Silviase/jgov_v1.4_full_ann huggingface dataset:
表 2 - 21 当 ___ 分

(单位：億円)

年度	人件費	社會保障費	国债費	その他經費	物件費	公共事業費	地方交付稅交付金	所得稅減稅	予備費	当然分計	公債発行額	歳出当然分計/歳出計
32	2,362	2,177	361	918	1,753	1,590	1,794	65	80	11,099	0	%
33	2,534	2,288	672	1,002	1,877	1,747	2,123	88	80	12,413	0	97.01
34	2,820	2,450	553	1,758	1,820	1,821	2,403	16	80	13,721	0	93.93
35	3,075	2,896	274	1,365	2,259	2,618	2,835	135	80	15,537	0	96.57
36	3,663	3,364	408	1,780	2,091	2,911	3,529	214	100	18,059	0	91.39
37	4,150	4,290	684	2,613	2,496	4,153	4,420	493	200	23,499	0	94.80
38	4,806	4,661	1,161	3,227	3,108	4,509	5,396	476	200	27,544	0	94.98
39	5,535	5,578	455	3,884	3,612	5,541	6,213	608	300	31,727	0	95.59
40	6,360	6,487	415	4,723	3,951	6,618	7,017	442	500	36,513	0	98.61
41	7,172	7,520	559	4,692	4,515	7,723	6,920	843	650	40,593	0	92.14
42	8,000	9,169	1,152	5,653	5,074	9,138	8,980	426	700	48,293	8,311	96.68
43	9,069	10,694	2,012	7,713	5,533	10,285	11,372	637	1,200	58,516	9,516	99.47
44	10,684	12,303	2,788	9,436	5,888	10,750	13,873	814	900	67,436	7,557	98.85
45	12,180	14,320	2,908	10,664	6,370	12,659	16,929	1,156	1,100	78,284	5,796	97.02
46	14,483	17,157	3,193	12,214	7,151	14,481	20,533	1,563	1,400	92,175	5,103	96.25
47	16,865	19,412	4,553	15,235	8,162	17,455	21,653	1,216	1,800	106,351	5,402	91.68
48	19,445	23,958	7,045	18,933	9,636	24,053	27,511	1,258	2,300	134,139	23,550	93.03
49	23,556	32,258	8,621	25,455	11,059	32,958	35,502	5,178	2,600	177,187	28,281	100.59
50	32,403	45,358	12,460	33,279	13,330	33,799	44,746	9,119	3,000	228,074	28,216	102.58
51	38,008	53,804	16,647	37,563	15,777	30,449	38,161	4,098	3,000	237,507	22,907	96.07
52	42,071	66,886	22,403	39,112	15,404	34,591	46,097	4,645	2,866	279,074	84,528	96.24
53	46,145	43,849	17,862	53,498	3,000

表 2 - 22 裁量分

(单位：億円)

年度	人件費	社會保障費	国债費	その他経費	物件費	公共事業費	地方交付稅交付金	所得稅減稅	国债減額	裁量分計国债増減後	裁量分計国债増減前
32	6	9	0	-25	99	177	73	886	0	1,226	1,226
33	42	75	0	553	-106	116	117	-37	0	759	759
34	-10	257	0	-562	194	525	83	293	0	780	780
35	16	220	0	-49	-229	307	29	-135	0	159	159
36	-2	422	0	208	290	727	36	397	0	2,079	2,079
37	74	-64	0	295	408	488	61	-60	0	1,202	1,202
38	49	301	0	-72	262	886	6	115	0	1,547	1,547
39	5	240	0	212	163	815	1	47	0	1,482	1,482
40	-8	348	-195	-717	199	738	144	129	0	638	638
41	-24	614	-71	574	259	1,039	1,000	501	7,300	3,893	-3,407
42	21	203	0	117	355	826	121	475	-311	2,117	2,429
43	71	2	0	209	100	374	-449	413	-3,116	719	3,835
44	-174	-157	0	66	306	1,272	-540	693	-2,657	1,466	4,124
45	41	78	0	696	414	1,439	-301	1,275	-1,496	3,644	5,140
46	-173	-357	0	1,395	481	2,174	11	111	-803	3,642	4,445
47	115	726	0	2,235	721	4,029	1,715	1,560	14,458	11,101	-3,358
48	428	1,909	0	1,598	982	4,354	688	1,933	-150	11,892	12,042
49	881	2,493	0	1,179	342	-4,551	-1,359	9,632	-6,681	8,617	15,299
50	832	1,469	-2,067	-191	-375	-4,704	-451	-6,729	-8,216	-12,796	-4,580
51	97	4,149	0	-445	-1,834	6,323	1,261	-4,098	49,843	5,453	-44,390
52	-515	1,653	1,084	1,463	580	3,219	3,229	-1,565	272	9,149	8,877
53	-443	3,846	367	4,996
表 2 - 23 裁量分 / 当然分

(单位：億円)

年度	人 件 费	社会保障费	国 债 费	その他経費	物 件 费	公共事業費	地方交付税交 付金	所得税減税	裁量分計当然分計
32	0.25	0.40	0.0	-	2.69	5.68	11.16	4.08	26.74
33	1.65	3.29	0.0	55.12	-	5.66	6.63	5.50	-1.43
34	-	10.47	0.0	-	31.96	10.64	28.86	3.44	9.43
35	0.51	7.60	0.0	-	3.59	10.13	11.72	1.03	-3.95
36	-	12.55	0.0	11.66	13.87	25.00	1.03	9.00	11.51
37	1.79	-	0.0	11.29	16.33	11.75	1.39	-1.08	5.11
38	1.02	6.46	0.0	-	2.24	8.44	19.65	0.10	1.61
39	0.09	4.30	0.0	5.45	4.51	14.71	0.02	0.53	4.67
40	-	5.36	-	15.19	5.03	11.15	2.06	1.19	1.75
41	-	8.16	-	12.24	5.74	13.46	14.45	4.10	-
42	0.26	2.21	0.0	2.06	6.99	9.04	1.34	3.57	5.03
43	0.79	0.02	0.0	2.71	1.80	3.63	-3.95	2.50	6.55
44	-	1.28	0.0	0.70	5.19	11.83	-3.89	3.23	6.12
45	0.34	0.55	0.0	6.53	6.51	11.37	-1.78	4.76	6.57
46	-	2.08	0.0	11.42	6.73	15.01	0.05	0.35	4.82
47	0.68	3.74	0.0	14.67	8.83	23.08	7.92	3.96	-
48	2.20	7.97	0.0	8.44	10.19	18.10	2.50	3.90	8.98
49	3.74	7.73	0.0	4.63	3.10	-	-3.83	14.44	8.63
50	2.57	3.24	-	0.57	-	2.81	-1.01	-9.23	-
51	0.26	7.71	0.0	-	11.63	20.77	3.30	-6.11	-
52	-	2.47	4.84	3.74	3.77	8.13	7.01	-1.95	3.18
53	-	0.96	8.77	2.06	9.34

