Silviase/jgov_v1.4_full_ann huggingface dataset:
$$ M=\frac{P y}{V} $$

$ P=\frac{MV}{y} $ .....(12)

これはまさに古典的な貨幣数量説の式にほかならない。

第三のフリードマンのアプローチは名目所得を実質所得と物価に分割するメカニズムに立ち入ることなく，貨幣数量説を名目所得の決定理論として展開しようとするものである。まず，実質所得が増えた時の貨幣需要の弾力性を1と仮定する（経験的には1以上であることが判っているがここでは短期の変動を扱っているので1と仮定しても大きな問題はない）と，(4)式は(4a)式のように書ける。

$$ M^{D}=Y\cdot l(\mathbf{\alpha}\mathbf{\beta})\cdots\cdots\cdots\cdots\cdots\cdots(4\mathbf{a}) $$

次に市場金利は長期的に続くと期待されている金利によって規定されているというケインズの考え方と，フィッシャ一流の名目金利と実質金利を区別する考え方を結合させると(13)式が得られる。

$ r=\rho^{*}+\left(\frac{1}{P}\frac{dP}{dt}\right)^{*} $ ……(13)

ここで\rho^{*}は期待されている実質金利,

$ \left(\frac{1}{P}\frac{dP}{dt}\right)^{*} $ は期待物価上昇率を示す。これを展開して(14)式が得られる。

$$ \begin{aligned}&r=&\rho^{*}+\left(\frac{1}{Y}\frac{dY}{dt}\right)^{*}-\left(\frac{1}{y}\frac{dy}{dt}\right)^{*}\\ &=&\rho^{*}-g^{*}+\left(\frac{1}{Y}\frac{dY}{dt}\right)^{*}\cdots\cdots\cdots\cdots\cdots(14)\\ \end{aligned} $$

$g^{*}$ は実質所得の期待成長率を示す。ここで分析の対象としている短期では $\rho^{*}$ や $g^{*}$ はほとんど変動しないとみられること，またこの変数は同方向に動くとみられることから，$\rho^{*}-g^{*}$ は一定 ($K_{0}$) とみて差しつかえない。すなわちフリードマンのアプローチでは期待されている実質金利と期待実質成長率の差がモデル体系の外で決まりモデル体系の方程式の数と未知数の数が一致し体系が完結するわけである。その体系を示すと以下のようになる。

$$ r=K_{0}+\left(\frac{1}{Y}\frac{dY}{dt}\right)^{*} $$

ここで $ \left(\frac{1}{Y}\frac{dY}{dt}\right)^{*} $ は名目所得の期待成長率であるが, どの時点においても先決変数であるから $ M^{D}, M^{S}, Y, r $ の 4つの未知数に関するモデル体系となる。

貨幣供給が完全に外生変数だと仮定し，時間を明示的に考慮することのフリードマンのモデル体系はさらに簡単になる。すなわち $ M(t) $ を外生的に与えられるマネー・サプライとすれば，(4a)，(5)，(6)の各式から

$$ Y(t)=\frac{M(t)}{l(r)}\cdots\cdots\cdots\cdots\cdots(16) $$

もしくは

$$ Y\left(t\right)=V\left(r\right)\cdot M\left(t\right).....(17) $$

となる。ここで V は貨幣の流通速度である。

(17)式は貨幣数量説的な考え方に則った形となるが，単純な貨幣数量説との違いはここでは名目所得の決定を説明するだけで，物価と実質所得に区分しようとしていない点である。したがって，(15)式と(17)式の2つの式がフリードマンの名目所得決定のためのモデル体系を表わしているのである。

名目所得を物価と実質所得に分割する理論に関してフリードマンは一時，実質所得については(1)～(3)のケインズ体系を利用して決定し，それの(15)，(17)式で得られた名目所得との比率から物価を決定するという方向も考えたようである。しかし，貯蓄，投資の決定について実質金利を無視することはできないこと，(1)式の形の消費関数の説明力が経験的に不満足であること（とくに説明変数として恒常所得と実際の所得の差を無視できないこと）からその方向をあきらめて，先に述べたようにフリードマン自身やフェルプスにより主張された期待仮説（expectations hypothesis）を利用して名目所得を物価と実質所得に分割するという方法を採用している。

長期均衡はフリードマンのアプローチでも基
本的には古典派と同じく，貨幣数量説とワルラスの一般均衡体系により決まると考えられている。つまり，マネーサプライは長期的には物価等の名目値にのみ影響を与え，実質値には影響を及ぼさないと考えている点は古典派と共通する。しかし，短期的にはマネーサプライが実質値にも影響を与えると考える点で古典派と異なっている。すなわち短期均衡は賃金，物価がその期待値からかけ離れているとき両者の乖離が調整される過程に依存して決まると考えられている。期待仮説のエッセンスは賃金，物価の上昇率は"市場"ではなく企業の価格設定行動によって決まるということであり，各企業は自分の競争相手が設定するだろうと考えている賃金，物価上昇率に等しく自分の賃金，物価上昇率を決定するということである。その際，その各企業の期待は過去の経験から醸成されるのである。そうして各企業は市場の超過需要に応じて賃金，物価に関する最初の決定を修正する。こうして決まった物価と先にマネーサプライによって決定されている名目所得から，結果として生産の変動がもたらされるから，所得，雇用の変動が賃金，物価上昇率の変動メカニズムの中に組込まれるのである。

## (セントルイス連銀モデル)

以上のようなフリードマンを中心とするマネタリストにより主張されているマネタリー・アプローチによる名目所得の決定理論を基礎としてわが国経済のマネタリスト・モデルの開発について次に考えよう。ところでアメリカについてはすでに1970年にセントルイス連銀のアンダーセン等（Andersen et al [5]）によりマネタリスト・モデルが開発され，大きな成功をおさめている。

このモデルの特徴は，フリードマンのモデルと同じくマネーサプライによって直接総支出を説明する誘導型（reduced form）をとっているところにある。ただ，フリードマンのモデルでは金利の変動による流通速度の変化が明示的に考慮されているのに対し，セントルイス連銀の

第5表 セントルイス連銀モデルの総支出関数

(推定期間：1953I—1969IV
制 約：4次多項式， $ m_{-1}=f_{-1}=0 $ ,
$ m_{5}=f_{5}=0 $ )

$ \Delta Y_{t}=2.67+\sum_{i=0}^{4}m_{i}\cdot\Delta M_{t-i}+\sum_{i=0}^{4}f_{i}\cdot\Delta F_{t-i} $

