Silviase/jgov_v1.4_full_ann huggingface dataset:
財資易関連(運輸等)	投資収益	相対価格(肖国/外国)	備考
日	本	受取	0.68858	0.26418	-	受取・支払ともドル建名目ベースの関係式であり。
支取	0.55905	0.19924
西ドイツ	受取	取	0.69865	0.065918	-0.26680	価格弾性値は白国輸出価格に関するもの。
支取	取	0.40393	0.13977	1.0646
フランス	受取	取	0.96466	-	-0.82790
支取	取	1.1677	-	0.43904
イタリア	受取	取	0.66412	-	-0.89127
支取	取	1.5238	-	0.88108
オーストラリア	受取	取	0.43391	-	0.33314
支取	取	0.38565	-	-	受取・支払ともドル建名目ベースの関係式であり。
韓国	受取	取	0.56537	-	-

### 3. 移 転

総じて外生変数としているが、西ドイツ、イギリス、フランスでは、自国の名目GNPの増大により移転収支が悪化するという計測を行っている。国外への出稼ぎの多いイタリアに関しては、移転受取と支払を別に推計し、このうち移転受取は、外国の所得及び労働市場の需給を表わす失業者数の増加関数として推計している。移転受取は、移民、国外への出稼ぎ労働者からの送金がかなりの部分を占めるが、失業者数の増加は労働者の国外への流出を促すという考えから、失業者数を説明要因に加えている。

$$ \begin{aligned}BPTR_{I}&=-15.297+0.85276GDPV^{*}\ $ 移転受取 )\quad&(11.36)\quad(5.4160)( 外国名目 GDP)\\+1.4053U&\ $ 3.3547)( 失業者数 )\\\overline{R}^{2}=&0.92484,S.E.=0.17891,\\D.W=&1.2898\ $ 1973I&\sim1981IV)\end{aligned} $$

## B 資本取引

国境を越えた直接投資、証労投資、銀行取引等の信用の流れをここで資本取引として一括して述べる。第III節金融プロックで述べたように、対外的な資本取引も、基本的には長期、短期の対外資産、負債の需要が資産選択から決まると考える

(i) 長期の対外資産 $ K_{L}A $ への需要は、純資産NWをスケール・ファクターとして（いずれも自国通貨建）、外国の長期金利 $ r_{L}^{*} $ の上昇により増加し、自国の長期金利 $ r_{L} $ の上昇により減少し、期待為替レートの減価により増加し、また自国の名目GNPの増加により増加する：

$ \frac{K_{L}A}{NW}=f\left(r_{L}^{*},r_{L},\frac{E_{e+1}}{e},\frac{GNPV}{NW}\right) $

ここに $ E_{e+1} $ は次期の直物為替レートの期待である。

$ s_{P}=\frac{Ee_{+1}-e}{e} $ を投機的プレミアムという。

(ii) 長期の対外負債 $ K_{L}L $ への需要は、外国の当該国における長期資産への需要であるから、上記を外国から見て定式化すると、

$ \frac{K_{L}L}{e^{NW^{*}}}=f\left(r_{L}^{*},r_{L},\frac{Ee_{+1}}{e},\frac{GNPV^{*}}{NW^{*}}\right) $

ここにNW*は外国の純資産（外国通貨建）である。

(iii) 短期の対外資産 $ K_{S}A $ への需要は、民間金融純資産FNWをスケール・ファクターとして、金利裁定式が成立しない国（フラン
ス、イタリア）では先物カバー付きの外国の短期金利 $ r_{S}^{*} + f_{p} $ の上昇により増加し、また金利裁定式が成立する国では先物カバーなしの内外金利差が縮小したとき需要が増加し、自国の短期金利 $ r_{S} $ の上昇により減少し、期待為替レートの減価により増加する。また輸出信用を考慮して名目財輸出の増加により増加するとしている。

$$ \frac{K_{S}A}{FNW}=f\Bigg(\underset{(+)}{\overset{*}{r_{S}^{}}}+f_{p},r_{S},\frac{Ee_{+1}}{e},\frac{XGV}{NFW}\Bigg) $$