図 2 - 7 裁量分の当然分に対する比率

(i) YPED/YPE（人件費）

(ii) YSED/YSE (社会保障费)
予算編成のシミュレーション・モデル

(iii) YBED/YBE (国债费)

(iv) YOED/YOE（その他経費）
(v) YMED/YME (物件費)

(vi) YIGD/YIG （公共事業費）

(vii) YLTD/YLT （地方交付税交付金）
(viii) YTPD/YTP (所得税减税)

(ix) 裁量分計の当然分計に対する比率

(7) 減税，その他経費，国債費，物件費の裁量増減は若干年の例外を除き，余裕財源との間に強い相関がみられる。つまり余裕度の低い年度（35, 40, 41, 47, 50, 51年度）には裁量増比率が低く（あるいは裁量減の比率が高く），余裕度の高い年度（32, 36, 48, 49年度）には裁量増分の比率が高くなっていることが認められる。したがって，これらについては，まず，当年度の財源余裕度との関係で裁量分が金額的に定まり，それにあわせて制度パラメータが定まる（たとえば，減税額が先決され，それにあわせて課税最低限が調整される）という決定がなされてきたものと考えられる。

また，国債費については裁量増減を行っている年度は少ないが裁量減を行っている年度（40,41,50年度）がそれぞれ余裕財源比率が低い年度であり，また国債増発の前年度および当年度であることから非常の場合に節約の一手段として用いられていると考えられる。

(イ) これに対し，公共事業費の裁量増比率には余裕度との関係はそれほど認められず，40年代にはむしろ余裕度と逆の動きをしている。

これは，「余裕度が低い＝普通歳入の伸びが鈍い＝不況＝景気浮揚策が必要」という状態に対して，わが国では景気対策として主として公共事業費を用いていること，40年代には国債発行下でもあり，本格的なフィスカルポリシーの導入が図られたことによるものと考えられる。したがって，昭和40年代における公共事業費の裁量分の決定については外部環
境（景気）がより大きな影響を与えていたと考えられる。

(ウ) つぎに，人件費の裁量増はほとんどの年度において微々たるものであり，当初予算における政策決定はあまりなされていないことがわかる。ただし48年度～50年度においては明確な増加がみられる。これは制度的には人材確保法案の成立によるもので，観測期間中の人件費の当初予算における唯一の大きな意思決定といえる。

社会保障費については毎年度の余裕度とはあまり関係がみとめられず34～36,38～41,48,49年度に大きな増加がみられ,31～33,42～47年度は増加が小さいという,長期的なサイクルを描いている。

国債発行額についても余裕財源がマイナスの時に増発しているのは当然としても，その他の年度は余裕財源と必ずしもリンクせず，むしろ増発したあとしばらくは公債依存度を引下げる努力がなされるがその努力は徐々に弱くなり，再び増発に転ずるというサイクルが認められる。

地方交付税交付金の裁量分には30年代前半と40年,50年代初頭に大きくなり,43,44,45年度および49,50年度に減少していることが認められる。このうち減少している年度はすべて国債減額のなされている年度であり，交付金の減額は（制度的には国税の3税のみにリンクしているが）歳入の変化である国債減額にもリンクしているといえよう。

以上述べてきたように，経費別の裁量増を説明する要因として財政の余裕度と外的環境（景気情勢）があるが，その他に社会保障費，国債減額（したがって地方交付税交付金）にはこれらによっては説明することのできない循環的要因があることが示唆された。

このサイクルを生ずる要因として外的環境（需要）を想定することも可能であるが，しかしキャッチアップの途上にあったと考えられる日本の社会保障水準からみて社会保障費に対する需要がこのようなサイクルを描くと想定することは非現実的であり，また国債についてそのような外的要因を考えることも困難である。

そこで，次に政治的環境との関連をみることにしよう。

## (2) 政治的環境

政治的環境については，ノードハウス〔13〕がアメリカの景気循環を分析しているように選挙との関係がまず考えられる。しかし衆議院選挙 $ ^{注1} $ との関係は表2－24に示すようにほとんどないと考えてもよいと思われる。これはアメリカの大統領選とは異なり，わが国の選挙は政権の交代と直接に関連していないことにもよるのであろう。

つぎに予算編成時の内閣（とくに首相，およ

表 2 - 24 総選挙と予算編成

衆院選	関連予算とその性格	予算規模(1)	裁量分比率(2)
30年2月	30年度 一兆円予算	当対初 増加率△ 0.8	%
33年5月	33年度 歳入増と歳出抑制	15.4	6.1
予算	不況対策(積極)	8.2
35年11月	35年度 大型補正	24.4	8.6
補正	通貨価値の安定と国際収支の均衡
38年11月	38年度 中立均衡	14.2	4.4
42年1月	42年度 輸出振興	14.8	3.3
44年12月	44年度 景気中立	18.0	3.0
47年12月	47年度 持続的成長の確保と物価安定(警戒中立)	24.6	7.0
51年12月	51年度 国内均衡と対外均衡の調和(積極)	17.4	3.8
(1)	参考 31～51年平均増加率	16.7%
30年代	13.9
40年代	19.3
50年代	17.2