$ (3.46) $ $ R^{2}=0.66 $

$ S=3.84 $

DW=1.75

$ m_{0}=1.22(2.73) $ $ f_{0}=0.56(2.57) $

$ m_{1}=1.80(7.34) $ $ f_{1}=0.45(3.43) $

$ m_{2}=1.62(4.25) $ $ f_{2}=0.01(0.08) $

$ m_{3}=0.87(3.65) $ $ f_{3}=-0.43(-3.18) $

$ m_{4}=0.06(0.12) $ $ f_{4}=-0.54(2.47) $

$ \Sigma m_{i}=5.57(8.06) $ $ \Sigma f_{i}=0.05(0.17) $

(備考)

1. $ \Delta Y_{t}=t $ 期おける総支出（名目GNP）の増減
$ \Delta M_{t-i}=t-i $ 期における貨幣残高（ $ M_{1} $ ）の増減
$ \Delta F_{t-i}=t-i $ 期における high-employment に見合うように修正した連邦財政支出

2. アンダーセン [5] による。

モデルではその代りにマネーサプライに加えて財政支出が外生変数として加えられている（第5表）。誘導型の形をとることによりモデルを非常に小型化できるというメリットはあるものの，マネーサプライがどういうメカニズムを通して名目総支出を決定するのかは明示的（ex-plicit）にならないという欠点がある。セントルイス連銀のモデルはマネーサプライと財政支出が外生変数のモデルならどのような理論モデルともコンシステントである。今マネーサプライが外生変数で，これと流動性選好関数によって金利を決定し，金利が投資に影響を与え，投資が乗数効果を通じて総需要を拡大させるという簡単なケインズ型のモデルを考えると，これも誘導型にすると上記の形のモデルになる。したがって，セントルイス型のモデルは原型としてはケインズ型のモデルともコンシステントなものということができる。ただ，セントイス連銀モデルによると(1)マネーサプライの変動が名
目支出の変動に大きな影響を与えること，(2)財政支出が最初の3四半期はプラスの影響を与えるが，4四半期目からマイナスの影響を与えるようになり，5期間を通してみるとその効果は零となること（いわゆるクラウディングアウト効果）などマネタリストの見解をサポートする結果が事後的に得られている。我々が推定したわが国経済の閉鎖型の総支出関数においてもほぼ同様の結果が得られている（注2）。

このような結果については主に計量経済学的な観点から，果してこれらの係数パラメータが信頼できるかどうかという点で各方面から大きな疑問が投げかけられている。例えばモジリアニは前述の論文で，名目総支出がマネーサプライや財政支出以外の種々の要因の影響を大きく受けるときは，セントルイス型の誘導型のモデルは非常に不安定で信頼できない係数しかもたらさないと批判している。しかしながら，我々は以下の三つの理由から，セントルイス型の誘導型の総支出関数を採用することとした。

第一にわが国のマクロモデルは未だに初期のケインジアン・モデルの影響が強いせいか一般に金融セクターの開発が不十分であり、マネーサプライの変動のインパクトを完全にとらえきれていないという問題がある。先に見たようにマネーサプライは初期のケインジアンが想定したような単純なメカニズムのみではなく、多様なチャンネルを通じて総支出に影響を及ぼすことが明らかになっている。本来なら、このようなメカニズムの実証分析を積み重ねてこれらのチャンネルの一つ一つを構造方程式の形でマクロモデルの中に組み込むべきである。モジリアニによればアメリカの MPS モデル（MIT-PennSocial Science Research Council econometric model）はある程度この目標を実現しているようである。しかし、残念ながら、わが国にはこのような段階に達したモデルは見当らない。したがって次善の策として誘導型のモデルに頼らざるをえない。

第二の理由は，我々の誘導型の総支出関数は30年代後半以降データ期間をずらして推定してみても係数はかなり安定していたことである。次章で見るように様々の総支出関数を推定してみたところ，財政支出は他の説明変数の影響を受けて有意でなくなったりして不安定であったが，マネーサプライ，租税負担率，輸出の三つの変数は常に有意であり，係数も安定的であった。

第三の理由は，因果関係の方向を探るためのシムズ・テストからマネーサプライから名目総支出への一方方向の因果関係が存在することがかなり明確になっていることである（付論Ⅲ参照）。

### 3. 開放経済におけるインフレ理論

セントルイス連銀モデルは，外国貿易がないと仮定した閉鎖経済におけるマネタリスト・モデルである。しかし，わが国経済の場合はこの仮定はきつすぎると考えられる。というのは日本の輸出入依存度はヨーロッパ諸国に比べれば低いものの，アメリカよりはかなり高いからである（第6表）。したがって，ここでは外国貿易を考慮した開放経済におけるマネタリスト・モデルの開発を考えることとする。

しかし，開放経済のインフレ理論は未だ解明が不十分であり，いくつかの暫定的な仮説は存在するものの，これらはいずれも実証を通じて十分な検討を加える必要のあるものばかりである。さらに，インフレの伝播を考える上では固定レート制下と変動レート制下では伝播のメカニズムがかなり違ってくるものとみられるが，とくに後者については未だ理論的な解明が不十分です。

第6表 主要国の輸出入依存度（48年）

輸出等GNP	輸入等GNP
アメリカ	6.7	6.2
日本	10.0	9.3
西ドイツ	23.2	20.5
フランス	18.2	17.5
イギリス	21.8	23.0
分である。そこでここでは固定レート制を前提としたインフレの伝播メカニズムを中心に考えることとする。これは，変動レート制に移行した48年2月以降も，完全な変動制ではなく，通貨当局が為替レートを一つの政策目標として管理していると考えれば正当化できるかもしれない（注3）。

## (レードラー, パーキンのモデル)

マネタリー・アプローチによるインフレ伝播の理論を考える時に，まず重要なのは長期均衡の状態に関する理論と均衡から乖離した場合の短期の調整に関する理論とを区別することである。

レードラーの論文〔4〕に従ってまず長期均衡の理論について考えよう。固定レート制下の小国では，短期的にはどのような変動があれ，長期的均衡状態に達すれば各国の生産額は技術と資源の賦存状態で決まる完全雇用の水準に定まり，その水準はマネーサプライの影響は受けない。同じく金利も短期的には資本移動に対する障害の影響があったとしても，長期的にはその障害は重要ではなく，世界的な均衡水準に決まり，各国経済にとっては外生的に与えられる変数となる。

また，価格水準も短期的には製品の差別化などによって各国間で異なることがあったとしても，長期的には世界市場で均衡価格水準が決まり，各国はすべての製品についてプライス・テーカー（price-taker）となる。固定レート下では世界のマネーサプライは各国のそれを足し合わせたものになる。