ここに $f_{p}$ ：先物プレミアムであり当期の先物レートを $e_{f}$ とすると

$$ f_{p}=\frac{e_{f}-e}{e} $$

金利裁定が完全であれば

$$ r_{S}^{*}+f_{p}\doteq r_{S} $$

である（次図参照）。

$$ \begin{aligned}&\begin{aligned}\\ &1-\xrightarrow{\quad}1(1+r_{S}^{*})\\&\xleftarrow{\quad}e_{f}\\&y e\xrightarrow{\quad}y e(1+r_{S})\\&e_{f}=e\frac{1+r_{S}}{1+r_{S}^{*}}\doteq e\left(1+r_{S}-r_{S}^{*}\right)\\&\therefore\quad r_{S}-r_{S}^{*}=\frac{e_{f}-e}{e}=f_{p}\\ &\end{aligned}\\ \end{aligned} $$

(iv) 短期の対外負債 $ K_{S}L \wedge $ の需要は、同様の考えで、

$$ \begin{aligned}\frac{K_{S}L}{\frac{1}{e}FNW*}=f\Bigg(r_{S}^{*}+f_{p},r_{S},\frac{Ee_{+1}}{e},\\ \frac{MGV}{\frac{1}{e}FNW*}\Bigg)\\ \end{aligned} $$

となる。

(v) 現実の資産Kが望ましい水準K*への調整であるとすると

$$ \begin{aligned}K-K_{-1}&=\theta\big(K^{*}-K_{-1}\big)\\ から、\quad K&=\theta K^{*}+\big(1-\theta\big)K_{-1}\end{aligned} $$

となる。この定式化を用いている場合もある。

以下では先物プレミアム $ f_{p} $ 、投機プレミアム $ s_{p} $ とも年率表示とする。

## (1) アメリカ

アメリカの国際収支表では、資本取引について長期・短期の区分が必ずしも明確に行なえないような分類法が取られている。信用手段の契約当初の満期による分類が必ずしも実体として資本取引の時間的視野に対応しないという事実に鑑み、むしろ主体別分類によるほうが取引の動機をよりよく分析できるとの考え方によるものであるう。したがって、われわれのモデルにおいても、直接投資と証券投資を除く残りの部分は、主体別分類によって資産・負債取引をディスアグリゲートすることとした。すなわち、直接投資、証券投資、民間非銀行部門取引および民間銀行部門取引についてそれぞれ資産側・負債側の行動方程式を推定した。政府部門の資本取引は外生変数とされている。また、対外国通貨当局債務およびアメリカ通価当局の対外準備資産も外生変数とされている。（すべて米ドル建表示である。）

アメリカの海外直接投資残高（ $ K_{DI}A $ ）は、期待収益率を表す変数として内外の名目成長率格差を用い、次の有意な推定結果を得ている。

$$ \begin{aligned}\frac{K_{DI}A}{NW}&=0.0032924\ $ 海外直接投資 \cdot 資產 )&\begin{aligned}\\ &+0.0018641(\widehat{GNPV}*\widehat{GNPV})\\&(2.6453)\quad( 名目 GNP 成長率内外格差 )\\&+0.88092\frac{K_{DI}A_{-1}}{NW}\\&+1.3918\frac{1}{NW}+dummies\\&\overline{R}^{2}=0.98670,S.E.=0.00018129,\\&D.W.=1.8418\\&(1967IV\sim1981IV)\\ &\end{aligned}\\ \end{aligned} $$

^ は1四半期増減率である。

海外の対米直接投資残高（ $ K_{DI}L $ ）については、投資の基礎となる純資産が外国名目GNPに依存するものと仮定し、名目GNP（主要国のドル表示名目GNPの地域別負債構成比による加重平均： $ GNPV^{*} $ ）をスケール変数として
用いている。期待収益率格差を表す変数としては内外の長期金利格差 $ \left(r_{L}-r_{L}^{*}\right) $ がもちいられた。投資の歴史的拡大に対しては、タイムトレンド(t)が説明変数に加えられている。また、直物為替レートの期待変化率 $ \left(s_{p}\right) $ は、ドル減価の予想が海外の対米直接投資を抑制する要因として高い有意性を持っていることが注目される。

$ \log \frac{K_{DI}L}{GNPV *} = -0.91322 $
(海外直接投資・負債)

+3.1890 $ \left(r_{L} - r_{L}^{*}\right) $
(6.3340)

(内外長期金利差)

+ $ \sum_{i=0}^{8} O_{i} \log s_{p,-i} $
(-1.2524)

(投機プレミアム・上昇は減価)
+0.0018808t
(6.2056)

+0.75566 $ \log \left(\frac{K_{DI}L}{GDPV *}\right) $
-1

+dummies

$ \overline{R}^{2}=0.98706, S.E.=0.019569, $
D.W.=1.8403

(1969IV ~ 1981IV)