(2) 全期間平均 3.7%

ここで裁量分比率とは歳出にかかわる政策増の合計をその当然分で除した比率である。

(3) 予算の性格につては付表Ⅲを参照

(注1) 参議院選まで含めると選挙のない年度の方がむしろ稀であるのでここでは衆議院選のみをとった。
図 2 - 8 歴代内閣と予算の増加率（当初予算）

図 2 - 9 一般会計当初予算増加率
び大蔵大臣）の個性がどの程度予算に反映しているかをみよう（図2－8）。

まず, 29～31 年度の 3 年度にわたる緊縮予算は吉田内閣（小笠原蔵相）, 鳩山内閣（一万田蔵相）の下で編成されたが, 32 年度予算は 1 千億施策 1 千億減税をスローガンに積極財政に転じた。これは 31 年 12 月の石橋首相, 池田蔵相への交替による影響ともみられる。しかし, 一千億減税は石橋内閣成立の約 3 カ月前の 31 年 10 月にすでに臨時税制調査会において決定されている。しかも財政の積極基調は, 岸首相・一万田蔵相, 岸首相・佐藤蔵相の下で編成された 33 年度予算, 34 年度予算にも継承されている。

また同じ内閣が35年度の緊縮予算をも編成しており内閣によるバイアスは必ずしも認められない。これに対し，35年7月に成立した池田内閣（水田蔵相，田中蔵相）の下における予算編成は，35年度の大型補正にはじまり39年度予算に終る予算規模の急速な拡大として性格付けられ，明らかに基調の変更がみられる。

また40年代前半の緊縮財政は池田内閣から佐藤内閣（福田蔵相）への変化によると解釈することもできる。

以上のように，内閣の個性と予算の性格との関係をうかがわせる若干の事実はあるが，必ずしも明確にとらえることはできない。また，政治的要因は必ずしも首相と蔵相のみによってはとらええない。さらに政治的要因から財政基調へという因果関係は必ずしも明確ではなく，むしろ，財政内要因により変化した予算の基調が時の内閣の性格付けをしているという面も否定できないであろう。そこで次項では裁量増のサイクルが財政内部の要因によって生じたとする仮説をたてることとする。

## (3) 組織スラック仮説

ここでは予算編成の意思決定にかんして一つの内部的な長期サイクルを生ぜしめる要因があったとする仮説を考えてみよう。

図2－9は，一般会計予算の増加率をグラフにしたものである（短期的変動を除去するため三期移動平均が示されている）。かなり明瞭な長期的循環を描いていることがよみとれる。

(i) 低成長期 (28～30年度の経済自立期における一兆円予算のスローガンの下の緊縮予算)

(ii) 高成長期 (30年代の高度成長を背景とする予算規模の拡大)

(iii) 低成長期 (40年代前半の公債発行の早期段階における緊縮財政。財政硬直化打開キャンペーン，国債依存度低下のための努力などがなされた)

(iv) 高成長期 (40年代後半における予算規模の拡大)

もちろん，予算規模の増加率のサイクルは，直ちに予算編成の「厳しさ」のサイクルを意味するものではない。第一に，景気変動等の外生的要因によって変化する税収増加率の影響を考慮に入れる必要があろう。第二に，減税は，予算編成の「ゆるさ」の反映と考えられるが，データ上は予算規模を圧縮する方向に働く。 $ ^{注1} $ 第三に，歳出のなかには，「資金への積立て」など，その増加がむしろ予算編成の「厳しさ」の反映と考えられえるものもある。

上記の第一点と第二点を考慮して，普通歳入の増加率と歳出増加率との差を検討した。この差には前期(ii)(iii)の相異が明瞭に現われている。すなわち43～45年度においては，普通歳入の伸びは比較的高かったにも拘らず，歳出の
伸びが低い。これは，自然増収が国債減額にあてたれたことを示している。また，46～48年度においては，歳出の伸びが歳入の伸びを上回っている。これは，公債発行の増額により予算規模の拡大がはかられたことを示している（49，50年度にも国債減額が行われているが，これは自然増収の配分によるものではなく前々年度剩余金受入れ額が多額によったことによるものであり，自然増収は歳出の増加にあてられたと考えられよう）。

昭和30年代においては公債の発行が行われていないため，これらの図によって税収伸びの変動を除去した後の予算編成の「厳しさ」の推移をよみとることはできない（図2－9で30年代に歳出と普通歳入の動きに若干のズレがあるのは，剰余金の変動に基づくものである）。したがって，歳出の内容をみる必要があるが，30年代前半には自然増収の一部を年度間調整財源として留保する施策がとられたことなどは，前記のサイクルの存在を示唆するものである。

われわれにはこの過程をサイアート・マーチモデルにおける組織スラック $ ^{注2} $ の作用とのアナロジーとして理解し，次のような組織スラックの変化と満足化基準としての収支基準の改訂のプロセスを仮説的に考えた。

図2－10には，この考えが概念図として示されている。図のⅠの細線で示された収支差がⅠの太線で示された収支基準を十分に満している場合には組織スラックは拡張するが，収支基準の近くにきたとき（(a)，(c)）および収支基準を満しえず，基準の改訂が行われるとき（(b)，(d)）には，スラックはひきしまると考える。収支基準が満されないとき（満足化基準が満されないとき）にはスラックの収支幅は大きい。図では，Ⅱの(a)′，(b)′，(c)′，(d)′にこのようなスラックの収縮が示されている。図で示すように，Ⅰから

(注2) 組織スラックとはサイアート・マーチ [4] によれば組織が最適化でなく，満足化を目標とすることによって生ずる「組織体が利用できる資源と連合体を維持するために必要とするペイメントの間に存在する不均衡(邦訳54頁)」であり，通常は参加者の間に配分されている。これは資源が欠乏してくる時の緩衝装置として機能する。これを彼等は組織全体の減少を説明する為の仮説構成として用いている。