したがって，各国経済においても，世界経済全体としても一定の所得水準と世界のマネーサプライによって決まる一定の物価水準（もしくはインフレ率）が与えられる。

各国経済はこの世界市場で決まるインフレ率に等しいインフレ率を受け入れる。したがって，ある国でマネーサプライの伸び率が高まったとしても長期的にはそれが世界のマネーサプライの増加率と世界のインフレ率に影響を与える範囲内でしかその国のインフ率に影響を及ぼさない。マネーサプライの増加率が高まったことによる影響は主として国際収支面に現れる。

以上は長期的にはこうなるはずだということを述べたに過ぎず，インフレ伝播の具体的なメカニズムについては何も述べていない。また，実際に経済政策を運営する場合に関係があるのは短期の伝播ないし変動のメカニズムであるが，短期のモデルはいまだ十分に確立していない。

短期のインフレの伝播メカニズムに関してはパーキン（M. Parkin [10]）の整理の仕方に従えば基本的には二通りの仮説がある。

第一の仮説は一物一価の法則（the low of one price）は国境を超えて貫徹するという考え方である。異なった国の間で同質的な商品の価格が違えば直ちに裁定取引が生じ，各国間で物価及び物価変化率が等しく保たれる。したがって短期においても物価水準は世界市場全体として決まり，先の述べた長期均衡の物価水準から大きくかけはなれることはないというものである。現実には各国間でインフレ率がかなり違っているが，これは各国の基調的な生産性上昇率が違うため相対物価水準が傾向的に変化していることによると説明される。裁定取引により各国のインフレ率が決まれば，国際収支が変化して，世界全体としてのマネーサプライ（外生変数）を各国の物価変動による貨幣需要の変化に見合うように各国間に配分するという機能を果す。

この仮説に沿った考え方の1つの変種は貿易財（tradables）と非貿易財（nontradables）を区別する考え方である。この仮説では貿易財についてのみ裁定取引が行われ，その物価は世界市場で決まる。そしてその貿易財の価格が国内の競争的な労働及び生産物市場の調整を通じて非貿易財の価格に波及するために各国のインフレ率は最終的には世界市場のインフレ率にさや寄せされるという考え方である。この仮説は貿易財から非貿易財へインフレが伝播するのに時間がかかるため，短期的には各国間で物価上昇
率が異なるという事実とはうまく符合する。

ブレジャー（M. Blejer [9]）は，このような考え方に基づいて小国でマネーサプライが増加した場合短期的には物価上昇と国際収支の悪化の両方を持たらすが最終的には物価上昇率は世界インフレ率に収束し，マネーサプライの増加はすべて国際収支の悪化に吸収されるという短期調整モデルを提示している。

第二の仮説はある時点におけるある国の物価はその国のマネーサプライのみによって決まり，他方国際収支はその国の物価と外国の物価との相対関係に依存して決まるという考え方である。

したがって，この仮説によれば世界のインフレ率が高まれば国内の物価水準が相対的に低くなり，その国の超過需要と国際収支の黒字が生じる。そしてその超過需要と国際収支の黒字から生じたマネーサプライの増加が国内物価水準を押し上げるという伝播メカニズムが働くことになる。

以上の二つの仮説は相互に排除し合う性質のものではなく，パーキンによれば，“拡大された超過需要の理論”（the expectations-augmented excess demand model of price determination）を固定レート制下の開放経済に適用することにより両者を結合することが可能である。これはクロスとレードラー（R. Cross and Laidler [11]），スピネリ（F. Spinelli [12]），ホースマン（A. Horseman [13]），パーキン等（Parkin et al [14]）によって試みられた。彼等のモデルは国内物価は超過需要と期待物価上昇率に依存して決まると考えている点では標準的な期待仮説と同じだが，その期待物価上昇率が国内物価のみでなく世界物価にも依存して決まると考える点で新しい。もし第一の仮説の純粋な裁定取引が成立しているという考え方が正しければこのモデルで超過需要は物価に大きな影響を及ぼさないだろうし，インフレ期待の決定要因としては世界物価のみが重要ということになろう。他方，第二の仮説が正しければ，国内の超過需要と国内のインフレに依存して決まる期待物価上昇率の方が国内物価の決定要因としては重要で，世界物価は独自には重要な影響を及ぼさないということになろう。

これまでの実証結果をみると，上の極端なケースは成立せず，両方の要因が国内のインフレの発生に寄与しているということが明らかになっている。ただし，長期的には裁定プロセスのほうが重要な役割を果しているという実証結果はある（Genberg〔15〕）。いずれにせよ，世界物価を無視して開放経済のインフレを説明できるという実証結果は一つも存在しない。

パーキンはさらにこのモデルから失業率と物価の長期的なトレード・オフについて重要な結論を導き出している（M. Parkin and G. W. Smith [14]）。それは，これまでの計測結果では物価関数における期待インフレ率の係数が1以下であり，長期的にも失業率とインフレ率のトレード・オフ関係が存在するという結論が多かったが，これは世界インフレ率が説明変数から落ちていたためであり，これを考慮すると期待物価上昇率の係数は1となり長期的なトレード・オフ関係は存在しないという考え方である。

ここで，世界物価の代理変数として何を使うかという問題がある。戦後まもない時期は輸入物価の役割が強調され，スカンジナビアン・アプローチでは輸出物価が強調されたが(注4)，パーキン等の裁定取引を重視する立場に立てば海外のすべての物価を代表する総合的な物価指標（たとえば各国の消費者物価指数を合成したもの）がよいという結論になる。クロス等の計測結果では最後の総合的な物価指標のほうが良い結果を示している（Cross and Laidler [11]）。

以上のようにレードラーやパーキン等を中心とするグループのマネタリスト達は裁定取引を重視し，世界インフレを考慮した期待物価仮説を主張している。しかし，レードラー自身が述べているように，彼等のモデルでは世界経済を高度に統合された一つの閉鎖経済のように考えており，各国間で商品の差（product differentia tion）がないことが，各国が世界経済全体で決まる物価を受け入れるという仮説の需要な前提
になっている。したがって，このモデルは先験的には商品の差が大きい農業国と工業国の間の取引のシェアが大きいタイプの世界経済よりも，国際貿易が工業国間の取引によって支配されているタイプの世界経済のほうによくあてはまるモデルである。ところが，わが国の場合は，45年の輸入総額に占める食料品と原燃料のシェアは約70%であり，他方，輸出に占める工業品のシェアは約97%である。これは商品の差が大きい発展途上国との貿易のシェアが欧米諸国に比べて非常に大きいことを意味しており，その意味では上記のパーキンらのモデルは不適切といわざるを得ないであろう。つまり，ヨーロッパのように工業国間の取引が大きなシェアを占めているところでは，国内のインフレ率が輸出財を通じて世界インフレ率にさや寄せされるというメカニズムのみを考えておけばよいかもしれないが，わが国のように工業品の輸入は少なく国内に競争産業のない原燃料を大量に輸入している，言い換えれば輸出と輸入の品目構成が全く異なる国では輸入財の価格を通じて世界のインフレ率のインパクトが及んでくるメカニズムも強く働く可能性がある。そこで次に以上のようなインフレーションの国際波及に関する理論展開を念頭に置きながら，セントルイス連銀タイプの閉鎖経済におけるマネタリスト・モデルをわが国のような開放経済にあてはめようとするといかなる修正が必要になるかを考えることとする。

