影響をもたらすものではなく、むしろ民需の自律的な回復をもたらす可能性があることを示唆するものである。本節では、これを踏まえて、今後の財政運営のあり方について議論することとしたい。

第2節でみたように、歳入や歳出に係る政策変更が民間消費にどのような影響を与えるかは、異時点間の税負担の配分がどの程度適切なものとなっているか（将来時点への負担の先送りが行われていないか）、財政支出が将来の生産性向上に寄与するものとなっているか（単なるバラマキになっていないか）という点に依存する。

負担が将来に先送りされていないかという点については、各時点の公債発行の状況を見ることによって判断することができる。90年代入り後の景気低迷を受けて、税収の大幅な落ち込みが生じ、歳入の不足を補てんするため大量の公債発行が行われてきた。もちろん、一時的な税収の変動に対して、公債をクッションとして活用することは理論的にも容認されるので(Barro(1979))、公債の発行それ自体をもってただちに負担の先送りが行われていると結論づけることはできないが、中里(2000)の分析によれば、この点を考慮してもなお、足許の公債発行額は国の一般会計ベースでみて1％程度過大であり、負担の先送りが現に生じているものと考えられる。

公共事業を中心とする財政支出の拡大については、景気の下支えに一定の役割を果たしてきたと評価する見方がある一方で、従来型の公共事業には非効率な事業が多く、中長期的な経済成長に必ずしも寄与していないとの意見もある $ ^{8} $ 。拡張的な財政政策が景気の下支えをしてきたという主張も、実証的には必ずしも支持されない(Ramaswamy and Rendu(2000))。従来型の公共事業を中心とする景気対策の有効性については、今後の実証研究の積み重ねを待って慎重に判断することが必要であるが、これまでとられてきた景気対策に対して否定的な見解が一定の支持を得ている現状では、景気対策に見合う形で累増してきた政府債務の将来負担が大きな懸念材料として認識されていることは事実であろう。

これらの点を考慮に入れると、可能性としては、現時点において財政再建が景気の自律的な回復と両立することがあり得るものと考えられるが、実際の政策運営において
ては以下の２点に留意することが必要である。

ひとつは、財政改革を進めていくという政策合意の継続性に関するものである。現時点においては、財政構造改革の推進について、野党の一部を含め一定の合意が形成されており、政府・与党においても緊密な連携が図られている。しかしながら、一般論としては、連立政権下において痛みを伴う改革がしばしば先送りされ、過大な財政赤字が生じることが理論的にも実証的にも示されており(Alesina and Drazen(1991), Roubi and Sachs(1989))、この点を踏まえ、現在の政府・与党の体制のもとでも財政改革の継続性について信認が確立されるよう十分な配慮が必要な状況にある $ ^{9} $ 。

注意しなければならないもうひとつの点は、不良債権問題が金融システムを不安定化させる可能性が依然として残っているということである。1980年代前半のデンマークや80年代後半のアイルランドの財政改革においては、歳出削減による実質金利の低下が資産価格の上昇をもたらし、消費の自律的な回復をサポートする方向に作用したことが、財政改革を成功に導いたひとつの要因であり(G avazzi and Pagano(1990))、この点を踏まえると、金融システムの安定性に対する不安感が、資産価格の下落を惹起しないよう、金融システムの安定性を確保することが、財政改革を実施するうえで重要な条件になるものと考えられる $ ^{10} $ 。

### 5. 結論

本稿では、一定の経済環境や財政状況のもとでは、歳出削減や増税を伴う財政改革が景気にむしろプラスの影響をもたらすという非ケインズ効果について、従来の研究の論点整理を行うとともに、それを踏まえて日本を対象とした実証分析を行い、今後の財政運営のあり方について議論した。