われわれのモデルでは，この組織スラックに対応するものとして余裕財源比率を考えた。これを組織全体の主観的余裕度（過去の余裕度）と短期の収支制約とにわけて，前者をこのような長期的なサイクルを表わすものと考えた。

その定義はサイアート・マーチモデルにおけるスラックとは厳密には異なるが，機能として同様のものである。

図2-10 組織スラックの概念図
# ボランティア活動計画書

所属

氏名 ___ 印

1. 活動期間

平成 年 月 日 ~ 平成 年 月 日

2. 活動の種類

□被災者への支援活動 □社会福祉施設等における活動 □その他

3. 活動場所

施設名等：___

所在地：___

電話：___

### 4. 具体的な活動内容

5．仲介団体等の有無及び団体名

□有 □無

団体名：___

電話：___

### 6 \. 備考

注1	「3．活動場所」及び「4．具体的な活動内容」については、当該活動が仲介団体等（社会福祉協議会等主として活動の仲介を行っている団体のほか、自らも活動主体となって活動を行う団体も含まれる。）を通じたものであり、当該仲介団体等により証明が得られる場合には、適宜記入を省略して差し支えない。

2	「3．活動場所」は、活動場所が支援する相手の居宅である場合には、その者の氏名及び住所等を記入する。

3	「6．備考」は、支援する相手の居宅における活動を仲介団体等を通じないで行う場合に、その者の状態について記入する。
# どうすればデフレ期待を反転できるか?*

# 一国民生活モニター調査（個票）による検証一

清水谷 諭**

堀 雅博

<要旨>

90 年代半ば以降の日本経済の低迷はデフレーション（デフレ）と分かちがたく結びついている。デフレには実質金利や実質債務負担を高め需要を抑制する効果があるため、経済をスパイラル的に悪化させている可能性もある。そうしたプロセスでは将来の価格下落を見通した「デフレ期待」が中核的な役割を担うだろう。

こうした重要性にもかかわらず、日本には、そもそも期待物価変動（インフレ期待／デフレ期待）が実際にどの程度なのかを示すデータそのものが存在しなかった。本研究では、内閣府国民生活局が四半期ベースで行っている「国民生活モニター調査」の個票データを活用し、

(1)生活者が実際に認識していた期待物価上昇率の計測、

(2) デフレ期待を反転させるのに必要な要素の解明、

(3) デフレ期待が消費行動に与えた影響の検証、

という三つの課題への定量的接近を試みた。

家計の期待物価上昇率を直接尋ねた調査の集計に基づけば、期待物価上昇率の単純平均は2001年以降（2003年3月期にイラク戦争の影響でプラス1％に跳ねたのを例外として）概ねマイナス0.5％から0％の間にあった。こうしたデフレ期待は、家計消費を抑制する効果があり、耐久財購入の減少ないし延期という形で顕著に現れていた。また、期待物価上昇率は、過去の期待をベースに、足下の物価動向及び経済状況を反映して形成されており、2001年以後の量的緩和等の金融政策は、デフレ期待の反転という意味であまり大きな効果を持たなかったことがわかった。

JEL Classification: E21 E31

Key words: デフレーション、期待形成、量的緩和、ミクロ・データ
# What Changes Deflationary Expectations? Evidence from Japanese Household-level Data

By SATOSHI SHIMIZUTANI AND MASAHIRO HORI

## Abstract

The Japanese economy has suffered from deflation since the mid-1990s. Despite the importance of overcoming deflation for policymakers and academics in Japan, there has been no recent research on what changes deflationary expectations in Japan. This study emphasizes fact-finding from a unique and rich quarterly household-level data set to estimate average price expectations, examine what changes price expectations, and to look at how changes in price expectations affect household consumption.

Our empirical estimates indicate that price expectations range from minus 0.5 percent to zero percent for the period from 2001 to 2003 in Japan, with an exception of a big hike in the first quarter of 2003. Price expectations are dependent on current price movements and lagged expectations. Awareness of monetary policy announcements does not largely change price expectations in Japan, since a series of quantitative easing caused revision of price expectations only for small portions, i.e., 5-10% of people surveyed. The jump in the first quarter of 2003 was caused by the Iraq war. We also confirm that deflationary expectations discourage household consumption, mainly durables, through postponing the timing of purchases.

Our findings suggest that the deflationary expectations should be upwardly revised to stimulate Japanese household consumption. However, a series of quantitative easings were not very effective in altering the expectations of all households. The Iraq war seems to have been the only factor to have impact on price expectations. For those who did revise expectations, the degree of revision was similar across events, but the share of households affected was very different. In light of these facts, if the goal of monetary policy is to change deflationary expectations, the Bank of Japan should implement more aggressive, transparent policy.

JEL Classification: E21 E31

Key words: Deflation, Price Expectation, Quantitative Easing, Micro Data
### 1. はじめに

デフレが日本経済の克服すべき重要課題であることに異論はないだろう。90年代以後累次の財政・金融政策が試みられているが、日本経済が確実な回復軌道まで回復したとは言い難い。それどころか、90年代後半以後深まったデフレ傾向は10年を越えて継続することが見込まれる。デフレの有害性を重視する論者は、日本経済がデフレ・スパイラルに陥るリスクへの強い懸念を持ちつづけている。

デフレ・スパイラルの悪循環で中心的役割を担うのがデフレ期待である。デフレはデフレ期待を生み、それがさらにデフレを増幅させる。デフレ克服の一丁目一番地はデフレ期待の終息にあるわけである。

ところが日本では、残念なことに、そもそも期待物価上昇率がどの程度の水準にあるのか、その期待がどのように形成されているのか、またどういった影響を生んでいるのかについての研究がほとんどない。更に驚くべきことには、金融政策当局も現在の期待物価上昇率水準を公表しないばかりか、把握することもなく政策を実施している可能性があり、まさに「海図なき航海」とよぶべき状況にある。デフレ問題の議論でも、期待物価上昇率の水準や変化要因は真剣には分析されておらず、多くの論者は、アプリオリに現在の物価動向が期待物価動向に概ね等しいと仮定して議論を進めているように思える。