## (開放系のモデルへの修正)

開放経済において外国から影響が及んでくる可能性のあるルートは，形式的には輸出量，輸入量，輸出物価，輸入物価，国際收支の黒字（ないし赤字）がマネーサプライに及ぼす影響の五つが考えられる。これらのうち輸入量については主として国内経済活動水準によって決まる内生変数であり，外国の影響は小さい。したがってこのルートは捨象して以下では，①輸出量，②国際收支黒字のマネーサプライへの影響，③輸出物価，④輸入物価の四つのルートのみを考えることとする。このうち①輸出量，②国際收支のマネーサプライへの影響を組み込むべき関数は言うまでもなく総支出関数である。

わが国経済の場合，国際収支がマネーサプライに影響を与えるルートについてはマネーサプライを外生変数とするこのモデルの扱い方を変更する必要はないと考える。国際収支の黒字や赤字を原因としてマネーサプライが増えたり減ったりする傾向がある時これを金融政策によって不胎化することはわが国の場合通常十分可能と考えられるからである。

次に輸出であるが，これは国内の経済活動水準や物価などの影響もある程度受けるが基本的には世界景気の動向に左右される。したがって，このモデルのように高度に単純化されたモデルでは外生変数と考えても大きな誤りはないと考えられる。そこでセントルイス連銀タイプの閉鎖経済の総支出関数（L. C. Andersen and J. L. Jordan [6]）にさらに租税負担率（=税収/名目GNP）と輸出を説明変数として加えて推定を行ったところ輸出は非常に有意にきき，式全体の説明力も飛躍的に向上した。なお，ケラン（Keran M, W. [7]）は「日本の場合は輸出は総支出関数の説明力の改善に貢献しないので説明変数に加えられていない」と述べているが，我々の計測結果によれば輸出を説明変数に加えることにより総支出関数の説明力は大幅に向上するという全く異なる結果を得た（注2の閉鎖経済の総支出関数と第9表を比較せよ）。

ところが財政支出の係数がマイナスとなり，有意な説明力を持たなくなるという新たな問題が生じた。そこで財政支出を説明変数から落して式を再推定したところ，その式が標準誤差で判断すると説明力が一番優れていたのでこの式を採用した。これはわが国の場合，財政支出が政策変数として十分な機能を果していないことを示すものかもしれない。

次に③輸出物価と④輸入物価を通じる海外物価の影響を組み込むべき関数である物価関数を考えよう。

先に見たレードラーやパーキン等によって主
張された世界のインフレを考慮した期待仮説のモデルをわが国経済に適用するために，需要圧力と期待物価上昇率で説明されるセントルイスタイプの閉鎖型の物価関数に世界のインフレ率として主要国の消費者物価上昇率を合成したものや世界工業品輸出価格を為替レートで割って説明変数として加えてみたが，両方とも全く有意にならず良好な結果は得られなかった。

他方世界のインフレ率の代理変数として輸入物価の変化率を使用したところ，輸入物価は有意性が高く式の説明力は大幅に向上した。

この点はまだ完全に解明できていないが以下のような三つの理由が考えられる。第一の理由は，我々の使用した世界インフレの代理変数が不適当だという可能性である。主要国の消費者物価の合成物や世界工業品輸出価格は，わが国の輸出品と直接競合しない品目やわが国には全く輸入されていない品目を数多く含んでいるのでわが国の物価関数において有意な説明力を持たないのかもしれない。これに対し輸入物価はまさにわが国に輸入される品目のみの世界物価を代表しているから有意な説明力を持っているのはある意味で当然である（注5）。第二の理由としてわが国の場合，先に見たように輸出品と輸入品の構成が全く異なる典型的な垂直貿易の体制になっているという独自の要因が働いているかもしれない。ヨーロッパのように水平貿易が中心の場合は輸出品と輸入品の構成は日本ほど大きな差がみられない。したがって，輸出物価と輸入物価の動きも大きな差は見られず，世界物価の動向が一国に影響を及ぼす場合も輸出市場と輸入市場の両方を通じて及んでくる影響がかなり一体化しているとみられる。したがってレードラーやパーキンが示しているように消費者物価のような総合的な指標が有意にききやすいかもしれないし，世界のインフレ率の影響が及んで来るルートを考えるときも輸出市場のみを考慮しておけばよいのかもしれない。ところが，日本のように垂直貿易のシェアが大きいと，同じ世界のインフレ率の影響といっても輸出市場を経由する影響と輸入市場を経由する影響が，少なくとも短期的には大きく異なる可能性がある。したがって，日本の場合は世界インフレが輸出財を通じて日本のインフレに影響を及ぼすルートが，ヨーロッパ諸国ほどは強い影響力を持っていないのかもしれない。第三の理由は企業の自己の製品価格の見通しを基にして我々が計測した期待物価上昇率（付論I参照）が，すでに輸出市場での外国品との競合を通じてその価格が決定される輸出財の価格を含んでいるため，このルートを通じる世界インフレの影響をすでに織り込んでいるという可能性である。
## Ⅲ わが国経済のマネタリスト・モデル

### 1. モデルの体系

モデルの体系は第7表に示されている通りである。すなわち，マネーサプライ，輸出等，租税負担率，潜在GNP，輸入物価のほか，2個のダミー変数とタイムトレンドの8個の外生変数を与えると，第7表の12本の方程式から12個の内生変数（名目GNPの変動，総需要デフレーターの変化率，需要圧力，生産水準，期待物価変化率，失業率，GNPギャップ率等）が決まるという体系となっている。

