Silviase/jgov_v1.4_full_ann huggingface dataset:
表 8 為替レート減価の自国に及ぼす効果（10%減価）

(1) 9 か国の実質 GDP、物価等

実質GDP(%)	実質内需(%)	長期金利(%)	物価(%)	財政収支対GDP比(%)	純輸出対GDP比(%)	経常収支対GDP比(%)	貿易収支対GDP比(%)
米国1年目2年目3年目	0.641.901.89	0.251.191.03	0.080.440.82	0.150.430.81	0.100.640.79	0.400.700.85	-0.110.020.12	-0.120.100.32
日本1年目2年目3年目	0.561.151.31	0.160.390.43	0.320.460.66	0.140.550.97	0.380.410.50	0.390.750.87	-0.030.150.35	0.060.270.38
独1年目2年目3年目	0.771.881.58	-0.190.240.18	0.421.241.50	0.641.953.20	0.511.380.84	0.881.491.29	0.411.211.00	0.230.680.44
仏1年目2年目3年目	1.011.832.00	0.080.691.05	0.240.290.76	0.410.631.62	-0.000.300.53	0.941.150.94	-0.180.210.25	-0.160.140.13
英1年目2年目3年目	1.341.861.98	0.480.951.15	0.120.570.77	0.000.310.85	0.160.230.14	0.870.900.83	0.190.420.18	0.210.560.46
伊1年目2年目3年目	0.952.001.91	0.350.961.02	0.180.541.24	0.301.303.09	-0.28-0.25-0.90	0.611.060.91	-0.46-0.10-0.21	-0.410.020.07
加1年目2年目3年目	1.132.412.30	0.051.011.09	0.150.370.57	1.132.763.95	-0.550.01-0.33	1.091.401.20	-0.70-0.22-0.42	-0.72-0.22-0.32
豪1年目2年目3年目	1.721.620.47	0.550.66-0.63	0.781.601.49	1.353.604.88	0.230.370.10	1.170.931.07	-0.06-0.34-0.31	0.400.480.60

(2) 3 か国の実質 GDP 構成項目

消費(%)	設備投資(%)	財輸出(%)	財輸入(%)	純輸出对GDP比(%P)
米 国1年目	0.14	0.87	1.65	-0.74	0.40
2年目	0.64	3.36	2.81	-1.99	0.70
3年目	0.98	2.31	1.78	-4.45	0.85
日 本1年目	-0.06	0.72	1.14	-0.69	0.39
2年目	0.04	1.73	2.62	-1.61	0.75
3年目	0.11	1.84	3.22	-1.94	0.87
ドイツ1年目	-0.22	-0.46	2.12	-1.05	0.88
2年目	0.10	0.39	4.08	-0.79	1.49
3年目	0.05	0.23	4.45	0.54	1.29
その他の国のうち、フランス、イギリス、イタリアの欧州諸国では、実質GDPへの効果は最大で約2%、国内需要への効果は同約1%とほぼ同程度となっており、輸出入の変化のパターンが類似している。カナダでは、輸出の対米依存度が大きいこと、米国の輸入の価格弾性値が比較的高いことを主因として輸出促進効果が大きく、実質GDPの増加率も1.1～2.4%と高い。オーストラリアでは、小国であり輸出入依存度も高いことから、当初の実質GDPの増加率は高いものの、輸入物価の上昇に伴う国内物価の上昇率も高く、実質内需は3年目にマイナスになっている。

以上の結果を旧版と比較すると、日本では、実質GDPへの効果の1年目が若干大きくなったこと以外は、あまり変化はみられない。他方、米国及びドイツでは、実質GDP及び貿易収支に及ぼす効果が大きくなった。これは、両国経済の輸出入依存度（特に輸出依存度）が傾向的に高まってきていること等を反映しているものと考えられる。

## 第 4 節 鉱物性燃料価格上昇シミュレーション

鉱物性燃料価格（石油、石油製品、天然ガス、石炭の価格）の上昇は、イ）輸入価格の上昇を通じた物価水準の上昇、口）輸入金額の増加による経常収支の悪化、ハ）交易条件悪化による産油国への所得移転とそれに伴う国内需要の減少（実質所得の減少による消費の減少、収益率の低下による設備投資の減少）による実質GDP水準の低下等の影響を及ぼすと考えられる。

表 9 世界の鉱物性燃料価格上昇（20%）の効果（3 か国）

実質GDP(%)	実質内需(%)	実質純輸出GDP比	長期金利(%)	物価(%)	財政収支对GDP比(%)	為替レート(%)	経常収支対GDP比(%)
米 国1年目2年目3年目	-0.20-0.47-0.48	-0.23-0.48-0.44	0.030.01-0.04	0.140.170.13	0.430.740.87	-0.11-0.31-0.37	-0.04-0.100.19	-0.17-0.23-0.28
日 本1年目2年目3年目	0.09-0.02-0.16	0.02-0.05-0.21	0.070.030.05	0.130.150.19	0.060.230.34	0.060.03-0.04	-0.160.460.52	-0.32-0.29-0.26
ドイツ1年目2年目3年目	-0.06-0.37-0.53	-0.09-0.27-0.45	0.03-0.09-0.07	0.060.09-0.08	0.110.270.24	-0.07-0.21-0.32	0.04-0.13-0.06	-0.09-0.18-0.18

米国、日本、ドイツについて、鉱物性燃料価格が標準ケースに比べて20％上昇し、その水準が継続した場合の影響は表9に示される。この場合、実質政府支出一定、非借入マネタリーベース一定を前提条件にしている。

米国については、1年目から実質内需の減少による影響が実質輸入の減少（国内消費の減少と国内への生産シフトによる）による影響を上回り、実質GDPは0.2～0.5%低下する。物価（消費デフレータ）は0.4～0.9%上昇し、経常収支は対名目GDP比で0.2～0.3%ポイント悪化する。

日本については、1年目は実質純輸出の増加を主因として実質GDPは0.1%増加するが、2年目には減少に転じ、3年目には0.2%低下する。実質GDPの1年目の例外的な動きは、省エネルギー化が進んだ日本の輸出財の価格競争力が相対的に向上することや、産油国が所得増加に伴い輸
入を増加させることにより、日本の輸出が増加するためである。また、物価は0.1～0.3%上昇するが、石油等への依存度、特に消費に占めるガソリンのウェイトが米国より小さいことを反映して、米国の上昇率と比べて小さい。一方、経常収支（対名目GDP比）は0.3%ポイントの悪化となり、米国よりも輸入依存度が大きいことを反映して米国よりも大きな値となっている。