ラグはアーモンラグである。

アメリカの海外証券投資残高（ $ K_{SEA} $ ）は、期待収益率格差を表す変数として、ドルの直物為替レートの期待変化率を考慮した内外の長期金利格差 $ \left(r_{L}^{*}-r_{L}+s_{p}\right) $ を用いている。

log $ K_{SEA} = -4.7291 $

(海外証券投資・資産) (32.90)

+0.40242 $ (r_{L}^{*} - r_{L} + s_{p}) $

(4.2423)

(投機プレミアム付内外長期金利格差)

+0.98027 log NW + dummies

(57.238) (民間純資産)

$ \overline{R}^{2} = 0.98513 $ , S.E. = 0.054619,

D.W. = 0.78497

(1967IV ~ 1981IV)

海外の対米証券投資残高（ $ K_{SE}L $ ）は、海外の対米直接投資残高と同様に、主要国のドル表示名目GNPの地域別負債構成比による加重平均（ $ GNPV^{*} $ ）をスケール変数として用い収益率格差を表す変数としての、為替レートの期待変化率を考慮した内外長期金利格差によって説明されている。この他、1974年の評価調整および72年第4四半期から73年第1四半期にかけてのユーロ債の発行急増の影響が、ダミー変数によって説明されている。

$$ \begin{aligned}\log\frac{K_{SE}L}{GNPV^{*}}&=-0.32167\ $ 海外証券投資 \cdot 負債 )&\\&\quad-0.42810\left(r_{L}^{*}-r_{L}+s_{p}\right)\\&\quad(6.8336)\\&\quad( 投機プレミアム付内外長期金利差 )\\&\quad-0.0019223t\\&\quad+0.86815\log\left(\frac{K_{SE}L}{GNPV^{*}}\right)_{-1}\\&\quad+dummies\\\bar{R}^{2}&=0.97539,S.E.=0.035172,\\D.W.&=2.1353\ $ 1970I&\sim1981IV)\end{aligned} $$

アメリカの非銀行民間部門海外取引資産残高 $ K_{TNA} $ は、収益率格差を表す変数である。為替レートの期待変化率を考慮した内外長期金利格差、および輸出に伴う信用供与を説明する名目商品輸出（XGV）によって次のように説明されている。

$$ \begin{aligned}\log\frac{K_{TN}A}{NW}&=-1.1373\ $ 民間非銀行海外取引 \cdot 資產 )&\\&+0.098140\left(r_{S}^{*}-r_{L}+s_{p}\right)\\&(2.0640)\\&( 投機プレミアム付内外長期金利差 )\\&+0.12220\log\frac{XGV}{NW}\\&(2.8769)\\&( 名目財輸出 )\\&\\&+0.71176\log\left(\frac{K_{TN}A}{NW}\right)_{-1}\\&+dummies\\\overline{R}^{2}&=0.95258,S.E.=0.024725,\\D.W.&=1.9516\ $ 1967IV&\sim1981IV)\end{aligned} $$

アメリカの非銀行民間部門海外取引負債残高（ $ K_{TN}L $ ）は、 $ K_{SE}L $ とほぼ同じ定式化がなされている。すなわち、主要国のドル表示名目GNP
の地域別負債構成比による加重平均（ $ GNPV^{*} $ ）をスケール変数として用い、為替レートの期待変化率を考慮した内外短期金利格差 $ \left(r_{S}^{*}-r_{S}+s_{P}\right) $ によって次のように説明されている。

$$ \begin{aligned}\log\frac{K_{TN}L}{GNPV^{*}}&=-0.32581\ $ 民間非銀行海外取引 \cdot 負債 )\\&-0.32327\left(r_{S}^{*}-r_{S}+s_{p}\right)\\&\quad(3.5403)\\&\quad( 投機プレミアム付内外短期金利差 )\\&\quad-0.0012971t\\&\quad(1.5346)\\&\quad( タイム \cdot トレンド )\\&\quad+0.90985\log\left(\frac{K_{TN}L}{GNPV^{*}}\right)_{-1}\\&\quad+dummies\\\overline{R}^{2}&=0.96352,S.E.=0.039147,\\D.W.&=1.1939\ $ 1970I&\sim1981IV)\end{aligned} $$