実証分析の結果は、1980 年度から 87 年度に至る財政再建期間中に、歳出削減が民間消費の増加をもたらしたことを示しており、歳出面において非ケインズ効果が生じた可能性が示唆される。この推定結果は、「増税なき財政再建」が財政改革のスキームとして一定の役割を果たしたことを示唆するものであるが、財政改革が自律的な景気回復に結びつく形で成功を収めることができるか否かは、改革に取り組む政府の姿勢に対する信認や改革を行う時点の経済環境にも依存することから、実際の財政運営においては、これらの点にも十分配慮しつつ、政策変更の是非について慎重に判断することが必要と考えられる。
## 参考文献

浅子和美・伊藤隆敏・坂本和典(1991)「赤字と再建：日本の財政 1975-90」『フィナンシャル・レビュー』第 21 号，大蔵省財政金融研究所.

翁 邦雄・白塚重典・藤木 裕(2000)「ゼロ金利政策：現状と将来展望」深尾光洋・吉川洋『ゼロ金利と日本経済』，日本経済新聞社.

賀来景英・鈴木準(2000)「景気と財政再建の二兎を追え」『週刊東洋経済』2000年9月16日号.

財政赤字を憂える会(1999)『財政再建路線への転換を求めるアピール』

塩路悦朗(2001)「経済成長の源泉としての社会資本の役割は終わったか」『社会科学研究』第52巻第4号，東京大学社会科学研究所.

富田俊基(1999)『国債累積のつけを誰が払うのか』，東洋経済新報社

富田俊基(2001)『日本国債の研究』，東洋経済新報社

中里透(1999)「社会資本整備と経済成長」『フィナンシャル・レビュー』第52号，大蔵省財政金融研究所.

中里透(2000)「課税平準化仮説と日本の財政運営」井堀利宏・加藤竜太・中野英夫・中里透・土居丈朗・佐藤正一(2000)財政赤字の経済分析：中長期的視点からの考察』，大蔵省印刷局.

渡辺 努(2000)「ゼロ金利政策のスコアカード」『論争 東洋経済』2000年11月号.

Alesina, Alberto and Allan Drazen (1991) "Why are Stabilizations Delayed?", American Economic Review 81, 1170-1188.

Barro, Robert (1979) "On the Determination of Public Debt", Journal of Political Economy 87, 940-971.

Bertola, Giuseppe and Allan Drazen (1993) "Trigger Points and Budget Cuts: Explaining the Effects of Fiscal Austerity", American Economic Review 83, 11-26.

Blanchard, Olivier (1985)" Debt, Deficits and Finite Horizons", Journal of Political Economy 93,223-247.

Blanchard, Olivier (1990) " Comment" , NBER Macroeconomics Annual 5, 111-116.

Campbell, John and Gregory Mankiw(1989)" Permanent Income, Current Income, and Consumption", Journal of Business and Economic Statistics 8, 265-279.

Giavazzi, Francesco and Marco Pagano(1990)" Can Severe Fiscal Contractions Be Expansionary? Tales of Two Small European Countries", NBER Macroeconomics Annual 5,75-111.

Giavazzi, Francesco and Marco Pagano(1995) “Non-Keynesian Effects of Fiscal Policy Changes: International Evidence and the Swedish Experience”, NBER Working
Paper #5332.

Giavazzi, Francesco, Tullio Jappelli and Marco Pagano(2000) "Searching for Non-Linear Effects of Fiscal Policy: Evidence from Industrial and Developing Countries", European Economic Review 44, 1259-1289.

Perotti, Roberto (1999) "Fiscal Policy in Good Times and Bad" Quarterly Journal of Economics 114, 1399-1436.

Ramaswamy, Ramana and Christel Rendu(2000) " Japan's Stagnant Nineties: A Vector Autoregression Retrospective" IMF Staff Papers 47, 259-277.