ドイツについては、米国と同様に実質GDPは1年目から0.1～0.5%低下する。ただし、物価は、やはり石油依存度が米国ほど高くないことを反映してほぼ日本と同程度の上昇に止まっている。

以上の結果を旧版と比較すると、実質GDPへの影響は日本では低下し、米国では上昇した。これは、日本では2度の石油危機を経験して産業構造の省エネルギー化が進展していることを、他方、米国では原油の輸入依存度が高まっていること等を反映しているものと思われる。

## (乗数分析についての補足)

## 1 ．米国及び日本の公定歩合引下げの効果

米国及び日本の公定歩合 1％ポイント引下げの効果は表10(1)(2)に示される。短期金利への影響は、米国では0.54％ポイント（1年目）の引下げに止まるのに対し、日本では0.73％ポイント引下げる。これを反映して為替レートへの影響、内需への影響とも日本の方が大きくなっている。

米国の短期金利の引下げ幅が日本より小さいのは、米国では日本と比較して、短期金利の決定に

表10 公定歩合引下げ（1％）の自国への効果（米国、日本）

## (1) 実質 GDP、物価等

実質GDP(%)	実質内需(%)	短期金利(%)	長期金利(%)	物価(%)	財政収支対GDP比(%)	為替レート(%)	貿易収支対GDP比(%)	経常収支対GDP比(%)
米国1年目2年目3年目	0.150.410.54	0.150.410.50	-0.54-0.43-0.38	-0.15-0.24-0.38	0.000.020.10	0.070.220.33	0.360.841.41	-0.01-0.03-0.02	0.030.010.03
日本1年目2年目3年目	0.190.801.31	0.160.671.11	-0.73-0.67-0.59	-0.37-0.53-0.48	0.010.120.37	0.100.330.48	1.293.504.17	-0.000.010.04	-0.000.030.09

## (2) 実質 GDP 構成項目

消費(%)	設備投資(%)	財輸出(%)	財輸入(%)	純輸出对GDP比(%P)
米国1年目	0.13	0.36	0.09	0.12	0.00
2年目	0.30	1.04	0.26	0.33	0.00
3年目	0.41	1.26	0.34	0.21	0.04
日本1年目	0.07	0.44	0.13	0.05	0.03
2年目	0.43	1.54	0.71	0.25	0.12
3年目	0.83	2.54	1.27	0.46	0.19
おいて公定歩合より貨幣市場の資金需給の方がより支配的な要因となっているためと考えられる。

## 2 ．日本の輸出自主規制の効果

80年代半ばに急拡大した日本の経常収支黒字は、86年に対名目GDP比で4.2%のピークをつけた後、景気拡大に伴う輸入の増加等を主因に90年には1.2%まで縮小した（ただし、これには湾岸戦争への資金拠出等も寄与している）。しかし、景気後退局面入りした91年以降は再び黒字が拡大し、92、93年は同3％を上回った。この経常収支黒字の再拡大に伴い米国との貿易摩擦は厳しさを加え、日本ではその対応策の一つとして企業経営者を中心に輸出自主規制が提唱された。そこで以下では、輸出自主規制による日本の輸出削減がマクロ的にどのような影響を及ぼすかみるためにシミュレーションを行った。

日本について、実質財輸出を標準ケースと比較して1年目の第1四半期から累積的に1％ずつ削減し、2年目以降継続的に5％削減した場合の影響は表11に示される。シミュレーションの方法としては、日本の輸出関数を左上方にシフトさせ、日本の実質財輸出が外生的に与えた削減率だけ減少するような財輸出価格の上昇率を内生的に求めるという方法を用いた。

表11 日本の輸出自主規制の影響

実質GDP(%)	実質設備投資(%)	実質輸出(%)	実質財輸出(%)	実質輸入(%)	実質財輸入(%)	輸出価格(%)	輸入価格(%)
日本1年目2"3"	-0.39-0.84-1.03	-0.45-1.17-1.60	-2.59-4.63-4.70	-2.52-5.00-5.00	-0.45-1.40-1.86	-0.52-1.59-2.02	6.494.753.62	0.360.280.28
米国1年目2"3"	0.010.220.18	-0.050.320.10	-0.30-0.17-0.35	-0.39-0.27-0.40	-0.34-0.75-1.00	-0.37-0.89-1.24	0.300.300.21	1.241.060.51
消費デフレータ(%)	為替レート(%)	経常収支対名目GDP比(%ポイント)
日本1年目2"3"	-0.00-0.05-0.23	0.05-0.020.19	0.420.150.09
米国1年目2"3"	0.040.110.11	-0.02-0.08-0.27	-0.10-0.040.02

（備考）日本の実質財輸出が標準ケースと比べて1年目の第1四半期から1％ずつ累積的に削減され、2年目以降継続的に5％削減されるものと想定した。

輸出価格が輸出数量に及ぼす影響にはラグを伴うことを反映し、1年目の輸出削減を段階的に進めていく過程で輸出価格は6.5％と急騰する。このため、実質輸出が削減にもかかわらず輸出金額は増加する。他方、内需は実質輸出の減少により設備投資を中心に減少し、これに伴い実質輸入及び輸入金額も減少する。以上の結果、経常収支は1年目に126億ドル黒字化し、経常収支対名目GD
P 比も0.4％ポイント上昇する。2年目には輸出削減が輸出価格を調整する過程がほぼ終了し、輸出価格の上昇は4.8％に止まる。しかし、内需及び輸入がさらに減少するため経常収支は依然として46億ドル黒字化し、対名目GDP比も0.2％ポイントの上昇となる。3年目には経常収支の黒字化の幅はさらに縮小するものの、赤字化には到らない。為替レートは、1～2年目は経常収支の黒字化による円高要因と国内金利の低下による円安要因が相殺し合って大きな変化がないが、3年目はやや円安となっている。

米国に対する影響をみると、日本からの輸入への支払いの増加と、日本の輸入減に伴う対日輸出の減少により、経常収支は1～2年目にわずかながらも赤字化している。ただし、実質ベースでは日本からの輸入減の効果が日本への輸出減の効果を上回り、実質GDPは若干増加している。ドイツに対する影響は、一貫して景気抑制的なものになっている。