アメリカの民間銀行部門海外資産残高（ $ K_{TB} $ A）は、貿易金融に関連する部分が多いことを予想して、為替相場の期待変化率を考慮した内外短期金利格差 $ \left(r_{S}^{*}-r_{CD}+s_{p}\right) $ の他に、名目商品輸出（XGV）および石油価格変化率（ $ \hat{p}_{OIL} $ ）を説明変数に加えている。これらは、いずれも有意に推定されている。

$$ \begin{aligned}\log\frac{K_{TB}A}{NW}&=-1.0289\ $ 民間銀行海外取引 \cdot 資產 )\\&\quad+0.062208\left(r_{S}^{*}-r_{CD}+s_{p}\right)\\&\quad(1.0919)\\&( 投機プレミアム付内外短期金利差 )\\&\quad+0.17309\log\frac{XGV}{NW}\\&\quad(2.7930)\\&\quad-0.24599\log(1+\widehat{p_{OIL}})\\&\quad(2.3133)( 石油価格上昇率 )\\&\quad+0.010372t\\&\quad(3.5244)\\&\quad( タイムトレンド )\\&\quad+0.71130\log\left(\frac{K_{TB}A}{NW}\right)_{-1}\\&\quad+dummies\\\overline{R}^{2}&=0.99677,S.E.=0.031711,\\D.W&=2.0381\end{aligned} $$

(1970II ~ 1981IV)

アメリカの民間銀行部門対外負債残高 $ K_{TB}L $ は、石油価格変化率を含まないという点以外は、ほぼ $ K_{TB}A $ と同じ定式化がとられている。ただし、ここでは名目商品輸入（MGV）が他のスケール変数を除去してしまう結果となった。推定結果は次のとおりである。

$$
\begin{array}{r l}
\log K_{TB}L = -0.62876 & \\
\text{(民間銀行海外取引・負債)} & (2.996) \\
& \\
& -0.14776\left(r_{S}^{*} - r_{CD} + s_{p}\right) \\
& (1.5628) \\
& +0.38569\log MGV \\
& (3.6193) \text{(名目財輸入)} \\
& +0.69299\log K_{TB}L - 1 \\
& (8.2214) \\
& +dummy \\
\overline{R}^{2} = 0.99273, S.E. = 0.048936, \\
D.W. = 1.2993 \\
(1973I \sim 1981IV)
\end{array}
$$

(2) 日本

日本モデルの対外資本取引はドル建であるため、民間純資産等の円建資産をドル建に、換算して用いている。民間対外長期資産残高 $ K_{LP}A $ 、および負債残高 $ K_{LP}L $ は、次のように計測される。

$$ \begin{aligned}\log\frac{e\cdot K_{LP}A}{NW}=&0.62464+\sum_{i=0}^{5}a_{i}r_{L,-i}^{*}\\ ( 民間对外長期資產 )&\quad(2.212)\quad(5.4887)\\&+\sum_{i=0}^{3}b_{i}s_{p,-i}\\&\quad(1.5335)\\&\quad( 投機ブレミアム )\\&\quad+\sum_{i=0}^{5}c_{i}r_{SEC-i}\\&\quad(-1.3590)\\&\quad( 長期金利 )\\&\quad+\sum_{i=0}^{4}d_{i}\log\left(\frac{e\cdot XV}{NW}\right)_{-i}\\&\quad(0.59549)( 貿易信用 )\\&\quad+dummies\\ \overline{R}^{2}=&0.96741,S.E.=0.035588,\\D.W=&1.8797\end{aligned} $$
$$ \begin{aligned}&(1973\mathbf{I}\sim1982\mathbf{I})\\ &\quad ラグはアーモンラグである。\\ &\log\frac{K_{LP}L}{GNPV*}=8.5610+\sum_{i=0}^{5}a_{i}\log\left(\frac{1+r_{L}^{*}/4}{P*}\right)_{-i}\\ &( 民間对外長期負債 )\quad(15.34)\quad(-\ 2.6250)\\ &\quad( 米長期金利 - 米インフレ )\\ &\begin{aligned}\\ &+\sum_{i=0}^{6}b_{i}s_{p,-i}\\&(-\ 1.2549)\\&( 投機プレミアム )\\&+\sum_{i=0}^{5}c_{i}\log\left(\frac{1+r_{SEC}/4}{P}\right)_{-i}\\&(1.3989)\\&( 長期金利 - インフレ )\\&+0.30838\log\frac{B}{(4.0094)}\\&( 政府赤字累積額 )\\&+dummies\\&\overline{R}^{2}=0.98891,S.E.=0.040663,\\&D.W.=0.99529\\&(1973\mathbf{I}\sim1982\mathbf{I})\\ &\end{aligned}\\ \end{aligned} $$