Roubini, Noriel and Jeffery Sachs(1989)" Political and Economic Determinants of Budget Deficits in the Industrial Democracies", European Economic Review 33, 903-938.
表 II - 1 非ケインズ効果の検証(1)

歲入 = 直接税 + 間接稅

歲出 = 政府最終消費支出 + 公的固定資本形成

被說明变數：民間最終消費支出

(1) 財政再建期 (1980-87)

Current sample: 1958 to 1998

Adjusted R-squared = .690475

Estimated	Standard
Variable	Coefficient	Error	t-statistic	P-value
$ \varepsilon_{t}^{G} $	.966534	.489070	1.97627	[.056]
$ \varepsilon_{t}^{G} \times D_{t} $	-2.02346	1.05570	-1.91670	[.063]
$ \varepsilon_{t}^{T} $	-.065226	.314236	-.207571	[.837]
$ \varepsilon_{t}^{T} \times D_{t} $	.377053E-02	.449344	.839118E-02	[.993]
$ \Delta Y_{t/t-1} $	.560283	.036197	15.4789	[.000]

Standard Errors are heteroskedastic-consistent.

(2) TSHからの乖離幅 0.5%以上(1974/76-80/93/98)

Current sample: 1958 to 1998

Adjusted R-squared = .691922

Estimated	Standard
Variable	Coefficient	Error	t-statistic	P-value
$ \varepsilon_{t}^{G} $	1.01291	.629496	1.60908	[.116]
$ \varepsilon_{t}^{G} \times D_{t} $	-.331980	.841924	-.394311	[.696]
$ \varepsilon_{t}^{T} $	.042648	.334115	.127646	[.899]
$ \varepsilon_{t}^{T} \times D_{t} $	-.569959	.566754	-1.00565	[.321]
$ \Delta Y_{t/t-1} $	.564349	.036522	15.4521	[.000]

Standard Errors are heteroskedastic-consistent.
(3) 財政赤字 3% 以上 (1969-70/78-84)

Current sample: 1958 to 1994

Adj usted R-squared = .686333

Estimated	Standard
Variable	Coefficient	Error	t-statistic	P-value
$ \varepsilon_{t}^{G} $	.323292	.617655	.523419	[.604]
$ \varepsilon_{t}^{G} \times D_{t} $	.550743	1.10097	.500235	[.620]
$ \varepsilon_{t}^{T} $	-.058520	.355573	-.164580	[.870]
$ \varepsilon_{t}^{T} \times D_{t} $	-.734921	.729864	-1.00693	[.322]
$ \Delta Y_{t/t-1} $	.573250	.034298	16.7136	[.000]

Standard Errors are heteroskedastic-consistent.
表 II - 2 非ケインズ効果の検証(2)

歲入 = 直接稅 + 間接稅 + 社会保障負担 - 社会保障給付

歲出 = 政府最終消費支出 + 公的固定資本形成

被說明变數：民間最終消費支出

(1) 財政再建期(1980-87)

Current sample: 1958 to 1998

Adjusted R-squared = .692698

Estimated	Standard
Variable	Coefficient	Error	t-statistic	P-value
$ \varepsilon_{t}^{G} $	.960509	.494418	1.94271	[.060]
$ \varepsilon_{t}^{G} \times D_{t} $	-1.82546	.949557	-1.92243	[.062]
$ \varepsilon_{t}^{T} $	-.173941	.282716	-.615250	[.542]
$ \varepsilon_{t}^{T} \times D_{t} $	-.013810	.435667	-.031699	[.975]
$ \Delta Y_{t/t-1} $	.560052	.035520	15.7674	[.000]

Standard Errors are heteroskedastic-consistent.