以上をまとめると、日本の人為的な輸出自主規制は、日米ともに経常収支不均衡を是正する効果が期待できないだけでなく、日本において内需及び輸入の減少をもたらし、かえって経常収支黒字を増加させる可能性が高いと考えられる。

## 3 ．日本の財政・金融乗数の新旧比較の詳細

日本の財政・金融乗数の新旧比較は本論の中でも随時言及しているが、以下にその詳細をまとめておく。本論との内容の重複はあえて排除していない。

(1) 財政乗数（実質 GDP 1% 相当額の実質政府支出を追加）

新版の財政乗数は、旧版よりやや小さくなった。長期金利上昇のクラウディングアウト効果が大きくなり、乗数効果のピークが2年目後半に早まったことが特徴である（表12）。

表12 日本の財政乗数の新旧比較

実質GDP(%)	実質民間最終消費(%)	実質民間企業設備(%)	実質輸出(%)	実質輸入(%)
新 版	旧 版	新 版	旧 版	新 版	旧 版	新 版	旧 版	新 版	旧 版
1年目2"3"	1.241.401.40	1.331.571.63	0.090.360.54	0.090.350.63	1.632.042.13	2.153.032.94	0.04-0.01-0.25	0.03-0.12-0.46	1.222.443.06	1.191.702.16
個人消費デフレータ(%)	短期金利(%ポイント)	長期金利(%ポイント)	経常収支対名目GDP比(%ポイント)	為替レート(%)
新 版	旧 版	新 版	旧 版	新 版	旧 版	新 版	旧 版	新 版	旧 版
1年目2"3"	0.030.200.54	0.050.240.57	0.040.220.48	0.190.290.37	0.140.290.50	0.120.290.46	-0.11-0.19-0.26	-0.15-0.23-0.30	-0.66-1.22-1.42	-0.34-1.19-1.89

（備考）１．短期金利、長期金利、経常収支対名目ＧＤＰ比は標準ケースからの乖離幅。その他の項目は乖離率。為替レートについては、符号がマイナスの場合は増価を示す。

２．実質ＧＤＰについては、旧版は実質ＧＮＰである。また、経常収支対名目ＧＤＰ比については、旧版は経常収支対名目ＧＮＰ比である。

内外需別にみると、内需においては、新版の方が実質設備投資の増加が小幅であり、その主因は
設備投資の利子弾力性が高まったことである。その背景としては、イ）特に91年以降の景気後退局面における設備投資の期待収益の低下を受けて、企業が投資計画を資本コストとの見合いでより厳しく評価するようになったと考えられること、ロ）金融自由化の進展により、資金調達の選択の幅が拡大し、このことが企業の資金のアヴェイラビリティーに影響を与えたこと等が考えられる。また、新版の方が実質個人消費の鈍化傾向がやや強い。その主因は、個人においても、金融資産・負債の増加や消費者金融の発達等により金利選好度の高まりがみられ、個人消費の利子弾性値が上昇したことである。

外需においては、実質輸入の増加率が高まっている。これは、輸入のうち製品輸入の所得弾力性が上昇したため、拡大した需要のより多くの部分が海外への需要になったことによる。なお、実質輸出の低下率は縮小している。このことは、日本経済が世界経済に占めるシェアの拡大に伴い、日本の内需拡大による輸入増が他国の対日輸出とGDPの増加を誘発し、これが結果として日本の輸出を増加させる効果が強まったことを反映していると考えられる。

## (2) 所得減稅乘数（名目GDP1％相当額の個人所得減稅を実施）

新版の所得減税乗数も、旧版と比べてやや小さくなった（表13）。

表13 日本の所得減税乗数の新旧比較

実質GDP(%)	実質民間最終消費(%)	実質民間企業設備(%)	実質輸出(%)	実質輸入(%)
新 版	旧 版	新 版	旧 版	新 版	旧 版	新 版	旧 版	新 版	旧 版
1年目2"3"	0.420.720.83	0.500.981.14	0.581.051.29	0.561.141.53	0.470.971.22	0.731.782.03	-0.03-0.09-0.18	0.02-0.02-0.24	0.561.582.15	0.511.241.79
個人消費デフレータ(%)	短期金利(％ポイント)	長期金利(％ポイント)	経常収支対名目GDP比(%ポイント)	為替レート(%)
新 版	旧 版	新 版	旧 版	新 版	旧 版	新 版	旧 版	新 版	旧 版
1年目2"3"	0.000.050.20	0.020.110.32	0.000.060.19	0.070.180.26	0.130.180.28	0.050.180.34	-0.05-0.12-0.16	-0.07-0.17-0.24	-0.54-0.99-1.05	-0.11-0.59-1.28

その理由には、財政乗数の場合と同様に、イ）設備投資等の利子弾力性が高まったため、減税に伴う長期金利上昇によるクラウディングアウト効果が大きくなったこと、ロ）製品輸入の所得弾力性が上昇したため、需要のより多くの部分が海外への需要になったことが挙げられる。これらに加えて、長期金利の説明変数に一般政府バランス対名目GDP比を採用した結果、長期金利が財政バランスの悪化により感応的になったことにより、長期金利の上昇のテンポが早まったことも寄与している。

## (3) 金融乘数（短期金利 1％ポイントの引下げ）

新版の金融乗数は、旧版と比べて大きくなった（表14）。

その主因は財政乗数の変化と同様であり、設備投資や個人消費の利子弾力性が高まったことにより、各々の需要項目の増加率が上昇したことである。また、イ）短期金利と長期金利の連動性が高ま
り、長期金利の低下幅が大きくなったこと、口)その結果として為替レートの減価率が大きくなり、純輸出の増加率が高まったことも寄与している。

## (4) 名目 1 兆円当たりの乗数

従来から政府の経済対策の効果を評価する際に使用されてきた、イ）政府支出を継続的に名目1兆円増加させた場合、及び口）恒久的な名目1兆円の個人所得税減税を行った場合の乗数（名目G D Pへの効果）は表15のとおりである。