デフレの解消を真剣に論じるには、デフレの現状の把握、期待物価上昇率の計測が不可欠だろう。期待物価上昇率の計測（推計）手法には幾つかの類型がある。第1は物価連動債の利用である。物価連動債は先進国で導入され、既に期待物価上昇率の計測にも活用されている $ ^{1} $ 。しかし、日本では未だ発行例がなく、この手法は使えない。期待修正型フィリップス曲線の推定係数を利用する手法も考えられるが、日本ではそもそもフィリップス曲線の当てはまり自体が芳しくないとの指摘もある（福田・慶田[2001]）。

70 年代以降今日に至るまで日本で広範に活用されてきたのが Carlson and Parkin (1975) 等、サーベイの公表集計値を利用する手法である $ ^{2} $ 。この方法では期待物価変動に関する分布の正規性等を仮定し、サーベイの結果として公表される情報（物価上昇、あるいは下落と答えた客体の割合等）を用いて期待物価上昇率を推計する。しかし、分布の正規性等、導出に当たって幾つかの強い仮定が必要になる。

強い仮定を要しない期待物価上昇率の最も直接的な計測手法は、家計や企業などに対し直接に期待物価を質問することだろう。アメリカでは既に40年以上にわたりミシガン大学のSurvey Research Centerが家計の期待物価変動のデータを収集している（Survey of Consumers）。また、エコノミストの期待物価としてはLivingston surveyがある。これらの個票データを用いれば、期待物価上昇率の直接的計測が可能になるばかりでなく、期待形成パターンについて従来行い得なかった有益な研究が可能になる（Roberts [1998]、Mankiw and Reis [2001, 2002]、Carroll [2003]など）。ところが日本の場合、このような調査を継続
実施したデータは従来存在しなかった³。

本論文では、内閣府国民生活局の「国民生活モニター」が近年収集を開始した家計への期待物価上昇率に係る質問について、個票データを直接用いる手法を採用する。このような個票データを用いた期待物価上昇率の実証分析は我々の知る限り本邦初の試みである。以下では、個票データを活用しつつ、事実の発掘に力点に置いた分析結果を示す。より具体的には以下の3つの観点から分析を行った。

まずはじめに、家計の期待物価上昇率の直接的な計測結果（単純平均）を示す。これまでの物価関連サーベイのほとんどは、期待物価変動の方向（上昇・不変・下落）のみを質問しているのに対して、「国民生活モニター調査」では、期待物価上昇率が具体的に何%程度かを直接尋ねている。これにより、強い仮定を置くことなく期待物価上昇率（単純平均）を計測できる。得られた期待物価上昇率はそれ自体が新しく、継続的調査によって金融政策の指針ともなりうるものと考える。

次に期待物価上昇率の変動要因を明らかにする。「国民生活モニター調査」では、すべてのサンプルではないものの、同じ家計が継続的に調査対象とされる。このパネル性を利用して、同一家計を追跡し、期待物価上昇率が前期との比較で、どの程度、どのような理由で変化したかを確認できる。また同モニター調査には、金融政策の変更、イラク戯争などの外生的要因が期待に与えた影響についても、家計に直接問う質問項目があり、それらも期待物価の変動要因の特定に有用である。

第3に、期待物価上昇率が実体経済に与える影響を解明する。具体的には期待物価が家計消費行動に与える影響を検証する。デフレ期待は家計の実質所得あるいは実質資産を増加させて消費を刺激するかもしれない。一方で、デフレ期待が継続する場合、家計は高額品の購入を先延ばしするため、逆に消費は減少する可能性もある。さらに、デフレ期待が将来の景気や雇用の不安と結びつく場合にも消費は萎縮する。これらのどの経路が強く働くかは実証に委ねられる問題である。

本論文の構成は以下の通り。次節では「国民生活モニター」のうち、本論文にかかわる部分の要点を解説する。第3節では四半期ごとの期待物価上昇率（単純平均）の計測結果を示す。第4節では、金融政策や戦争・テロといった外生要因を含む期待物価上昇率決定要因の解明を試みる。第5節では、期待物価上昇率が家計消費に与える影響を検証する。第6節では本論文で見出された結果を総合し、政策的インプリケーションを議論する。
### 2. 「国民生活モニター調査」の概要

本論文で用いるデータは内閣府国民生活局物価政策課による「国民生活モニター」の個票である $ ^{4} $ 。「国民生活モニター」は物価問題を中心に消費者政策等も含む国民生活関連事項についてタイムリーなモニター調査（年8回）を行い、政策の企画立案に資することを目的としている。内閣府から都道府県に委託される形で実施する調査形態で、一回当たりの標本数は約2400名である。サンプルは都道府県に人口比で割り振られ、都道府県はモニターを募集し、申込者の中からなるべくサンプルの偏りが生じないようモニターを選んでいる。国民生活関連事項について意識の高いモニター世帯が多くなるなど、完全な無作為抽出ではないが、回答率は常に90%を超えている。

2001年第2四半期以後、「国民生活モニター調査」のうち年4回分（3月、6月、9月、12月）については各月の初旬に、物価、所得、消費、債務などのこれまで1年間の動き、今後1年間の予想について調査をすることが定例化された $ ^{5} $ 。本論文の執筆時における最新の調査は2003年6月時点調査であり、合計9四半期分のデータが利用可能である。モニターは年度契約であり、年度が変わることでサンプルから除外される家計も生じるものの、できるだけ多くの家計と継続してモニター契約を結ぶ方針であるため、年度を超えて調査対象となる家計が相当数存在する。