(2) TSHからの乖離幅 0.5%以上(1974/76-80/93/98)

Current sample: 1958 to 1998

Adjusted R-squared = .699514

Estimated	Standard
Variable	Coefficient	Error	t-statistic	P-value
$ \varepsilon_{t}^{G} $	1.06856	.610383	1.75064	[.089]
$ \varepsilon_{t}^{G} \times D_{t} $	-.436109	.795451	-.548253	[.587]
$ \varepsilon_{t}^{T} $	-.077316	.262075	-.295016	[.770]
$ \varepsilon_{t}^{T} \times D_{t} $	-.880226	.575664	-1.52906	[.135]
$ \Delta Y_{t/t-1} $	.565023	.036276	15.5758	[.000]

Standard Errors are heteroskedastic-consistent.
(3) 財政赤字 3% 以上 (1969-70/78-84)

Dependent variable e: DCONPC

Current sample: 1958 to 1994

Adjusted R-squared = .696422

Estimated	Standard
Variable	Coefficient	Error	t-statistic	P-value
$ \varepsilon_{t}^{G} $	.184722	.651291	.283625	[.779]
$ \varepsilon_{t}^{G} \times D_{t} $	.423598	.961190	.440702	[.662]
$ \varepsilon_{t}^{T} $	-.144557	.293579	-.492396	[.626]
$ \varepsilon_{t}^{T} \times D_{t} $	-.863960	.701948	-1.23080	[.227]
$ \Delta Y_{t/t-1} $	.574179	.033780	16.9976	[.000]

Standard Errors are heteroskedastic-consistent.
## 第 3 章 中立命題と民間消費

### 1. はじめに

本章では、わが国において公債の中立命題が成立しているか否かを検証し、歴史的に見ても、また他の先進諸国との比較で見ても、類のない規模で増大しつつあるわが国の公債残高水準について、規範的な考察を行うことを目的としている。

政府支出計画が不变である限り、それを税金でファイナンスする場合でも、公債発行でファイナンスする場合でも、消費等の民間経済活動が不变である時、中立命題が成立すると言われる。中立命題には、リカードの中立命題と、バローの中立命題の2つがある。

リカードの中立命題とは、一定の政府支出を、公債発行によってまかなったとしても、その償還のための増税が、現在世代の生存期間中に行われるなら、消費等の民間経済活動はなんら影響を受けない、とするものである。しかし、増税が将来世代に対してなされるなら、現時点で公債を発行して政府支出をまかなう場合の方が、均衡財政の場合よりも、現在世代の消費は大きくなり、逆に将来世代のそれは小さくなる。つまり、そのような財政政策によって、世代間トランスファーが行われることとなる。

Barro(1974)による中立命題とは、公債を償還するための増税が、将来世代にまたがる場合でも、消費等の民間経済活動は、政府支出が一定である以上影響を受けないとするものである。バローの中立命題が成立するためには、1）家計が借入れを行う際に、なんら制約のない、完全な金融市場があること2）非攪乱的租税体系であること3)政府の将来の財政政策が民間によって確実に把握されていること4）政府と同様、家計も無限の計画期間をもつことと言った強い前提が必要とされる。1)から3)については、リカードの中立命題が成立するために必要な条件であるが、バローの中立命題が成立するためには、これに4)が加わることとなる。本来有限な寿命をもつ各世代が、無限の計画期間をもつということは、子孫の世代の効用も考慮に入れて、消費・貯蓄の意思決定を行っているということに他ならない。つまり、世代間が利他的に結びついている場合であると考えられる。

以上から、バローの中立命題が成立している状況下では、公債は経済厚生上なんら問題ないが、逆に成立していない状況下では、公債の累増によって、世代間でどのくらい経済厚生の増減がもたらされているかを検証することが必要となろう。
中立命題の検証を試みた論文は多数ある。わが国において、中立命題が成立しているか否かを検証した論文として、本間・武藤・井堀・阿部・神取・跡田(1987)、Ihori(1989)、井堀・近藤(1998)がある。従来まで、中立命題の検証は、おおむね以下の手順で行われてきた。まず、無限の計画期間をもつ家計が、政府の予算制約をも考慮に入れて消費計画を立てる場合に成立することとなる消費関数が理論的に導出される。次に、その成否が実証的に検証される。こうした手順のうち、消費関数の導出の際には、恒常所得仮説にもとづく消費行動が前提とされる。したがって実証分析の際にも、恒常所得仮説の実証で用いられる手法が応用される $ ^{2} $ 。その際、消費関数に現れる将来の賃金所得や政府支出水準を、どのような変数で説明するかが重要となるが、これまでの研究では、多くの場合、適応型期待形成を想定し、ラグ付の変数を用いてきた。