表14 日本の金融乗数の新旧比較

実質GDP(%)	実質民間最終消費(%)	実質民間企業設備(%)	実質輸出(%)	実質輸入(%)
新 版	旧 版	新 版	旧 版	新 版	旧 版	新 版	旧 版	新 版	旧 版
1年目2 113 11	0.261.101.90	0.120.551.01	0.090.601.18	0.010.060.13	0.602.143.73	0.481.472.34	0.221.081.89	0.150.931.77	-0.04-0.18-0.17	0.01-0.23-0.51
個人消費デフレータ(%)	短期金利(％ポイント)	長期金利(％ポイント)	経常収支対名目GDP比(％ポイント)	為替レート(%)
新 版	旧 版	新 版	旧 版	新 版	旧 版	新 版	旧 版	新 版	旧 版
1年目2 113 11	0.020.170.52	0.020.170.55	-1.00-1.00-1.00	-1.00-1.00-1.00	-0.50-0.77-0.78	-0.48-0.64-0.58	-0.000.040.13	-0.000.050.19	1.754.936.40	0.934.485.99

表15 日本の財政政策の名目1兆円当たりの乗数

公共投資乘數(兆円)	個人税減税乘數(兆円)
新 版	旧 版	新 版	旧 版
1 年目	1.32	1.39	0.46	0.53
2 11	1.75	1.88	0.91	1.14
3 11	2.13	2.33	1.26	1.56

(備考)旧版は名目 GNPへの効果である。

## ４．主要３か国のＩＳ－ＬＭ曲線の導出

本章で解説した財政乗数、金融乗数の大きさ及び変化のパターンは、国別のＩＳ曲線及びＬＭ曲線の勾配及びシフトによって説明できると考えられる。以下では、日米独の主要３か国の国別モデルについてＩＳ－ＬＭ曲線の勾配を導出し、乗数の背景となる各国の経済構造に若干の考察を加える。国別モデルを個々に検討する必要性からシミュレーションは各国ごとに単独で行われ、為替レートは外生とされている。シミュレーション期間は本章と同様に90年から92年までの3年間である。
## (1) 導出の方法

ＩＳ－ＬＭ曲線の導出にはいくつかの代替的な手法が考えられるが、ここでの目的のように財政金融政策の効果との関連でＩＳ－ＬＭ曲線を論じる場合には、当該政策の結果現実に生じる金利項目、ＧＤＰ構成項目ごとの変化に応じたインパクトを与えて、その傾きを求めることが適当と考えられる。具体的には、供給サイド（世界経済モデルでは労働プロックの諸変数がこれに相当）とシフト要因である賃金・価格及び資産を外生化したモデルにおいて、イ）マネーサプライを1％増加させたシミュレーションによってＩＳ曲線を導出し、口）実質政府支出を実質ＧＤＰの１％相当額増加させたシミュレーションによってＬＭ曲線を導出する。この方法により、資産や価格の変化に伴うシフトを含む結果として観察されるＩＳ－ＬＭ曲線ではなく、国別の経済構造を反映した両曲線の元々の形状をとらえることができる。

## (2) I S 曲線の傾きとその決定要因

前述のように、供給サイドと資産・価格を外生化したモデルにおいてマネーサプライを1％増加させるシミュレーションによりＩＳ曲線の勾配を導出し、その背後にある総需要の所得及び金利弾力性の値とともに３年目について示したのが表16である。なお、ここでの勾配は、ＧＤＰの国別単位の違いによる影響を取り除くため(金利の変化幅／実質ＧＤＰの変化率)で表現している。また、金利は代表的長期金利をとっている。

表16 IS曲線の勾配と総需要の所得・金利弾性値

ISの勾配	総需要の金利弾性値	総需要の所得弾性値
米 国 日本 ドイツ	△ 1.88 △ 1.34 △ 2.50	△ 0.41 △ 0.50 △ 0.26	0.90 0.71 0.65

(備考) IS の勾配は、(金利の変化幅 / 実質 GDP の変化率) で表示している。

ＩＳ曲線の勾配をみると、日本が最もフラット、ドイツが最もスティープであり、米国がその中間となっている。これは、日本の総需要の金利弾性値が最も大きく、ドイツが最も小さく、米国がその中間であることを反映している。総需要の所得弾性値については、これが大きいほどＩＳ曲線はフラットになるが、結果をみると所得弾性値が最も大きい米国は日本よりスティープになっている。これらを踏まえると、各国のＩＳ曲線の勾配の違いは概ね金利弾性値の違いによって説明され、所得弾性値の影響は少ないと考えられる。

## (3) L M曲線の傾きとその決定要因

実質政府支出を実質 GDP の 1% 相当額増加させるシミュレーションにより求めた LM 曲線の勾配と、その背後にある貨幣需要の所得及び金利弾力性の値を 3 年目についてまとめたのが表 17 である。なお、勾配は IS 曲線と同様に（金利の変化幅 / 実質 GDP の変化率）で表し、金利は代表的長期金利をとっている。また、金融政策の前提は非借入マネタリーベースを名目値で一定としており、マネーサプライが取引需要の増加に伴い内生的に増加することを許容している。

LM曲線の勾配をみると、ドイツが最もフラット、米国が最もスティープであり、日本がその中間になっている。ドイツのLM曲線が極めてフラットなのは貨幣需要の金利弾性値が大きいことに
表17 L M曲線の勾配と貨幣需要の所得・金利弾性値

LMの勾配	貨幣需要の金利弾性値	貨幣需要の所得弾性値
米 国	0.60	$ \Delta $ 0.78	1.03
日 本	0.15	$ \Delta $ 0.50	1.16
ドイツ	0.03	$ \Delta $ 5.31	1.41

（備考）LMの勾配は、（金利の変化幅／実質GDPの変化率）で表示している。

より、また米国がスティープなのは金利弾性値が小さいことにより説明される。ただし日本のLM曲線は、米国より貨幣弾性値が小さいのにもかかわらず米国よりフラットになっている。これは、日本がその中間になっている。ドイツのLM曲線が極めてフラットなのは貨幣需要の金利弾性値が大きいことにより、また米国がスティープなのは金利弾性値が小さいことにより説明される。ただし日本のLM曲線は、米国より貨幣弾性値が小さいのにもかかわらず米国よりフラットになっている。これは、日本の貨幣需要の所得弾性値が米国より大きいため、取引需要の増加に伴うマネーサプライの増加率も高く、長期金利の上昇を緩和するためと考えられる。このように、各国のLM曲線の傾きの違いは概ね貨幣需要の金利弾性値により説明されるものの、所得弾性値の影響も無視は