## 第7表 モデルの体系

(1) 総支出関数

$$

\Delta Y_t = f_1 \left( \Delta M_t \cdots \Delta M_{t-n}, \Delta E_t \cdots \Delta E_{t-n}, \Delta \left( \frac{T}{Y} \right)_t \cdots \Delta \left( \frac{T}{Y} \right)_{t-n} \right)

$$

(2) 総合物価関数

$$

\dot{P}_t = f_2 \left( D_t \cdots D_{t-n}, \dot{P}_{t-1}^e, \left( \dot{P}_{t-1}^m - \dot{P}_{t-1}^e \right) \right)

$$

(3) 需 要 圧 力

$$

D_t = \Delta Y_t - \left( X_t^F - X_{t-1} \right)

$$

(4) 生産 (実質)

$$

X_t = Y_t / P_t

$$

(5) 期待物価変化率関数

$$

\dot{P}_t^e - \dot{P}_{t-1}^e = f_3 \left( \left( \dot{P}_{t-1}^w - \dot{P}_{t-1}^e \right), \left( \dot{P}_{t-1}^w - \dot{P}_{t-2}^e \right), D M K_t, X D U M, Z D U M \right)

$$

(6) 失業率関数

$$

U_t = f_4 \left( G_{t-3} \right)

$$

(7) GNP ギャップ率

$$

G_t = \frac{X_t^F - X_t}{X_t^F} \times 100

$$

(8) 総 支 出

$$

Y_t = Y_{t-1} + \Delta Y_t

$$

(9) 総 合 物 価

$$

P_t = P_{t-1} + \left( P_{t-1} \times \dot{P}_t \right) / 100

$$

(10) 生産の変化率

$$

\dot{X}_t = \frac{X_t - X_{t-1}}{X_{t-1}} \times 100

$$

(11) 大企業製品卸売物価関数

$$

\dot{P}_w^t = f_5 \left( D_t \cdots D_{t-n}, \dot{P}_{t-1}^e, \left( \dot{P}_{t-1}^m - \dot{P}_{t-1}^e \right) \right)

$$

(12) マーシャルのKのトレンドからの乖離幅

$$

D M K_t = \frac{M_t}{Y_t} \times 100 - \left( 69.272 + 0.1822 T + 0.001384 T^2 \right)

$$

(内生変数) (単位)

1. $ \Delta Y_t = $ 名目 GNP の対前期比増減額 10 億円

2. $ \dot{P}_t = $ 総需要デフレーター変化率 (対前期比) %

3. $ D_t = $ 需要圧力 10 億円

4. $ X_t = $ 生産 (実質) (=名目 GNP / 総需要デフレーター) %

5. $ \dot{P}_t^e = $ 期待物価変化率 (対前期比) %
6.	U_t=失業率	%
7.	G_t=GNP ギャップ率	10億円
8.	Y_t=名目GNP	45年=1.0
9.	P_t=総需要デフレーター (= 名目GNP+名目輸入等)	%
10.	$ \dot{X}_t= $ 生産の変化率（対前期比）	%
11.	$ \dot{P}^{w}_t= $ 大企業製品卸売物価の変化率（対前期比）	%
12.	DMK_t=マーシャルのKの2次トレンドからの乖離幅	%
(外生変数)	(単位)
1.	$ \Delta M_t= $ マネーサプライ(M2)の対前期比増減額	10億円
2.	$ \Delta E_t= $ 輸出等（国民所得ベース）の対前期比増減額	%
3.	X_t^F=潜在GNP（45年価格）	%
4.	$ \Delta \left(\frac{T}{Y}\right)_t= $ 租税負担率（=税収/名目GNP）の変化幅	%
5.	$ \dot{P}^{m}_t= $ 輸入物価変化率（対前期比）	%
6.	X_DUM=円切上げダミー（46年7～9月=1.0，その他=0）
7.	Z_DUM=政策転換ダミー（49年1～3月=1.0，その他=0）
8.	T=タイムトレンド（40年7～9期=1）

(1)式は総支出関数であり，名目GNPの変化がマネーサプライの変化，輸出等の変化，租税負担率の変化の3つの外生変数によって決まることを示している。この関数は誘導型（reduced form）になっており，元の構造方程式の形については何も述べていないのでケインズ体系とマネタリー・アプローチのいずれとも両立するものである。

(2)式は物価の変化率が需要圧力と期待物価変化率と輸入物価の関数であることを示している。需要圧力は(3)式で示されているように，名目GNPの変化から供給余力( $ X^{F}_{t}-X_{t-1} $ )を引いたものとして定義される。

(4)式は名目GNPを物価水準で割って生産水準の実質値を求める恒等式である。名目GNPの変化( $ \Delta Y $ )は(1)式から決まり，他方物価は(2)式によって与えられるので(4)式の恒等関係から事後的に生産水準が決まる。

(5)式は期待物価変化率が，現実の物価上昇率，金融要因（マーシャルのKのトレンドからの乖離幅），2個のダミー変数によって説明されることを示している。

(6)式はGNPギャップ率を失業率に変換するための統計式であり，(7)式はGNPギャップ率の定義式である。

(8)～(10)式はいずれも変化率あるいは差分を水準に変換したり，あるいは水準から変化率を求めるだけの換算式である。

(11)式は，(2)式と同じスペシフィケーションで大企業製品卸売物価の変化率を説明する関数である。この関数が必要となる理由は(5)式の期待物価変化率が大企業経営者の期待物価変化率であるため，これを説明する現実の物価変化率としては，総需要デフレーターの変化率（(2)式）よりも大企業製品の卸売物価変化率のほうが適切だからである。

(12)式はマーシャルのK（マネーサプライ/名目GNP）からトレンドの影響を除去する目的で，それからの乖離幅を計算するための定義式である。

以上のモデル体系の仕組みをフローチャートにして示すと第8図のようになる。
第8図 モデルのフローチャート
名目GNPを決定する関数（(1)式）が全体系の中核になるものであり，名目GNPは金融政策（マネーサプライ）と財政政策（租税負担率）と海外の影響（輸出）によって決まることがわかる。もっとも構造方程式が明示されていないのでいかなる経路を経て決まるかは明らかにされていない。

名目GNPの変化は潜在GNPとともに需要圧力を決定し，その需要圧力と期待物価変化率（それ自体は過去の物価変化率の関数）の二変数と輸入物価が物価変化率を決定する。

こうして決まった名目GNPと物価から生産（実質）が恒等式によって事後的に決まる。この点ケインズ型モデルでは実質値と物価水準が先に決まり，その積として名目値が決まるのと大きな相違点の一つとなっている。