しかし、恒常所得仮説の検証の分野では、合理的期待形成を想定した場合の検証方法が、Hall(1978)やCampbell(1987)以降より多く用いられるようになった。これを中立命題の検証にも応用したものとして、Haug(1990)やNrbmandin(1999)がある。このうちNrbmandin(1999)は、Blanchard(1985)タイプの世代を明示的に取り入れた場合の消費関数を導出し、その成立をCampbell(1987)の方法にしたがって検証している。以下では、この方法を日本のデータに適用し、わが国でバローの中立命題が成立するか否かを考察する。

## 2 ．理論モデル

Normandi n(1999) にしたがい、Bl anchard(1985) タイプの世代重複モデルを小国開放経済に適用したモデルを示す。

s期に生まれた個人のt期以降の通時的効用が以下のようであるとする。

$$ E_{t}\sum_{\tau=0}^{\infty}\left(\frac{1-p}{1+r}\right)^{\tau}\left\{-\frac{1}{2}(C_{t+\tau}^{s}-\overline{C})^{2}\right\} $$

$ C_{t+\tau}^{s} $ は、s期に生まれた個人の $ t+\tau $ 期の消費を示す。pは死亡率であり、簡単化のために年齢t-sからは独立であるとする。さらに、死亡率と出生率は等しいものと仮定する。このため経済全体の人口は不変となる $ ^{3} $ 。また、 $ (1+r)^{-1} $ は割引要因を示す。したがって、将来にわたる効用の期待値は、各期の瞬時的な効用に、生存確率1-pと割引
要因 $ (1+r)^{-1} $ をかけて足し合わせたものとして与えられる。瞬時的な効用関数としては、2次形式の効用関数を想定する。

しかしながら、p は、世代間の利他的な結びつきの程度を示す指標として解釈することも出来よう。つまり、(1)のような定式化と、それをもとに以下で導き出される推定式が、実際の死亡確率や生存確率よりも低いp で妥当と判断されれば、世代間に利他的な結びつきが認められることになる。特に、p = 0 が妥当であるなら、各世代の平均余命は有限にもかかわらず、無限に生き続ける場合と同様の意思決定を行っていることとなる。つまり、各世代は完全に利他的に結びついており、バローの中立命題が成立するための前提条件が認められることとなる。

年金制度か完備しておれば、予算制約は以下のようになる。

$$ A_{_{t+1}}^{^{s}}=\left(\frac{1+r}{1-p}\right)A_{_{t}}^{^{s}}+W_{_{t}}^{^{s}}-C_{_{t}}^{^{s}}-T_{_{t}}^{^{s}} $$

ここで $ A_{t}^{s} $ は s 期に生まれた個人が t 期に保有するネットの金融資産、 $ W_{t}^{s} $ ， $ T_{t}^{s} $ は賃金、一括税の水準を表す。1+r は金融資産の粗収益率を示すが、簡単化のため、これは割引要因に等しいと想定する。

(2)のもとで(1)の最大化を実現できるような、各世代の一人あたり消費水準を求め、それに世代人口をかけて足し合わせると、以下のような集計化された消費関数が求まる。

$$ C_{_{t}}=\left(\frac{r+p}{1+r}\right)\left[\left(\frac{1+r}{1-p}\right)A_{_{t}}+E_{_{t}}\left\{\sum_{\tau=0}^{\infty}\left(\frac{1-p}{1+r}\right)^{\tau}(W_{_{t+\tau}}-T_{_{t+\tau}})\right\}\right] $$