図 2(1) 米国と日本のＩＳ－ＬＭ曲線

図 2(2) 米国とドイツのＩＳ－ＬＭ曲線
できない。

導出されたＩＳ－ＬＭ曲線を日米、米独間で比較したのが図２(1)(2)である。

## (4) 財政乗数とＩＳ－ＬＭ曲線

今回の世界経済モデルの財政乗数の特徴は、主要3か国とも財政乗数のピークが2年目と早く、クラウディングアウト効果が大きいことにある。導出したＩＳ－ＬＭ曲線をもとにすると、このクラウディングアウト効果の要因についてはおおよそ次のように推論することができる。

まず日本については、ＩＳ曲線がフラットであることから一定の金利上昇に伴うクラウディングアウト効果は最も大きい。しかし、ＬＭ曲線も比較的フラットなため、現実の財政乗数における金利上昇のクラウディングアウト効果はあまり大きくない。（ＬＭの勾配）×（総需要の金利弾性値）で求めた金利上昇のクラウディングアウト効果の近似値は、金利上昇が無かった場合の財政乗数の約６％に止まっている。ここでは資産及び価格の変化に伴うＩＳ－ＬＭ曲線のシフトを考慮していないので確定的なことはいえないが、日本の財政乗数のクラウディングアウト効果の最も大きな要因は為替増価に伴う外需の減少である可能性が高い。

米国については、LM曲線がスティープであることから金利上昇のクラウディングアウト効果は比較的大きく、金利上昇が無かった場合の財政乗数の約25%を相殺する。

ドイツについては、LM曲線が極めてフラットなことから同クラウディングアウト効果も極めて小さい。

(注 $ ^{1} $ )

政府支出の増加は外国金利をも上昇させるが自国金利ほどではなく、内外金利差を生じさせる。したがって為替レートの変化による資産・負債の評価替えの影響を除けば、自国が純債務国であるか純債権国であるかを問わず、投資収益収支は赤字化することが多い。

## (注 $ ^{2} $ )

経常収支（対名目GDP比）への効果をみるに当たっては、当該国（被影響国）の経常収支がどのような状態にあるかが問題となる点に注意する必要がある。標準ケースの貿易収支の赤字（黒字）が大きい場合は、為替レートの変化の経常収支（対名目GDP比）への効果は小さく（大きく）なる。このため、例えば財政政策シミュレーションにおいては、両国において経常収支がともに均衡している場合に比べて、米国の財政政策から日本の経常収支への影響はより大きく、米国自身や日本の財政政策から米国の貿易収支（対名目GDP比）への影響はより小さくでることになる。

## (注 $ ^{3} $ )

マネーサプライの増加を1年目において四半期ごとに段階的に進めるという方法を用いたのは、特に日本モデルにおいて貨幣需要関数の利子弾力性が従来より低下し、一定のマネーサプライの増加に必要な利子率の低下及びハイパワードマネーの増加がより大幅になったことによる。貨幣需要関数の利子弾力性が低下しているという結果は植田（「国際収支不均衡下の金融政策」（1992））等にも報告されている。
## 第 4 章 残された課題

今回再推計を終えた世界経済モデルにはいくつか問題点が残されているが、まず個々の分野に関わる問題としては、次のようなものがある。

第一に、株式、土地等のストック変数の影響の内生化が日本モデルのみに止まっていることである。80年代央から90年代始めにかけては、日本だけでなく米国、イギリス、カナダ等でもかなりの規模の不動産価格の高騰と下落が発生した。これらの国別モデルにおいては、不動産価格のようなストック変数の内生化が図られておらず、日本モデルとの間で取扱いに非対称性が生じている。

第二に、日本モデルの貨幣需要関数の定式化の問題である。今回、貨幣需要関数の説明変数にストック変数を追加したが、これにより80年代後半の貨幣需要の増大のかなりの部分が説明された。しかし、その一方で、段階的に進められた預金金利の自由化等の金融制度の枠組みの変更や、郵便貯金へ資金のシフト等を明示的に捉えることができなかった。また、今回の推計結果にもみられる貨幣需要関数の利子弾力性の低下はいくつかの研究でも指摘されているが、その上でマネーサプライをターゲットとしたシミュレーションを行うための必要上、貨幣需要関数にかなり先験的な制約の強い関数型（所得弾力性と利子弾力性に関して分布ラグの長さを同じとし、式全体の説明力を参考に両弾力性の相対的な大きさも先験的に与える形）を採用せざるを得なかった。

第三に、生産要素の需要関数と生産関数との整合性の問題である。今回の日本モデルには、単純なコブ＝ダクラス型ながらもマクロの生産関数が導入され、供給サイドにおける米国モデルとの対称性が確保された。しかし、その生産関数から導出されるべき生産要素需要関数（設備投資関数や労働需要関数）のパラメータは、生産関数のそれとの整合性を満たしていない（そのような整合性を満たすような先験的な制約を課した推計では有意な結果が得られない）。この問題は日米モデルともに共通であり、寄って立つ経済理論とモデルとの間の関係をあいまいなものにしている。

次に、モデルの設計に関わる基本的な問題としては以下のようなものが考えられる。

第一に、期待形成の問題である、世界経済モデルでは、過去の実現値の分布ラグによる適応的期待形成を用いている。これはいわば後向き（Backward-Looking）の期待である。しかし、実際には将来の政策等の外部環境の動向を先取りして予想が形成され、経済主体の現在の行動に影響を与えることは十分考えられる。その場合、推計された構造方程式のパラメータ自体も変化するため、この点を明示的に考慮しないモデルのシミュレーション結果は信頼性を欠くことになる（“Lucasの批判”の一つ）。最近の実証研究では、劇的な政策変更など大幅な外部環境の変化でもない限り、パラメータの変化は大きなものにはならないという結論も出つつあり、世界経済モデルなどのシミュレーションの意義が大きく損なわれる可能性は多分大きくない。にもかかわらず、予想されたショック（又は政策変更）と予想されないショック、また一時的なショックと長期的なショックの区別を明確にできるように、前向き（Forward-Looking）の期待形成の導入を図る必要性は大きい。若干の実験の結果では、日本モデル単独のシミュレーションであっても収束すら難しいのが現状である。この方向への発展には、モデルをよりコンパクトなものにし、かつモデルの全体構造を推計前にある程度確定することが要請される。