マネーサプライと名目GNPから金融の逼迫度を示す指標としてマーシャルのKのトレンドからの乖離幅が求まる。これは期待物価変化率を通じて物価上昇率に影響を及ぼす。

### 2. 個別関数の説明

各構造方程式は単純最小二乘法で推定され，分布ラグはアーモンラグの手法により推定されている。推定期間は原則として昭和40～51年度（40年4～6月期から52年1～3月期）であるが，一部の関数については若干推定期間が異なるものがある。データは四半期であり，大企業製品卸売物価を除き季節変動修正済み（年率表示）である。

## i）総支出関数

総支出（名目GNP）の増減がマネーサプライの増減，輸出等（国民所得ベース）の増減，租税負担率（税収総額/名目GNP）の変化幅の3つの外生変数によって説明される。各説明変数の係数をみると，マネーサプライが名目GNPに大きな影響を持っていることがわかる。輸出等は最初は名目GNPを拡大させる効果を持っているが，2期目以降はその効果がマイナスになる（これはマネーサプライが一定に維持さ

## 第9表 総支出関数

(推定期間：40Ⅱ−52Ⅰ（昭和40年4～6月期−52年1～3月期）
制 約：3 次多項式， $ m_{-1}=e_{-1}=t_{-1}=0 $
$ m_{5}=e_{5}=t_{5}=0 $

$ \Delta Y_{t}=488.55+\sum_{i=0}^{4}m_{i}\cdot\Delta M_{t-i}+\sum_{i=0}^{4}e_{i}\cdot\Delta E_{t-i}+\sum_{i=0}^{4}t_{i}\cdot\Delta\left(\frac{T}{Y}\right)_{t-i} $

$ \overline{R}^{2}=0.711 $ S=955.9 DW=1.785

$ m_{0}=0.0021(0.01) $ $ e_{0}=0.4106(3.90) $ $ t_{0}=-563.1(-2.23) $

$ m_{1}=0.1297(1.13) $ $ e_{1}=0.3156(2.66) $ $ t_{1}=-477.6(-1.90) $

$ m_{2}=0.2882(7.92) $ $ e_{2}=-0.0289(-0.26) $ $ t_{2}=-61.2(-0.34) $

$ m_{3}=0.3825(2.88) $ $ e_{3}=-0.3671(-2.90) $ $ t_{3}=368.8(1.60) $

$ m_{4}=0.3181(2.03) $ $ e_{4}=-0.4428(-3.95) $ $ t_{4}=495.0(2.09) $

$ \sum m_{i}=1.1208 $ $ \sum e_{i}=-0.1126 $ $ \sum t_{i}=-238.0 $

(備考)

$ \Delta Y_{t}=t $ 期における名目GNPの増減額
(10億円)

$ \Delta M_{t-i}=t-i $ 期におけるマネーサプライ（ $ M_{2} $ ）の増減額
(10億円)

$ \Delta E_{t-i}=t-i $ 期における輸出等（国民所得ベース）の増減額
(10億円)

$ \Delta\left(\frac{T}{Y}\right)_{t-i}=t-i $ 期における租税負担率（国民所得ベース，%）の増減
れた場合の効果を示す)。

したがって，輸出等の増加は，マネーサプライの増加を伴わない限り5四半期間全体で考えれば名目GNPを拡大させる効果はないことがわかる。もっとも最初の2四半期に限ってみれば効果はプラスであるし，また輸出の増加幅が拡大を続けている局面でも輸出がGNPを拡大させる効果を持っていることはいうまでもない。他方，租税負担率の変化は，最初は名目GNPに対してマイナスの効果を与えるが3四半期目から効果がプラスに転じる。

この総支出関数により名目GNPの増減額が決まるが，これを物価水準の変化と実質GNPの増減にブレイクダウンしなければならない。物価水準の変化は物価関数によって与えられるが，物価関数に移る前にその説明変数となっている(1)需要圧力と(2)期待物価がいかにして決まるかを次にみてみよう。

## ii）需要压力（定義式）

需要圧力（ $ D_{t} $ ）は名目GNPの増減額と供給余力（当期の潜在GNP－前期の現実のGNP）との差として下記のような定義式から求められる。

$$ D_{t}=\varDelta Y_{t}-(X^{F}{}_{t}-X_{t-1}) $$

ここで $ \Delta Y_{t} $ は t 期における名目 GNP の増減額， $ X_{t}^{F} $ は t 期の潜在 GNP（能力を完全利用した場合の実質 GNP）（付論Ⅱを参照）， $ X_{t-1} $ は t-1 期の現実の実質 GNP である。 $ X_{t}^{F}-X_{t-1} $ で表わされる供給余力が一定であれば，名目 GNP の増加（ $ \Delta Y $ ）が大きいほど需要圧力が高まり物価上昇に向かう部分が大きくなる。他方，名目 GNP の増加幅が一定であれば，供給余力 $ (X_{t}^{F}-X_{t-1}) $ が大きいほど需要圧力が低いので物価上昇は小さく実質 GNP の増加幅が大きくなる。

## iii）期待物価変化率関数

需要圧力と並んで物価関数のもう1つの重要な説明変数は期待物価変化率である。この期待物価変化率は利用可能な統計データとしては存在しないので，当佇調査局の「企業経営者見通し調査」（大企業1,900社）を利用して求められた。すなわち「企業経営者見通し調査」の中で自己企業の製品価格の当面6月の見通しについて「上昇する」か「変わらない」か「低下する」かの方向をきいたものをカールソン・パーキン（Carson, Parkin〔16〕）の手法を利用して数量化した（付論Ⅰを参照）。

こうして求めた期待物価変化率のデータを使用して，期待物価変化率の決定メカニズムを検討したところ第10表のような関数が最も良い結果を示した。この関数のスペシフィケーションは2次の適合期待モデル（a second order error

## 第10表 期待物価变化率関数

(推定期間：44 I−52 I)

$ \dot{P}_{t}^{e}-\dot{P}_{t-1}^{e}=0.2297+0.3102(\dot{P}_{w_{t}}-\dot{P}_{t-1}^{e})-0.1787(\dot{P}_{w_{t-1}}-\dot{P}_{t-2}^{e}) $

(5.21) (8.45) (−6.51)

−1.671XDUM−4.021ZDUM+0.03933DMK_{t}

(−6.71) (−11.22) (2.81)

$ \overline{R}^{2}=0.883 $ S=0.24 DW=2.17

(備考)