ここに GNPV * はアメリカの名目 GNP、p* はアメリカの GNP デフレータである。

民間対外短期純負債残高 $ K_{SN}N $ は次のように定式化される。

$$ \begin{aligned}\log\frac{e\cdot K_{SN}N}{FNW}&=6.5540\ $ 民間对外短期純負債 )\\&\quad+0.30065\log\left(\frac{1+r_{S}/4}{1+r_{S}^{*}/4}\cdot\frac{p^{*}}{p}\right)\\&\quad(1.9858)\\&\quad+0.83876\log\frac{I_{f}V}{(6.0236)}\\&\quad( 投資 \cdot GNP 比率 )\\&\quad+0.51403\log\left(\frac{e\cdot MV}{FNW}\right)\\&\quad(19.447)\\&\quad-0.53975\log\frac{FNW}{e}\\&\quad(29.828)\\&\quad( ドル建民間金融純資産 )\\&\quad+dummies\\\overline{R}^{2}&=0.99817,S.E.=0.02613,\\D.W.&=1.8843\ $ 1973I&\sim1982I)\end{aligned} $$

為銀短期資産残高 $ K_{SB}A $ 、負債残高 $ K_{SB}L $ は次のように計測される。

$$ \begin{aligned}\log\frac{e\cdot K_{SB}A}{FNW}&=-0.22329\ $ 為銀对外短期資產 )&\quad(1.775)\\&+\sum_{i=0}^{2}a_{i}\left(r_{S}^{*}-r_{S}\right)_{-i}+\sum_{i=0}^{4}b_{i}s_{p-i}\\&(2.2653)\quad(0.18862)\ $ ユーロダラーレート - 現先レート )( 投機プレミアム )&\\&+0.91530\log\frac{e\cdot K_{SB}L}{FNW}\\&(39.457)\quad( 為銀对外短期負債 )\\&+dummies\\\overline{R}^{2}&=0.99046,S.E.=0.035054,\\D.W.&=2.0950\ $ 1974I\sim1982I)&\\\log\frac{e\cdot K_{SB}L}{FNW}&=-2.7975+\sum_{i=0}^{3}a_{i}\left(r_{S}^{*}-r_{S}\right)_{-i}\\&(5.121)\quad(-3.4237)\\&( 為銀对外短期負債 )&\\&+1.0932\log\frac{e\cdot MV}{FNW}\\&(12.669)\quad( 名目輸入 )\\&+\sum_{i=0}^{4}b_{i}\log\left(\frac{FNW}{e}\right)_{-i}\\&(0.16443)( 民間金融純資產 )\\&+0.87560\hat{e}+dummies\\&(3.5908)( 為替減価率 )\\\overline{R}^{2}&=0.98240,S.E.=0.052823,\\D.W.&=1.3716\ $ 1973I\sim1982I)&\end{aligned} $$

(3) 西ドイツ

すべてマルク建で表示される。

民間長期対外資産残高 $ K_{LPA} $ は代表的利子率を用いることにより、自国と外国の債券の代替を主に考えて定式化している。

これにより、長期利子率を用いたことや長期債券の運用が3カ月を越えて長いと考えられることなどから、3カ月先物によるカバーは考えていない。投機的プレミアムについては、直物為替レートに対する期待を導入することにより考慮に入れている。

推定結果をみると取引機会の変化に対する弾力性が高い値を示していることがわかる。取引機会の増大は自国の流動性の高い資産への代替
を進めることを示している。

$$ \begin{aligned}\log\frac{K_{LP}A}{NW}&=-0.43714+0.59038r_{L}^{*}\\（民間長期对外資產）&\quad(5.226)\quad(1.8250)\\&\quad( 米長期金利 )\\&\quad+0.040232S_{P}-0.89593r_{SEC}\\&\quad(1.1913)\quad(2.9977)\\&\quad( 投機プレミアム )\quad( 長期金利 )\\&\quad-0.31587\log\frac{GNPV}{(2.8631)}\\&\quad( 名目GNP)\\&\quad+0.82049\log\frac{K_{LP}A_{-1}}{NW}\\&\quad+dummies\\&\quad\overline{R}^{2}=0.99835,S.E.=0.0088264,\\&\quad D.W.=2.2301\\&\quad(1974I\sim1982III)\end{aligned} $$