「国民生活モニター」の最大の特徴は、所得、消費、物価の過去1年間の動きあるいは今後1年間の予想について、方向だけでなく、具体的に何%変化した、ないし変化すると思うかを直接質問している点である。さらに、所得、消費、物価、債務については、過去1年間の動きや今後1年の予想以外にも、様々な問を重ねている。所得関連では、失業不安、年金や社会保险に対する不安の有無等についても質問している。消費については、消費の増加及び減少について選択肢を用意し、その理由を尋ねている。さらに物価については、金融政策の変更（量的緩和政策など）や外生的ショック（テロやイラク戦争）への反応も質問している。更に、債務については、毎月の収入に占める債務の割合やデフレによる実質債務負担変動の認識等についても尋ねている。

こうした家計の意識・認識に加え、モニター及び世帯主の年齢、性別、職業（雇用されている場合は産業）、住宅の所有関係、同居人数、年収、居住地域等についても調査している。表2はデータ（2003年6月調査）からの基本統計量を示している。モニターの平均年齢は約50歳、世帯主の年収は約500万円、また、回答主体の約90％が女性であることがわかる。
表2 「国民生活モニター」の基本属性（2003年6月調査分）

(A) 年齡・世帯主年収・同居人数

サンプル数	平均	標準偏差	最小值	最大值
モニターの年齢	2125	49.2	12.9	21	80
世帯主の年齢(注)	2140	51.8	12.9	21	89
世帯主の年収	2097	509.0	298.7	50	1900
同居人数	2137	3.5	1.8	1	6

（注）世帯主の年収は階級値での回答をもとに、それぞれの階級値を使って算出した。

(B) 性别

サンプル数	割合（%）
男 性	227	10.7
女 性	1890	89.3
合計	2117	100.0

(C) 住宅の所有関係

サンプル数	割合(%)
持ち家	1815	84.9
賃貸住宅	233	10.9
給与住宅(社宅・公務員住宅など)	60	2.8
その他	31	1.5
合計	2139	100.0

(D) 地域区分

サンプル数	割合(%)
町及び村	880	41.8
小都市（人口15万人未満の市）	628	29.8
中都市（人口15万人以上の市、大都市を除く）	437	20.7
大都市（東京都23区及び政令指定都市）	163	7.7
合計	2108	100.0

### 3. 物価期待水準の推計

本節では、「国民生活モニター」調査を用いて、期待物価上昇率（サンプルの単純平均）を計測する。モニターの具体的質問項目は以下の通りである。

(A) 過去 1 年間の物価の動き（以下「足下の物価」と呼ぶ）

(1) あなたの世帯が日頃よく購入する品物について、今は1年前の同じ時期と比べた物価はどうですか？

1. 上がった、2. 変わらない、3. 下がった、4. わからない
(2) (1)で 1 ないし 3 と回答した方に伺います。あなたの世帯が日頃よく購入する品物について、今は 1 年前の同じ時期と比べ、物価はどの程度上がり（あるいは下がり）ましたか？

$$ \%\quad 程度 \quad( 倉上がった \quad 下がった ) $$

$$ \uparrow\quad どちらかに \bigcirc をしてください。 $$

(よくわからない場合、次の中から選んでください)

(下がった場合)	(上がった場合)
1.	20%以上下がった
2.	10～20%下がった
3.	5～10%下がった
4.	2～5%下がった
5.	0～2%下がった

(B) 今後１年間の物価期待（以下、「物価期待」と呼ぶ）

(1) あなたの世帯が日頃よく購入する品物の物価は、今後1年間どうなると思いますか?

1. 上がる、

2. 変わらない、

3. 下がる、

4. わからない

(2) (1)で 1. ないし 3. と回答した方に伺います。あなたの世帯が日頃よく購入する品物の物価は、今後 1 年間どの程度上がる（あるいは下がる）と思いますか？

% 程度 （上がる 下がる）

↑ どちらかに〇をしてください。

(よくわからない場合、次の中から選んでください)

(下がると思う場合)	(上がると思う場合)
1.	20％以上下がる	6.	0～2％上がる
2.	10～20％下がる	7.	2～5％上がる
3.	5～10％下がる	8.	5～10％上がる
4.	2～5％下がる	9.	10～20％上がる
5.	0～2％下がる	10.	20％以上上がる

図3－1はこうして得られた過去1年の物価動向と今後1年の期待物価上昇率（いずれもサンプルの単純平均）の推移を示したものである。幾つかの興味深い事実を確認してお
## こう。 $ ^{6} $

第1に、各モニターに足下で認識されていた物価上昇率（過去1年）の単純平均は2001年から2002年第1四半期にかけて、マイナス1.5％から2％程度で推移してきた。2002年の第2四半期以降は、マイナスに変わりないものの、ゼロに近づいてきている。こうした動きは、数値で答えた（上記問い例の(2)に「何％程度」で回答した）家計をベースにした計算結果と、選択肢を答えた（同じ(2)に1.～10.の選択肢で回答した）家計の階級値をベースにした計算結果とを比べても大きな違いは見られない。さらに、両者とも現実の消費者物価指数（CPI）の変動をよく追跡している。その意味で、モニターの調査対象者は現実の物価動向をある程度正しく認識していたと考えてよいだろう。

図3－1 足下の物価動向と期待物価上昇率

次に、期待物価上昇率（今後1年）は2001年から2002年にかけて、マイナス0.5%から0%の間で推移していた。2003年に入り、第1四半期にはプラス1%程度に大幅に上昇したが、その後、ほぼ0%に戻っている。物価上昇率の場合と同様、数値での回答をベースに計算した結果と選択肢での回答をベースにした結果とであまり差はない。こうした結果を、上記の物価上昇率の場合と比較すると、期待物価上昇率が足下の物価上昇率を常に上回っていたことがわかる。これは少なくとも計測期間において家計の期待形成に常にインフレ方向のバイアスがあったことを意味している $ ^{8} $ 。
最後に、期待物価上昇率に関する回答の分布状況を示したのが図3－2のグラフである $ ^{9} $ 。これによると、物価は変わらないと答える家計の割合が突出して高く、正規分布に従っているとは言いがたい。従って、これまで多くの先行研究で活用されてきたカールソン・パーキン法（CP法）における正規性の仮定は現実性を欠くことになる。その意味で、CP法による期待物価上昇率の従来の推計値は再考を要するかもしれない。