第二に、モデルの範囲に関する問題である。現在のモデルでは、欧州は4か国（ドイツ、フランス、イギリス、イタリア）と比較的充実しているが、近隣のアジア諸国は韓国のみである。日本と
の経済的な結び付きの強さや最近の経済成長率の高さ等を考えると中国及びアジアNIEsの重要性は格段に高まってきており、今後は、この地域の充実を含めて地域区分を抜本的に見直す必要性が出てきている。

第三に、モデルの活用の機動性の問題である。現在のモデルは全体として規模が大きすぎ、機動性に欠ける嫌いがある。すなわち、データベースのメインテナンス、外生変数に関する情報収拾とその想定、ベースラインの作成等に長時間を要する上に、問題が生じた場合に復旧に要する時間も少なくない。特に、外国の財政金融当局から特段の契約に基づかず好意でデータの提供を受けている国別モデルは、データ入手の確実性に関して大きな不安をかかえている。したがって、どうしても行政的な需要が多い日本モデルを単独で運用する場合が多くなるが、この方法では、各国経済の相互依存関係の内生化という世界経済モデルの最大のメリットが生かされていない。

これらの問題に限らず、推計されたパラメータがしばしば頑健でないなど、マクロ計量モデル一般に対する批判は相変わらず大きい。最近の計量経済分析の流れの一つである時系列分析や、現実のデータよりも経済理論との整合性を重視したSachs-Mckibbinモデルや応用一般均衡モデルの発展も、こうした批判に対する反応といえる。マクロ計量経済モデルも、こうした批判を受けて外部環境の変化に対してもより頑健性のある構造型を構築する努力が求められよう。

今後は、以上のような点を踏まえて、世界経済モデルをその基本構造から見直していく必要があると考えられる。
# （補論１）経済企画庁のこれまでの計量経済モデルの比較でみた公共投資乗数の変化

(1) 経済企画庁経済研究所は1960年代以来、世界経済モデルの開発に先立ち、「短期経済予測パイロットモデル」を始めとする日本経済の計量経済モデルを作成してきている。これらのモデルのシミュレーション結果により、日本の公共投資（ここでは国民経済計算上の公的固定資本形成をいい、以下ＩＧと略記する）を追加した場合の公共投資の増加額に対するＧＰ（ＧＤＰ）の増加額の比率として求められる「公共投資乗数」 $ ^{注1} $ が時系列的にどのように変化してきたをみることが

イ)(名目 IG→名目 GNP)の公共投資乗数

モディの
公表時期	推計期間	公共投資乘数
1年目	2年目	3年目
パイロットモデル	1967年3月	54年度～65年度	2.17	4.27	5.01
マスターモデル	1970年1月	54年度～67年度	2.02	4.14	4.51
パイロットモデルSP-15	1974年12月	57年度～71年度	2.27	4.77	4.42
パイロットモデルSP-17	1976年3月	60年度～73年度	1.85	3.34	-
パイロットモデルSP-18	1977年11月	65年度～75年度	1.34	2.32	2.77
世界経済モデル 第1次版	1981年4月	67年度～77年度	1.27	2.25	2.72
同 第2次版	1985年7月	66年I～82年I	1.47	2.25	2.72
同 第3次版	1987年7月	75年I～84年IV	1.35	1.95	2.18
同 第4次版	1991年7月	79年I～88年IV	1.39	1.88	2.33
同 第5次版	1994年12月	83年I～92年IV	1.32	1.75	2.13

（備考）１．パイロットモデルSP－１８までは、日本経済のみを対象とした単独モデルである。

２．各モデルの推計期間は原則であり、一部の方程式の推計期間はこれと異なる。

３．Ⅰは第１四半期を表す。

4．第5次版世界経済モデルの数値は、名目GDPへの効果である。
☐)(実質 IG→実質 GNP)の公共投資乗数

モデルの
公表時期	推計期間	公共投資乘数
1年目	2年目	3年目
世界経済モデル 第1次版	1981年4月	67年度～77年度	1.19	1.99	2.51
同第2次版	1985年3月	66年I～82年I	1.11	1.62	1.84
同第3次版	1987年7月	75年I～84年IV	1.16	1.56	1.65
同第4次版	1991年7月	79年I～88年IV	1.33	1.57	1.63
同第5次版	1994年12月	83年I～92年IV	1.24	1.40	1.40

（備考）第5次版世界経済モデルの数値は、実質GDPへの効果である。

できる。

なお、パイロットモデルSP-18が公表された「経済分析」第69号（1977年11月）には、（実質ＩＧ→実質ＧＮＰ）の公共投資乗数について、シミュレーションのスタート時点を変えた場合に乗数がどのように変化するかという例として、次のような数値が掲載されている（同書P.23，第IV-1表）。

1 年目	2 年目	3 年目
1967年度スタート	1.52	2.32	2.23
1970年度スタート	1.41	2.19	2.24
1976年度スタート	1.27	1.83	1.85

この表であると、同一のモデルのシミュレーション結果であっても、スタート年の違いにより乗数の大きさがかなり変化している $ ^{注2} $ 。第5次版世界経済モデルでは、スタート年を変えた場合の公共投資乗数の変化はこれよりもはるかに小さく、小数点以下第2位の値が若干変わる程度である。パイロットモデルSP-18よりも以前のモデルについては、残された資料を見ても（実質ＩＧ→実質ＧＮＰ）の公共投資乗数は見当たらない。

## (2) 公共投資乗数の長期的な推移

以上のように、経済研究所のこれまでのモデルの間で長期的に比較すると、公共投資乗数の大きさは総じて低下してきていることが観察される。この傾向は特に（名目ＩＧ→名目ＧＮＰ）の乗数
について明確にみられる。

ただし、世界経済モデルになってからは、公共投資乗数は1年目に関する限り第1次版から第5次版までの間に特に低下したということはない。すなわち、（名目ＩＧ→名目ＧＮＰ）の乗数は1.3～1.5程度、（実質ＩＧ→実質ＧＮＰ）の乗数は1.1～1.3程度であり、比較的安定的に推移している。

## (3) 公共投資乗数の長期的な変化の要因

このように、経済研究所のこれまでのモデルを長期的に比較すると、公共投資乗数の大きさは総じて低下している。このことは、経済研究所のモデルだけではなく、他の研究機関等の計量経済モデルについても見られる事実のようである $ ^{注3} $ 。