民間長期対外負債残高 $ K_{LP}L $ は、外国の自国債務への需要として定式化されている。ここで、 $ NW^{*} $ は、外国のドル建正味資産であり、これをマルクに換算してスケール変数としている。

$$ \begin{aligned}\log\frac{K_{LP}L}{e\cdot NW*}&=-4.6824+\sum_{i=0}^{1}a_{i} r_{L-i}^{*}\\&( 民間長期对外負債 )\\&+\sum_{i=0}^{1}b_{i} r_{SEC,-i}\\&(1.3662)\\&( 長期金利 )\\&+\sum_{i=0}^{1}c_{i}\log\left(\frac{GNPV}{e\cdot NW*}\right)_{-i}\\&(0.82093)\\&( 名目GNP)\\&+\sum_{i=0}^{1}d_{i}\log\left(e\cdot NW*\right)_{-i}\\&(0.59141)\\&( 外国民間純資產 )\\&+0.77250\log\left(\frac{K_{LP}L}{e\cdot NW*}\right)_{-1}\\&\overline{R}^{2}=0.99426,S.E.=0.018014,\\&D.W.=1.4691\\&(1974I\sim1981IV)\\& ラグはアーモンラグである。\end{aligned} $$

非銀行民間部門短期対外純負債残高 $ K_{SN}N $ は、自国民間の負の資産として定式化を行い、自国の正味資産をスケール変数として用いて定式化を行なった。

自国の短期資産および外国の短期資産の代替を主な説明要因としているが、ここでは先物プレミアム（ $ f_{p} $ ）も考慮している。また、為替レートの変化要因も付加的に考慮している。

$$ \begin{aligned}\frac{K_{SN}N}{NW}&=-0.014651\\（民間非銀行短期对外純負債）&\\&\quad-0.070265\Big(r_{S}^{*}+f_{P}\Big)\\&\quad(3.8402)\\&\quad( コーロダラ - レート・先物力バ - 付 )\\&\quad+0.085999r_{C}+0.015858\hat{e}\\&\quad(4.8595)\quad(3.5195)\\&\quad( コールレート )\quad( 為替減価率 )\\&\quad+0.60350\frac{K_{SE}N_{-1}}{(7.5508)}\frac{NW}{}\\&\quad\overline{R}^{2}=0.84063,S.E.=0.0015719,\\&D.W.=1.6260\\&(1973I\sim1982III)\end{aligned} $$

銀行部門短期対外資産残高 $ K_{SB}A $ は基本的には、銀行部門の外国債券への需要をもとに定式化している。自国債券と外国債券との代替は、自国利子率、及び外国債券のカバー付収益率により説明される。

ここでは、更に、為替レートの変化期待による資本移動および商品輸出の増大に伴う信用供与増加も考慮に入れている。

$$ \begin{array}{l}\log K_{SB}A=-1.5570+2.4865\left(r_{S}^{*}+f_{p}\right)\ $ 4.308)(2.6567)\ $ 民間銀行短期对外資產 )\quad( ユーロダラーレート・先物力バー付 )\\\quad-6.8234r_{T}+0.54125\hat{S}_{P}\ $ 6.2409)\quad(2.4910)\ $ 3 ヶ月定期預金金利 )( 投機プレミアム )\\\quad+1.0092\log XGV+dummies\ $ 15.348)( 名目財輸出 )\\\overline{R}^{2}=0.95239,S.E.=0.071237,\\D.W.=1.3833\ $ 1973I\sim1982III)\end{array} $$

銀行部門短期対外負債残高 $ K_{SB}L $ は長期対外負債残高と同様に、外国からの自国債券への需要として定式化されており、スケール変数として外国のマルク建正味資産が用いられている。自国債券と外国債券の代替に加えて、短期資
産と同様に、輸入金額が説明要因とされている。これは、輸出入業者に発生する短期の対外債権、債務を銀行が肩代わりしてファイナンスしていることを示している。なお、為替レートの変化率で表わすことのできるリグレッシブな期待は有意でなかったので用いていない。

$$ \begin{aligned}\log\frac{K_{SB}L}{e\cdot NW^{*}}&=-1.9201-1.4208\left(r_{S}^{*}+f_{p}\right)\ $ 民間銀行对外短期負債 )\quad&\quad(9.145)\quad(4.3839)\\+1.4842r_{c}\\\quad&(3.7620)\\&( コールレート )\\+0.90101\log\frac{MGV}{e\cdot NW^{*}}\\&(20.254)\\+dummies\\\bar{R}^{2}&=0.93606,S.E.=0.053581,\\D.W.&=1.5608\ $ 1970I&\sim1981IV)\end{aligned} $$

## (4) イギリス

すべてポンド建で表示である。

海外直接投資資産 $ K_{D1}A $ 、負債 $ K_{D1}L $ では本来期待収益率が重要な役割を果たす筈であるが、現行のモデルの枠内では適当な代理変数が得られないため、