図3－2 物価期待の分布（数値で答えた家計をベースに集計）

### 4. 期待物価上昇率の決定要因

本節では前節の期待物価上昇率の計測結果を受けて、その決定要因を検証する。特に注目したいのは、期待物価上昇率が景気変動や過去の物価動向とは独立の要因に影響されて大きく変動しうるか否かである。日本経済の長期停滞要因としてデフレを重視する論者の多くは、期待物価上昇率に直接働きかける金融政策の重要性を強調する（例えば、岡田・安達・岩田[2002]参照）。過去の物価動向や景気状況とは独立に期待物価に直接働きかけることが可能か否かがその現実性に大きくかかわってくるわけである。本節では、より具体的に、2001年以後の量的緩和政策やテロ、戦争等の外生的ショックが期待物価上昇率に与えた影響を検証する。第2節でみた通り、「国民生活モニター調査」は多くの家計を継続して追跡調査しているため、家計の多様性による影響をコントロールした上で期待物価上昇率の変化要因を検証できる。以下では、期待物価上昇率に影響しそうな要因の候補についてまず予備的に概観し、その上で、考えうる要因をまとめて統計的検定を試みよう。

### 4.1 アンケート結果の予備的概観
第1に、（現在の）期待物価上昇率は過去における期待物価上昇率や足下の物価変動に依存すると考えるのが自然である。2期連続で期待物価を回答しているモニターについて直下の期待物価上昇率と前期（1四半期前）の期待物価上昇率の相関係数を計算すると、約0.3となった。これは期待物価上昇率に一定の慣性、つまり一旦期待が形成されるとそれがある程度持続するという性質を示している。また、期待物価上昇率と足下で認識されていた（過去1年の）物価変動率の相関係数は約0.4である。これは、期待形成がある程度適応的である（adaptive）であることを示している。

第2に、景気動向も期待物価上昇率に影響するだろう。「国民生活モニター調査」の質問項目では期待所得変動が期待物価上昇率に影響する要因候補になる。モニター調査では、物価と全く同様の形式で過去1年間の所得の動き（以下、「足下の所得変動」）及び今後1年間の所得変動の期待（以下、「期待所得変動」）について質問している。図4－1はそれらについて各期毎の標本平均の時間的推移を示している。足下の所得変動及び期待所得変動はマイナス1％から3％程度で推移している。注目すべきは、期待物価上昇率の場合に見られた2003年第1四半期の大幅な変動が所得や期待所得にはみられない点である。このことは、2003年第1四半期に見られた期待物価上昇率の上昇が足下の所得ないし期待所得の急変によりもたらされたものではないことを意味している。

いよいよ過去の物価動向や景気動向以外で期待物価上昇率に直接影響しそうな外生的要因を考えよう。具体的に注目するのは、金融政策及びテロや戦争等の外的特殊要因である。「国民生活モニター」ではこれらに係るニュースに対し家計がどう考え、どう反応したかについて適宜多様な問いが設定されている。

図4－1 足下の所得動向と期待所得動向

まず金融政策については、2001年3月以来のいわゆる量的緩和政策に注目する $ ^{10} $ 。量的緩和政策の目標水準は2001年8月、9月、さらに12月に拡大されてきた。2002年以後も、9月に金融機関による保有株式削減努力を促すためとして、日本銀行による株式の購
入など新しい政策を打ち出すとともに、10月には政府の経済対策を受け、金融市場調節方針が変更されている。2003年4月には資産担保証券の買い入れ検討も開始された。

「国民生活モニター調査」ではこれらの金融政策の変更に対する家計の認知・反応を質問している。本論文では、2001年から実施された量的緩和政策への反応に焦点をあてる。量的緩和政策は日本の金融政策史上革新的で、いわばレジーム変更的効果を持つことが期待されていたからである。我々の知る限り、こうした金融政策に対する家計の反応を直接調査したデータは他に存在しない。

図4－2の円グラフは、2001年に採られた一連の量的緩和策に対する家計の反応をまとめている（2002年3月調査）。半数以上のモニター世帯が、量的緩和政策の採用を（何らかの意味で）認識していたことがわかる（図4－2(1)） $ ^{11} $ 。しかしながら、量的緩和策を認識していたモニターに限定しても、「一層の金融の量的緩和によって物価がより上昇すると思い、見通しを変えた」と答えたモニターの割合は1割に満たない。約70％は量的緩和政策があっても期待物価上昇率を変えていないと回答しており、約4分の1は効果がよくわからないと答えている（以上、図4－2(2)）。

「国民生活モニター調査」では更に、量的緩和政策を知りつつ期待物価を変更しなかった家計に対し、その理由を質問している（図4−2(3)）。それによると、約1割のモニターは「量的緩和の規模が小さ過ぎるから」と答えているが、約半数のモニターは「量的緩和によって物価の見通しが直接影響されると考えられないから」と回答している。残りの30−40％のモニターは「量的緩和がどのような影響をもつかよくわからないから」と答えている。この結果を見る限り、量的緩和策によって期待物価に影響をあたえるには相当思い切った政策変更とその効果の周知が不可欠ということになろう。

一方、「国民生活モニター調査」では、2001年9月のNYテロ事件について同年12月調査で、また2003年第1四半期に生じたイラク戦争について同年3月調査で、それぞれ問いを設定している $ ^{12} $ 。図4－3の円グラフはその結果を示している。2001年9月のテロ事件では、約10%のモニターが物価期待を上方修正したと回答する一方、約40％が「変わらなかった」と答えている。また、おそらくはテロ事件による景気の落ち込みを懸念して、約20％はむしろ期待物価が低下したと答えている。それに対し、2003年のイラク戦争の場合、半数以上のモニターが期待物価を上方修正している。すなわち、イラク戦争のケースだけ突出して多くの割合の家計が期待物価水準を上方修正したわけである。
図4－2 量的緩和政策の認知度とモニターの反応

(2) 量的緩和策のを知ってどのように対応しまし

(3) 量的緩和を知りながら、期待物価上昇率の修正をしなかったのはなぜですか？

(4) 価格変動の主要要因は何だと思いますか?