## この理由については、次のようなことが考えられる。

## イ）産業構造の変化（加工組立型産業のウェイトの増大、経済のサービス化の進展）

公共投資が増加したときに直接的な効果が及ぶのは、建設業の他、鉄鋼、セメント等の素材型産業が中心である。日本経済において素材型産業のウェイトが高かった時期には、公共投資増加の効果の各産業への波及も速かったが、産業構造の変化により加工組立型産業やサービス業のウェイトが増大すると、公共投資増加の各産業への波及も時間がかかり、相対的に弱い影響しか受けない産業が多くなる。特に、素材型産業における需要増加が他産業の設備投資を誘発する度合いが低下する。

## ☐）変動相場制への移行と資本の国際間移動の自由化

日本は、73年に為替レートの変動相場制へ移行した後、徐々に資本の国際間移動の自由化を進め、80年の外国為替管理法の改正によりその過程を完成させた。変動相場制と自由な資本移動という条件の下で公共投資を増加させると、景気の回復につれて資金需要が増大するため、金利が上昇する。これが内外金利差を拡大させて為替レートを増価させ、外需を減少させることにより公共投資の効果を減殺する。これは標準的なマンデル・フレミングモデルの導く結論であるが、日本経済の国際化の進展に伴い、近年はこの傾向は強まっていると考えられる。

## 八 ）輸入が増加しやすい経済構造になったこと

かつては、日本の輸入は原材料・燃料等が中心であり、輸入の所得弾性値は低かったが、最近では製品輸入比率も50%を超え（1993年は52.0％）、輸入の所得弾性値も上昇している。このため、公共投資の増加により国内の需要が増えた場合、そのより多くの部分が輸入として海外への需要となっている。

## 二 ）原油をはじめ原燃料の価格が相対的に上昇したこと

第1次、第2次の2度の石油危機等により、特に1970年代前半から80年代央にかけては、それ以前の時期と比較して、日本が輸入する原油などの原燃料の価格が相対的に高い水準になった。このため、公共事業による資材の購入代金のうち、原燃料の輸入代金に当たる部分が増加した。ただしこの要因は、1986年の原油価格の急落と、湾岸危機の一時期を除くその後の安定により、相対的に薄らいでいる。

## ホ）1980年代に地価が著しく上昇したこと

モデルにより公共投資乗数を算出する場合、最初に与える公共投資の増加は、国民所得統計上の土地購入代金を含まない公的固定資本形成の増加として条件を与えるので、この段階では地価の上昇は公共投資乗数に影響を及ぼさない。しかし、公共投資の増加により家計の所得や企業の所得が増加し、住宅購入や工場の新設等が誘発された場合、地価の上昇により土地購入のための費用が増
加すると、住宅建設や設備投資を誘発する度合いが相対的に低下することになる。

(注 $ ^{1} $ )

ここで定義した「公共投資乗数」は本文の「財政乗数」と基本的に同じものである。なぜならば、

$$ \begin{aligned} 公共投資乘数 &=\frac{G\ D\ P\ の增加額 }{ 公共投資の增加額 }=\frac{G\ D\ P\ の標準ケースからの增加額 }{ 標準ケースの G\ D\ P\times0.01}\\&=(\ G\ D\ P\ の標準ケースからの增加率 )\times100\\&= 財政乘数 \end{aligned} $$

という関係が成り立つからである。

(注 $ ^{2} $ )

この主な原因は、イ）輸入関数が対数線型で定式化されていること、及び口）1960年代から70年代にかけて輸入依存度が上昇したことと考えられる。すなわち、輸入関数が対数線型の場合、輸入の所得弾性値は一定となるから、

$$ \frac{\Delta M/M}{\Delta V/V}=k\ ,\quad したがって、限界輸入性向は \quad\frac{\Delta M}{\Delta V}=k\frac{M}{V} $$

となり、実質輸入依存度の変化に応じて変動する。輸入依存度が上昇すると限界輸入性向も上昇し、乗数もそれだけ小さくなる。

(注 $ ^{3} $ )

たとえば、(財)電力中央研究所が作成している日本経済のマクロ計量モデルの公共投資乗数は次のとおりである。

推計期間	1年目	2年目	3年目
電研マクロモデル81	1970年度～1979年度	1.47	1.92	-
電中研マクロモデル91	1971年度～1989年度	1.12	1.23	1.26

(備考)いずれも公共投資を増加させた場合の乗数(Δ実質GNP/Δ実質

公共投資）で、為替レートを内生化した四半期モデルによる計測結果。
## （補論２）世界経済モデルによる政策シミュレーションの歴史

世界経済モデルは、1982年の第1次モデルの完成以来、時代の要請に応じて様々な政策シミュレーションを実施してきた。以下は、「経済分析」又は当研究所主催の国際シンポジウムに提出された論文で公表された政策シミュレーションのフレームを概観したものである。

### 1. 「経済分析」

87号（昭和57年10月）

・第1次世界経済モデルの主要政策乗数

・石油価格上昇シミュレーション

原油輸出価格10%上昇の影響。

## ・差別的対日輸入制限シミュレーション

欧米諸国が日本の輸出品に対して差別的に10%の課徴金を賦課した場合の影響。

97号（昭和60年3月）

## ・第2次世界経済モデルの主要政策乗数

## 98 号（昭和60年3月）

## ・(第2次)世界経済モデルによる政策シミュレーションの研究

## イ）米国の財政収支改善

85、86年に財政赤字の約40%（86年平均700億ドル）を削減した場合の効果。

## ☐）米国の財政収支改善・金融緩和

イ）と同規模の財政赤字を削減するとともに、これに伴うデフレ効果を相殺するよう貨幣供給量を85年より増加した場合の効果。

## 八 ）各国の政策協調Ⅰ

☐）に加えて、米国以外の国が公定歩合を85年1％、86年さらに1%（計2%）引下げた場合の効果。

## 二 ）各国の政策協調 II

☐）に加えて、米国を含む各国が、金融政策として85年以降市中金利が2％ポイント程度低下する金融緩和と、86年より日本、西ドイツで政府支出を若干増加させた場合の効果。

## ホ）米国の輸入制限

米国が標準ケースに比し85年より輸入数量を5％削減した場合の効果。

## へ）先進国等の輸入制限

9 か国が標準ケースに比し85年より輸入数量を 5 %削減した場合の効果。

## ト）途上国等の輸入制限

9 か国以外の 6 地域が標準ケースに比し85年より輸入数量を 5％ 削減した場合の効果。102号（昭和61年2月）

## ・(第2次)世界経済モデルによる政策シミュレーションの研究

イ）「米国財政政策」ケース
85年第4四半期より、名目政府支出を300億ドル削減（85年9月に議会で合意を得た555億ドルの財政赤字削減案のうち、一般政府財貨・サービス購入額の削減に対応）した場合の効果。