ここで $ C_{t} $ ， $ A_{t} $ ， $ W_{t} $ ， $ T_{t} $ は、この経済全体の、集計化された消費、資産、賃金、一括税の水準である。

政府の予算制約式は以下のようになる。

$$ B_{t+1}=(1+r)B_{t}+G_{t}-T_{t} $$

$ B_{t} $ ， $ G_{t} $ はt期初めの公債残高と、政府支出（投資支出も含む）をあらわす。政府部门の貯蓄投資ギャップ（財政赤字）は以下のように定義される。

$$ D_{_{t}}\equiv rB_{_{t}}+G_{_{t}}-T_{_{t}} $$

(4)(5)より、

$$ T_{_{t+\tau}}=r B_{_{t}}+r\sum_{i=0}^{\tau-1}D_{_{t+i}}-D_{_{t+\tau}}+G_{_{t+\tau}} $$

が得られ、これを(3)に代入することで以下のようなマクロの消費関数を得る。

$$ C_{t}=\left(\frac{r+p}{1+r}\left[\left(\frac{1+r}{1-p}\right)A_{t}-r\left(\frac{1+r}{r+p}\right)B_{t}+E_{t}\left[\sum_{\tau=0}^{\infty}\left(\frac{1-p}{1+r}\right)^{\tau}\left\{(W_{t+\tau}-G_{t+\tau})+p\left(\frac{1+r}{r+p}\right)D_{t+\tau}\right\}\right]\right] $$
もし、p=0が成立しておれば、(7)は以下のようになる $ ^{4} $ 。

$$ C_{_{t}}=r\Bigg[A_{_{t}}-B_{_{t}}+\Bigg(\frac{1}{1+r}\Bigg)E_{_{t}}\Bigg\{\sum_{\tau=0}^{\infty}\Bigg(\frac{1}{1+r}\Bigg)^{\tau}(W_{_{t+\tau}}-G_{_{t+\tau}})\Bigg\}\Bigg] $$

ここまでの手順からも分かるように、このマクロの消費関数は、恒常所得仮説から導かれる消費関数と本質的な部分は同じであるが、公債残高や政府支出など、財政に関する変数が入っていること、世代ごとの最適化問題を解いて、それを集計したものなので、死亡・出生率もしくは利他性の程度を示すパラメターpが入っていることには注意を要する。

(7) から分かるように、p > 0 の場合には、家計が保有している資産 $ A_{t} $ の係数が、公債残高 $ B_{t} $ の係数にくらべて大きくなっている。したがって、仮に $ A_{t} - B_{t} $ の水準（家計部門の純資産から政府部門の純負債を引いたもの）が同じであったとしても、公債残高 $ B_{t} $ が大きい方が消費は大きくなる。各世代は、自分の生存期間中に、現在あるすべての公債を償還するだけの増税が行われるとは考えない。つまり、公債のうちの一部を富として認識するために、消費が大きくなるのである。たとえば、減税により財政赤字が発生する場合を考えてみる。その財政赤字は将来にはいずれ増税によって償還されればならない。現時点で減税分をすべて貯蓄にまわせば、それに備えることが出来る。しかし、各世代は、今期生じた財政赤字のすべてが、自分の生存中に償還されるとは考えない。したがって、家計は、減税分の一部しか貯蓄せず、残りは消費に回すことになる。したがって、p > 0 の時には、バローの中立命題は成立しない $ ^{5} $ 。

しかしながら、各世代がある程度利他的に結びついている場合には、将来世代が被る増税に見合うだけの資産を、現在の世代が残すことになる。特に、(7)から分かるように、世代が完全に利他的に繋がっているようなp=0の場合には、家計は、金融資産のうち公債発行に見合う分すべてを、増税が行われる時まで、消費にまわさずに残しておくのである。つまり、家計は、保有している金融資産 $ A_{t} $ のうち、その国が発行している公債残高 $ B_{t} $ に見合った分を資産として認識していないこととなる。したがって、バローの中立命題が成立することとなる。