図4－3 テロ及び戦争へのモニターの反応

### 4.2 期待物価決定要因の回帰分析

以上の予備的考察をもとに、期待物価上昇率に影響する緒要因の説明力を同時に検定するため、以下の定式化の回帰分析を試みる。

$$ P^{e}{}_{i,t}=\alpha_{o}+\alpha_{i}*P^{e}{}_{i,t-1}+\alpha_{2}*P_{i,t}+\alpha_{3}*Y_{i,t}+\alpha_{4}*M_{i,t}+\alpha_{5}*X_{i,t}+\alpha_{6}*T i m e_{yq}+\varepsilon_{i,t} $$

ここで $ P_{i,t}^{e} $ は家計 i の今後 1 年にかかる期待物価上昇率、 $ P_{i,t} $ は同時点における家計 i の足下の物価変動率（過去 1 年）の認識、 $ Y_{i,t} $ は家計 i の足下の所得変動（過去 1 年）の認識、
$ M_{i,t} $ は金融政策の変更に関連するダミー変数である（いずれも t 時点） $ ^{13} $ 。我々が注目したのは、上述の通り、2001年以降に実施された一連の量的緩和政策である。 $ M_{i,t} $ としては2つの形態を考えた。第一は、量的緩和政策の実施を認知していたか否かで分類し、認知しているモニターを1、認知していなかったモニターを0とするダミー変数である。もう一つの分類として、量的緩和を認知しかつ期待物価上昇率を上方修正したと回答しているモニターを1、そうでないモニターを0と扱ったダミーを考えた。一方、 $ X_{i,t} $ はイラク戦争のような外生的ショックに対応するダミー変数である。そうしたショックを受けて期待物価上昇率を上方改定したと回答しているモニターを1、そうでないモニターを0と扱っている。 $ Time_{yq} $ は各四半期毎のダミー変数であり、マクロ的要因をコントロールしている。その他、結果を省略しているが、世帯主の年齢及びその二乗、世帯主の年収（対数）も説明変数に加えている。最後の $ \varepsilon_{i,t} $ 項は誤差である。

本論文では2つの方法でこの定式化を利用する。まず始めに、t期における期待物価上昇率を被説明変数とし、全体をプールした形で最小二乘法を適用してみた $ ^{14} $ 。もう一つは、前期（1四半期前）に比べて期待物価上昇率を上方改定した家計を1、前期と期待物価上昇率が変わっていない家計を0、期待物価上昇率が前期比で低下した家計をマイナス1とする順序プロビット推計である。これらにより期待物価上昇率の変動要因を探るのが我々の目的である。

表 4（A）は最小二乘法による推計結果を示している。各推定式<1>～<3>は、利用するダミー変数の作成に係る設問の有無により利用可能な期が限定されてくる（表最下段「推定期間」参照）。また、期待物価上昇率変数についてラグ値を説明変数とした関係上、全モニターのうち、前期と今期に続けて調査対象となった家計のみを標本に含め、残りはサンプルから落とす形で推定を行っている。

推定結果を概観すると、足下の物価上昇率あるいは過去の期待物価上昇率はプラスで統計的に有意に作用している。足下の物価上昇率の係数は0.3程度、過去の期待物価上昇率の係数は0.2程度である。言い換えれば、期待物価上昇率は適応的期待と期待の慣性によってある程度説明できることを示している。それに対し、足下の所得は限界的に有意であるかどうかという水準で、その係数も物価の係数に比べてかなり小さい。つまり、足下の物価動向やそれ迄の期待水準は期待物価の形成において大きな影響を与えている一方、所得要因の影響はさほど大きくない $ ^{15} $ 。
## 表4 物価期待の決定要因

(A) 最小二乘法による推計

被説明変数	期待物価上昇率(t)
説明変数	<1>	<2>	<3>
足下の物価動向(t)	0.300 **	0.331 **	0.324 **
(0.015)	(0.014)	(0.011)
期待物価上昇率の1期ラグ(t-1)	0.218 **	0.161 **	0.173 **
(0.015)	(0.013)	(0.011)
足下の所得動向(t)	0.011 **	0.009 *	0.005
(0.006)	(0.005)	(0.004)
金融政策ダミー(量的緩和政策の認知ダミー)	-0.081
(0.098)
金融政策ダミー(量的緩和政策を認知しかつ期待を修正)	1.640 **
(0.224)
2001年テロ攻撃ダミー	1.286 **
(0.118)
2003年イラク戦争ダミー	1.025 **
(0.162)
修正済決定係数	0.264	0.249	0.275
平方平均2乗誤差の平方根	2.312	2.431	2.333
サンプル数	2,381	3,210	4,891
推計期間	2001Q3-2002Q1	2002Q1-2002Q4	2002Q4-2003Q2
(B) 順序プロビットによる推計

被説明変数	物価期待の変化(1:上昇、2:不変、3:下落)
説明変数	<1>	<2>	<3>
足下の物価動向(t)	0.302 **	0.045 **	0.043 **
(0.007)	(0.007)	(0.006)
足下の所得動向(t)	0.002	0.001	0.001
(0.003)	(0.002)	(0.002)
金融政策ダミー(量的緩和政策の認知ダミー)	-0.026
(0.051)
金融政策ダミー(量的緩和政策を認知しかつ期待を修正)	0.310 **
(0.109)
2001年テロ攻撃ダミー	0.357 **
(0.060)
2003年イラク戦争ダミー	0.457 **
(0.084)
擬似決定係数	0.007	0.032	0.036
対数尤度	-1795.4	-2446.8	-3668.2
サンプル数	2,381	3,210	4,891
推計期間	2001Q3-2002Q1	2002Q1-2002Q4	2002Q4-2003Q2

注）回帰結果は数値回答ベースのデータに基づく。表中（）内の数値は推定係数の標準誤差。

**は5%水準で有意、*は10%水準で有意であることを意味する。