## ☐）「米国財政・金融政策」ケース

イ）と同規模の政府支出を削減するとともに、同期より短期金利を1％ポイント程度引き下げた場合の効果。

## ハ）「各国金融による政策協調」ケース

☐)に加えて、85年第4四半期より、日本と西ドイツは短期金利を1％ポイント程度、その他の各国は2％ポイント程度引き下げた場合の効果。

## 二 ）「各国財政・金融による政策協調」ケース

ハ）に加えて、西ドイツが86年に110億マルク、88年に84億マルクの所得税減税を行い、日本が86年以降、公共投資を毎年1兆円（年率4.5％の増加率）また民活投資（独立的民間設備投資として試算）を毎年1兆円ずつそれぞれ増加し、さらに87年度以降、所得税減税（1兆円）を実施した場合の効果。

## 111 号（昭和62年9月）

・第3次世界経済モデルの主要政策乗数

・日米独の政策協調シミュレーション

米国の財政赤字の実質 GNP 比 1％削減と日独の財政支出の同 1％の拡大の効果。

・米国の輸入課徴金と輸出入リンク制シミュレーション

米国が輸入品に対して一律10%の輸入課徴金を課税、及び輸入課徴金を財源に輸出補助金を支出した場合の効果。

## 124 号（平成3年7月）

・第4次世界経済モデルの主要政策乗数

## 2 ．国際シンポジウム

86年3月 “A Study on Economic Policy Coordination with Specific Reference to the U.S. and Japan”

・レーガノミックスが米国の財政・経常収支及び日本の経常収支に与えた影響の分析。

・9か国の政策協調シミュレーション

米国の財政支出の実質 GNP 比 1％削減と他国の同 1％拡大、米国を含む 9 か国の政策金利 1％ポイント引下げの効果。

92年2月 “On the impact of the Cut in the U.S. Budget Deficit on the World Economy: A Simulation with EPA World Model”

・米国財政赤字の実質 GNP 比 1％削減と他の先進国のマネーサプライ 1％増加の効果。

93年3月 “The Effect of Macroeconomic Policies in Correcting External Imbalances in view of the EPA World Economic Model”

・日本及び米国の財政支出の実質 GNP 比 1% 拡大と短期金利の 1% ポイント低下の効果。
## 参考文献

(邦文)

相沢幸悦「現代ドイツの金融システム」(東洋経済新報社) 1993

天野明弘、栗原英治他「世界経済モデルにおける貿易連関サブ・モデルについて」、「経済分析」第80号（経済企画庁経済研究所、以下同じ）1980

天野明弘「EPA世界経済モデルの構造」、「経済分析」第87号、1982

市川信幸「米国連銀の金融調節方式と金利コントロールについて」「金融研究」(日本銀行金融研究所)、1994年3月

伊藤元重 / 通商産業研究所編著「貿易黒字の誤解」(東洋経済新報社) 1994

井上裕行「80年代米国経済成長と金融政策」、「フィナンシャル・レビュー」（大蔵省財政金融研究所）1989年12月

植田和男「国際収支不均衡下の金融政策」(東洋経済新報社) 1992

太田 清、柴本芳郎他「第4次版EPA世界経済モデル－基本構造と乗数分析」、「経済分析」第124号、1991

小川一夫「わが国における家計行動の計量分析」「フィナンシャル・レビュー」（大蔵省財政金融研究所）1992年12月

刈屋武昭、西田卓馬他「計量経済モデルへの合理的期待仮説の導入とインフレ・為替分析への応用」「経済分析」第105号、1986

神崎隆「短期市場金利の決定メカニズムについて」、「金融研究」(日本銀行金融研究所) 1988年8月

経済審議会計量委員会「中・長期経済分析のための多部門計量モデル - 計量委員会第8次報告」(大蔵省印刷局) 1989

小島祥一、西田卓馬他「世界経済モデルによる政策シミュレーションの研究」、「経済分析」第98号、1985

貞広 彰、川崎研一他「世界経済モデルにおける日本経済モデル」、「経済分析」第110号、1987

貞広 彰「日本経済のマクロ計量モデル分析」(有斐閣) 1992

須田美矢子編「対外不均衡の経済学」(日本経済新聞社) 1994

電力中央研究所「電中研マクロ経済モデル1991」、電力中央研究所報告、1992

日本銀行調査統計局「物価上昇圧力指標の検討 - P^{*}（ピー・スター）の紹介と分析」「調査月報」1990年1月

日本銀行調査統計局「諸外国におけるインフレーション・ターゲティングの動向」「日本銀行月報」1994年12月

馬場孝一、吉岡昭子他「短期経済予測モデルSP-18」、「経済分析」第69号、1977

伴 金美、中村二郎他「貿易連関モデルの統計的推定に関する諸問題」、「経済分析」第100号、1985

伴 金美「マクロ計量モデル分析」(有斐閣) 1991

古川 彰、石川達哉他「供給サイドモデルの研究」、経済企画庁経済研究所主任研究官室、1989（部内資料）

堀雅博、岩本裕明他「世界経済モデルにおけるアメリカ経済モデル（メモ）」、経済研究所主任研究官室、1990（部内資料）

増淵勝彦「米国連邦準備制度理事会のMPSモデルについて」、経済研究所主任研究官室、1986（部内資料）

村田啓子、柴本芳郎他「世界経済モデルにおける日本経済モデル（メモ）」、経済研究所主任研究官室、1990（部内資料）

八代尚宏、貞広 彰他「世界経済モデルによる政策シミュレーションの研究」「経済分析」第102号、1986

八代尚宏、池田実他「第3次世界経済モデルによる政策シミュレーションの分析」、「経済分析」第111号、1987

八代尚宏、安原宣和他「第3次版EPA世界経済モデルにおけるアメリカ経済モデル」経済研究所主任研究官室、1989（部内資料）

安原宣和、吉岡真史他「EPA世界経済モデルの構造と財政政策の効果」、「経済分析」第114号、1989

吉川 洋「日本経済とマクロ経済学」(東洋経済新報社) 1992

吉富勝、新村保子他「世界経済モデル（84年2月版）の構造と動学特性」、「経済分析」第97号、1985