$ \dot{P}_{t}^{e}=t $ 期の期待物価変化率（対前期比）

$ P_{w_{t}}=t $ 期の大企業製品卸売物価の変化率（対前期比）

XDUM= 円切上げダミー（46年7～9月期=1.0，その他=0）

ZDUM= 政策転換ダミー（49年1～3月期=1.0，）

$ DMK_{t}=t $ 期におけるマーシャルのK（=M_{2}/名目G N P）の二次トレンドからの乖離幅（%）
learning model）に46年の円切上げと49年の石油ショック時の引締め政策への政策転換の影響をダミーでとらえ，金融の緩和度の影響をマーシャルのKのトレンドからの乖離幅でとらえるという修正を施したものである。

2 次の適合期待モデルはパーキン（M. Parkin [18]）によればローズ（D. E. Rose）によって定式化されたものであり，パーキン自身がイギリス経済に適用して成功をおさめているスペシフィケーションである。

このモデルによれば当期の現実の物価上昇率 $ \left(\dot{P}^{W}_{t}\right) $ が前期に調査した時点で先行き6カ月の製品価格について企業者や労働者が抱いていた期待物価上昇率 $ \left(\dot{P}^{e}_{t-1}\right) $ （これが当期の価格設定行動に影響を与える）を上回ると，その差約31％が当期の期待物価上昇率 $ \left(\dot{P}^{e}_{t}\right) $ を引上げる方向で修正される。しかし，やがて，いつまでも物価上昇の加速化は続かないという期待が生じるために次の期には，逆にその現実の物価上昇率と期待物価上昇率の差の約18％が期待物価上昇率を引き下げる方向に修正される。

46年7〜9月期の円レートの上昇は固定レート制下の円切上げという形をとったため，期待物価上昇率を引下げる効果をもった。パーキンのモデルでも1967年11月のポンド切下げの効果は有意に計測されている。しかし，48年以降の変動相場制下の円レートの変動の影響はこれまでのところ有意に計測されていない。

48年秋のOPEC諸国の国際カルテルによる石油価格の大幅引上げはわが国に対して大きな衝撃を与え，すでにかなり高率に達していた物価上昇率をますます加速化させた。しかし，48年末に金融引締めを中心とする厳しい緊縮政策がとられたこと，石油価格の大幅引上げが大きなデフレ効果を持っていたことから，49年1～3月期にはすでに4～6月期以降インフレ率がかなり減速するだろうという強い期待が生じた。この効果がもう一方のダミー変数（ZDUM）で処理されている。

さらに我々の期待物価変化率関数ではマネーサプライが過剰か不足かが直接的に期待物価上昇率の上昇や下落を持たらすルートが存在することが確かめられている。したがって46～48年のようなマネーサプライの過剰な局面では単に需要圧力の拡大というルートから持たらされる物価上昇だけではなく，マネーサプライが直接的に期待物価上昇率を高め，これがインフレの加速化につながるというメカニズムにも注意をはらう必要がある。

## iv）大企業製品卸売物価関数

大企業製品卸売物価関数は物価変化率を需要圧力と期待物価上昇率によって説明するというスタンダードなスペシフィケーションを基本としている。これをフリードマン流に表現すれば期待物価上昇率はケインズによって強調された惰性（inertia）を表わすファクターであり，需要圧力は貨幣数量説論者によって強調された需給の力を代表する変数といえよう。

開放経済にあてはめるためには第II章第3節で見たようにこの基本的なスペシフィケーションに加えて輸出財と輸入財の両方を経由して及んで来る世界インフレの影響をとらえる変数が必要である。ところが先に述べたように我々は輸出財を通じるルートをとらえるのには成功しなかった。

他方，輸入財を通じる世界インフレの影響をとらえるために輸入物価の変化率を説明変数に加えている。これは有意性が高くこれによって物価関数の説明力は大幅に向上した（第11表）。この理由はすでに第Ⅱ章第3節で述べた通り，わが国の場合，輸出財と輸入財の品目構成が異なり，輸入財の大半が非競争輸入であることに起因しているのではないかとみられる。

なお，輸入物価上昇率と期待物価上昇率の差が物価上昇に影響を与える形にしてある意味は，前者の影響の一部がすでに後者に織り込まれているとみられるので，この部分を前者から除去するためである。したがって何らかの理由で両者の変化率に乖離が生じた時のみ輸入物価上昇率が国内のインフレ率に影響を与えることを意味している。
第11表 大企業製品卸売物価関数

(推定期間：40 II-52 I
制 約：3 次多項式， $ d_{-1}=0 $ , $ d_{3}=0 $ )

$ \dot{P}^{w}_{t}=\frac{0.068}{(0.37)}+\sum_{i=0}^{2}d_{i}\cdot D_{t-i}+\frac{0.9791}{(7.42)}\dot{P}^{e}_{t-1}+0.2810\left(\dot{P}^{m}_{t}-\dot{P}^{e}_{t-1}\right) $

$ \overline{R}^{2}=0.882 $ S=0.86 DW=1.387

$ d_{0}=0.0001047(1.68) $

$ d_{1}=0.0000605(3.16) $

$ d_{2}=-0.0000139(-0.22) $

$ \sum d_{i}=0.0001512 $

(備考)

$ \dot{P}^{w}_{t}=t $ 期における大企業製品卸売物価変化率

$ D_{t-i}=t-i $ 期における需要圧力 (対前期比)

$ \dot{P}^{e}_{t-1}=t-1 $ 期における期待物価変化率 ( )

$ \dot{P}^{m}_{t}=t $ 期における輸入物価変化率 ( )

## v）総合物価関数

総合物価関数のスペシフィケーションは前項の大企業製品卸売物価関数と全く同一である。ただし推定結果をみると両者の間にかなり差がみられる。すべての説明変数の係数が低下しており、その代りに定数項が有意になっている（第12表）。これは一つには期待物価変化率の対象が大企業製品に限られていることも影響しているとみられるが、より基本的には、総合物価の場合は前記のスペシフィケーション以外の物価上昇要因が働いていることを示しているものとみられる。なお、総合物価としては、輸入物価の影響を正確にとらえるため、GNPデフレーターではなく総需要デフレーターを使用している（注6）。

## 第12表 総 合 物 価 関 数

(推定期間：40 II−52 I
制 約：3 次多項式， $ d_{-1}=0,\ d_{4}=0 $ )

$ \dot{P}_{t}=1.138 + \sum_{i=0}^{3}d_{i}\cdot D_{t-i} + 0.595\dot{P}_{t-1}^{e} + 0.185(\dot{P}_{t-1}^{m}-\dot{P}_{t-1}^{e}) $

$ \overline{R}^{2}=0.899 $ S=0.51 DW=2.339

$ d_{0}=0.0000294(1.25) $

$ d_{1}=0.0000341(2.46) $

$ d_{2}=0.0000242(1.55) $

$ d_{3}=0.0000095(0.38) $

$ \sum d_{i}=0.0000973 $

(備考)