以下では、(7)を推計し、恒常所得仮説に基づいた消費が行われている可能性とともに、p=0である可能性、つまりバローの中立命題が成立している可能性を検証することとなる。しかし、(7)には将来の変数が含まれるため、期待形成について何らかの特定化を置くことが必要となる。以下、Campbell(1987)やNormandin(1999)に基づいて、
推定可能な式を導く。

この小国の政府部門の貯蓄投資ギャップ $ D_{t} $ は(5)のようにあらわされ、また家計部門の集計化されたマクロの貯蓄投資ギャップ $ S_{t} $ は

$$ S_{_{t}}\equiv rA_{_{t}}+W_{_{t}}-C_{_{t}}-T_{_{t}} $$

とあらわされるので $ ^{6} $ 、この小国の家計と政府部門の貯蓄投資ギャップ $ Z_{t} $ は

$$ Z_{t}\equiv S_{t}+(-D_{t})=r(A_{t}-B_{t})+(W_{t}-G_{t})-C_{t} $$

とあらわされる。この(9)を、(7)を変形して得られる以下の式

$$ C_{t}=\left(\frac{r+p}{1-p}\right)A_{t}-rB_{t}+(W_{t}-G_{t})+p\left(\frac{1+r}{r+p}\right)D_{t}+E_{t}\left[\sum_{\tau\equiv1}^{\infty}\left(\frac{1-p}{1+r}\right)^{\tau}\left\{\Delta(W_{t+\tau}-G_{t+\tau})+p\left(\frac{1+r}{r+p}\right)\Delta D_{t+\tau}\right\}\right] $$

に代入すると、

$$ Z_{t}+p\Bigg(\frac{1+r}{1-p}\Bigg)A_{t}+p\Bigg(\frac{1+r}{r+p}\Bigg)D_{t}=-E_{t}\Bigg[\sum_{\tau=1}^{\infty}\Bigg(\frac{1-p}{1+r}\Bigg)^{\tau}\Bigg\{\Delta(W_{t+\tau}-G_{t+\tau})+p\Bigg(\frac{1+r}{r+p}\Bigg)\Delta D_{t+\tau}\Bigg\}\Bigg] $$

を得る。ここで再びp=0とおくと、Campbell(1987)が恒常所得仮説の検証に用いた"saving for a rainy day"方程式と呼ばれる以下の式を得る。

$$ Z_{t}=-E_{t}\Biggl[\sum_{\tau=1}^{\infty}\Biggl(\frac{1}{1+r}\Biggr)^{\tau}\Delta(W_{t+\tau}-G_{t+\tau})\Biggr] $$

(11)からわかるように p > 0 の場合には、家計と政府の貯蓄投資ギャップの合計 $ Z_{t} $ は、現在の財政赤字の水準 $ D_{t} $ が大きい場合ほど、将来にわたって財政赤字が拡大していく場合ほど、小さくなる。財政赤字は、その発生後のいずれかの時点で、増税によって埋め合わされることとなる。ちょうど財政赤字に見合う分だけの貯蓄を現在行うことで、財政赤字をすべて償還するだけの増税に備えることが出来る。しかし、現存する各世代は、自分たちの生存期間中に生じる財政赤字が、生存中に行われる増税によって100%償還されるとは考えない。したがって、実際の貯蓄はその水準を下回ることとなるのである。つまり、財政赤字が家計の貯蓄によって完全には埋め合わされないので、財政赤字が大きいほど家計と政府の貯蓄投資ギャップの合計である $ Z_{t} $ は小さくなる。

一方、各世代がある程度利他的に結びついている場合には、将来の世代が被ることになる増税分についても、ある程度まで、現在世代がおこなう貯蓄をつうじてファイナンスされることになる。特に、(11)’から分かるように、p=0の場合には、家計と政府