## （1） 資産選択

口）投資機会の代理変数（自国又は世界の名目GNP）で説明している。

$$ \begin{aligned}\log\frac{K_{DI}A}{FNW}&=-0.20620\ $ 海外直接投資 \cdot 資產 )\\&\quad+0.025714\log FNW\\&\quad(2.6741)\\&\quad-0.060758\log\frac{GDPV}{FNW}\\&\quad(1.5553)\\&\quad+0.014563\log\frac{e\cdot GDPV*}{(0.89143)}\\&\quad+0.97049\log\frac{K_{DI}A_{-1}}{FNW}\\&\quad\overline{R}^{2}=0.98892,S.E.=0.0087621,\\&D.W.=1.8201\\&(1973I\sim1981IV)\end{aligned} $$

$$ \begin{aligned}\log\frac{K_{DI}L}{e\cdot NW*}=&-2.0997\ $ 海外直接投資 \cdot 負債 )&\\&+0.67936\log\frac{GDPV}{(6.4020)}\frac{e\cdot NW*}{( 名目 GDP)}\\&+0.29585\log\frac{GDPV*}{NW*}\\&(2.8661)\quad( 外国名目 GDP)\\&+0.27008\log\frac{K_{DI}L_{-1}}{e\cdot NW*}\\&+dummies\\\overline{R}^{2}=&0.99556,S.E.=0.0082260,\\D.W=&2.2381\ $ 1977I\sim1981IV)&\end{aligned} $$

対外証券投資資産 $ K_{SE}A $ 、負債 $ K_{SE}L $ は、ともに

## 1 ）資產選択

☐）内外金利差

八）投機プレミアム

の3つの要因を考慮した定式化となっている。

$$ \begin{aligned}\log\left(1+K_{SE}^{^{\prime \prime}}A\right)&=0.43985+\sum_{i=0}^{6}a_{i}r_{L-i}^{*}\\ ( 对外証券投資 \cdot 資産 )\left(1.470\right)&\\ &(3.5464)\\ &( 外国長期金利 )\\ &+\sum_{i=0}^{2}b_{i}s_{p-i}+\sum_{i=0}^{6}c_{i}r_{L-i}\\ &(0.030254)\ (-2.0137)\\ &( 投機プレミアム )\quad( 長期金利 )\\ &+0.079198\log FNW\\ &(5.6653)\\ &( 民間金融純資産 )\\ &-0.15555\log K_{SE}A_{-1}\\ &(4.2271)\\ &+dummies\\ \overline{R}^{2}&=0.94296,S.E.=0.0089677,\\ &D.W.=1.7226\\ &(1972I\sim1982III)\\ & ラグはシラー・ラグである。\\ \log(1+K_{SE}L)&=0.18551\\ ( 対外証券投資 \cdot 負債 )\left(1.200\right)\\ &-0.012394\left(r_{L}^{*}+s_{p}-r_{L}\right)\\ &(1.2143)\\ &( 投機プレミアム付内外金利差 )\\ &+0.032730\log(e\cdot NW^{*})\\ &(2.1476)( 外国民間純資産 )\\ \end{aligned} $$
- 0.054586 log $ K_{SE}L_{-1} $
(1.6850)
+dummy
$ \overline{R}^{2}=0.26421 $ , S.E.=0.010839,
D.W.=0.97586
(1974I ~ 1982I)

財、サービス輸出入関数をみれば明らかなように、我々のモデルは少なくとも短期にはマーシャル・ラーナー条件を満たさないから、貿易、経常収支の段階ではいわゆるJカーブを生じる。

このことは、資本収支又は政府の介入がこれを相殺して余りある安定効果をもたない限り、為替レートは国際収支を均衡させ得ないことを意味する。

このため、長期資本収支にも期待為替レートを組み入れるべく努力したが、上でみたようにそれ程大きなパラメータで入っていないため、長期資本収支の安定効果は余り期待できない。

従って、短期資本収支BPSCに大きな安定効果を期待する他はないが、結論を先取りに言えば成功しているとはいい難い。BPSCの寄与はそれなりに大きく、安定化にかなり貢献しているが充分と言える水準ではないため、介入の寄与度を高いままに残している。