$ \dot{P}_{t}=t $ 期における総需要デフレーター変化率（対前期比）

$ D_{t}=t $ 期における需要圧力

$ \dot{P}_{t-1}^{e}=t-1 $ 期における期待物価変化率（対前期比）

$ \dot{P}_{t}^{m}=t $ 期における輸入物価変化率（Ⅱ）
vi）生產（実質）

生産は名目 GNP $ (Y_{t}) $ を総合物価 $ (P_{t}) $ で割って事後的に求められる。したがって，このマネタリスト・モデルでは名目総支出と物価水準の変動の結果として生産及び雇用水準の変動が起きると考えられているわけである。通常のケインズモデルでは，まず実質の生産額と物価が決まり，事後的に名目総支出額が決まると考えられているのと対照的である。

## vii）失業率関数

セントルイス連銀モデルでは失業率は期待物価が形成される過程でその時々の経済活動の状況により過去の物価変動の影響を割引くための変数としてモデル体系にフィードバックする変数となっているが，我々のモデルでは単にGN Pギャップ率の何%が失業率で何%にあたるかについて見当をつける目的のためだけの関数となっている（第13表参照）。

## 第13表 失業率関数

(推定期間：42 II−51 I)
$ U_{t}=1.149+0.0723G_{t-3} $
(41.16) (12.39)
$ \overline{R}^{2}=0.922 $
S=0.109
DW=1.23
(備考)
$ U_{t}=t $ 期の失業率 (%)
$ G_{t-3}=t-3 $ 期のGNPギャップ率 (%)

viii）マーシャルのKのトレンドからの乖離幅

これはマーシャルのKのトレンドからの乖離幅を計算するだけの定義式である。40年7〜9月期から52年10〜12月期のデータで推定した二次のトレンド式は以下の通りである。

$$ \begin{aligned}\frac{M_{^{2}}}{Y}\times100=&\begin{array}{l}60.27+0.00138\ T^{2}+0.1822\ T\ $ 52.03)\ (0.60)\end{array}\\&\bar{R}^{2}=0.771\end{aligned} $$

上記のように40年代以降のデータに限って推定を行うと二次の項は全く有意ではなく1次の項もあまり有意ではない。

### 3. ファイナルテストの結果

以上の5つの構造方程式（第9表の総支出関数，第10表の期待物価変化率関数，第11表の大企業製品卸売物価関数，第12表の総合物価関数，第13表の失業率関数）と7つの定義式がわが国経済のマネタリスト・モデルを構成する。以上みたように個々の関数はかなり満足できるものであっても，それがモデル全体として解いた場合に現実の経済の変動をうまく追跡できるかどうかは別の問題である。そこで，初期値と外生変数のみを与えて内生変数はすべてモデルから解くファイナルテストの結果をみてみよう。

第14図（A—L図）は44年度～51年度の内挿期間のファイナルテストの結果を示している。総支出の変動については，46年度の不況の落ち込みを十分にとらえていないが，47年度以降の動きについては全体として非常によく説明している。生産（実質）や物価の変動もかなり忠実にフォローしている。石油ショック後の生産の落ち込みもよく説明しているし，とくに物価動向については期待物価変化率も含めて非常に正確に現実の動きを追跡している。したがって次章ではこのモデルを使って様々のシミュレーション実験を行うこととする。
(%) D. 大企装型品却充物值变化率
6. 共同利用・共同研究拠点の期末評価要項

平成27年1月27日

科学技術・学術審議会 学術分科会 研究環境基盤部会

共同利用・共同研究拠点に関する作業部会
## 目次

共同利用・共同研究拠点の期末評価要項 …… 1

別紙 1 期末評価に係る評価体制 …… 7

別紙 2 期末評価の進め方 …… 8

別紙 3 期末評価の書面評価票（様式） …… 9

別紙 4 各分野の専門家による期末評価意見実施要領 …… 14

別紙 5 期末評価の評価意見書（様式） …… 15

別紙 6 期末評価に関するヒアリング評価実施要領 …… 20

別紙 7 期末評価のヒアリング評価票（様式） …… 21

別紙 8 期末評価結果（公表様式） …… 22

別紙 9 期末評価における共同利用・共同研究拠点のグループ分け …… 24

別紙 10 期末評価用調書に関する記入・提出要領 …… 26

別紙 11-1 期末評価用調書【単独拠点用】 …… 48

別紙 11-2 期末評価用調書【ネットワーク型拠点用】 …… 82
# 共同利用・共同研究拠点の期末評価要項

国立大学における共同利用・共同研究拠点（以下、「拠点」という。）の期末評価は、この期末評価要項により行うものとする。

### 1. 期末評価の対象

国立大学法人の７７拠点を対象とする。

平成22年度から拠点として認定されている70拠点

平成23年度から拠点として認定されている4拠点

平成25年度から拠点として認定されている 3拠点

なお、本評価は共同利用・共同研究拠点の活動に着目して評価するものであるが、拠点の活動成果は、研究所・センターの活動成果と密接に関連するものであることから、本評価においては研究所・センター全体の活動も考慮する。

## 2 ．期末評価の目的

拠点は、研究者コミュニティの意向を踏まえ、我が国全体の学術の振興に特に資するものについて、科学技術・学術審議会研究環境基盤部会における審議を経て、学校教育法施行規則（第143条の3）に基づき文部科学大臣が認定するものであり、国の学術政策として国が一定の関与を行っていくことが求められている。

このため、各拠点の成果や各拠点において研究者コミュニティの意向を踏まえた取組が適切に行われているかなどを確認し、当該拠点の目的が十分達成されるよう中間評価を実施し、適切な助言を行ったところであり、そのフォローアップを行うとともに、第3期中期目標期間（以下、「第3期」という。）における各大学における拠点の位置づけの明確化や拠点機能の向上に向け、学術研究の基盤強化と新たな学術研究の展開に資する本認定制度の目的及び意義を踏まえ、共同利用・共同研究拠点認定制度の創設以後初となる期末評価を実施する。また、期末評価の結果により、次期認定を希望する拠点の認定の更新を行う。

### 3. 期末評価の実施

(1) 期末評価体制

① 研究分野等に応じた専門的かつ公正な審議を行うため、作業部会の下に、①理工学系（大型設備利用型）、②理工学系（共同研究型）、③医学・生物学系（医学系）、④医学・生物学系（生物学系）、⑤人文・社会科学系の各専門委員会を設置する（体制図は別紙1のとおり）。