これは、FLEX方式を用いている他の5カ国に比べても顕著で、介入の寄与度は目立って高い。

今後更なる改善を要する関数であるが、現行の関数を得るためだけでも膨大な推定を行っており、改良のためにはかなりの時間を必要とすると思われる。

なお、データについて一言触れておく。

イギリス・モデルのBPSCのデータは誤差脱漏を含むものとして作られており、しかもネットである（負債 - 資産）。

本来、短資のうち銀行部門と非銀行部門は決定要因が相当に異なると考えられるから、分割して推計すべきだが、データが入手可能でないので一本で推計している。

採用式は

イ）資産選択

☐）輸出入信用（經常收支で代理）

八）投機プレミアム付きの金利差

で説明したものである。（ストック調整をここ

でもとり入れている。）

$$ \begin{aligned}\frac{BPSC}{e\cdot NW^{*}}&=1.2721-0.75353\frac{BPC}{(5.198)(3.7158)}\frac{e\cdot NW^{*}}{( 經常収支 )}\\&\quad-0.42745\left(r_{S}^{*}+s_{p}-r_{S}\right)\\&\quad(0.86992)\\&\quad( 投機プレミアム付内外短期金利差 )\\&\quad-0.20855\frac{KSN_{-1}}{e\cdot NW^{*}}+\text{dummies}\\&\quad(1.9251)\\&\quad\overline{R}^{2}=0.77887,S.E.=0.27956,\\&\quad D.W.=1.6405\\&\quad(1977I\sim1982I)\ $ 5)\quad フランス \end{aligned} $$

すべてフラン建表示である。

フランスの国際収支のデータにおいては、長短資本移動に関する資本と負債のそれぞれのストックデータが存在しないのでネットストックを作成して推定した。民間部門長期対外純資産残高 $ K_{LP}N $ は、資産選択行動の結果として、内外金利差による長期資本の移動と自国の名目GDPで定式化している。旧バージョンでは従属変数として純負債残高をとり、その値が負であるため、絶対値をとって推定していたが、乗数結果を見る場合等に間違い易いので今回は純資産残高をとった。外国の長期金利としては、アメリカとドイツの長期金利の単純平均をとった。純資産残高をとったのでスケールファクターとしては金融正味資産を使った。

$$ \begin{aligned}&\frac{K_{LP}N}{FNW}=0.073184\\&( 民間長期对外純資產 )\\&\quad+0.009919\left(r_{L}^{*}+s_{p}-r_{SEC}\right)\\&\quad(4.1146)\\&\quad( 投機プレミアム付内外金利差 )\\&\quad-0.014701\frac{GDPV}{FNW}\\&\quad(1.1546)\\&\quad( 名目 GDP)\\&\quad+0.88918\frac{K_{LP}N_{-1}}{FNW}-10.392\frac{1}{FNW}\\&\quad(15.251)\end{aligned} $$
$$ \begin{aligned}&+dummies\\&\overline{R}^{2}=0.99836,S.E.=0.0020329,\\&D.W.=2.0791\\&(1974I\sim1981IV)\end{aligned} $$

民間短期対外純負債 $ K_{SP}N $ は、銀行部門、非銀行部門を合計して1本の式で推定している。長期資本の方程式と同様に、内外金利差による資産選択行動を考慮している。自国の短期利子率としてコールレート（ $ r_{c} $ ）を、また外国の短期利子率としてユーロダラーレート（ $ r_{S}^{*} $ ）を用いた。また、経常勘定の資金調達を考慮して経常収支を説明変数として加えた。

$$ \begin{aligned}&\frac{K_{SP}N}{e\cdot NW*}=0.0013333-0.001833\left(r_{S}^{*}-r_{C}\right)\\&( 民間短期対外純負債 )\quad( 内外短期金利差 )\\&\quad+0.0011587\hat{e}-0.28454\frac{BPC}{e\cdot NW*}\\&\quad(1.7658)\quad(2.5677)\\&\quad( 為替減価率 )\quad( 經常収支 )\\&\quad-55.764\frac{1}{(6.4569)e\cdot NW*}+\mathrm{dummy}\\&\quad\overline{R}^{2}=0.87861,S.E.=0.00016200,\\&\quad D.W.=1.4051\\&\quad(1976I\sim1981IV)\\&(6)\quad イタリア \\& すべてリラ建表示である。\end{aligned} $$

非銀行民間部門対外負債残高 $ K_{p}L $ は外国の自国債券に対する需要として定式化しており、内外金利差に投機的プレミアム $ (s_{p}) $ を考慮し、外国における、リラ建正味資産をスケール変数として用いている。

債券投資がカバー付きで行なわれるならば、投機的プレミアムのかわりに先物プレミアム（ $ f_{p} $ ）を用いるべきであるが、長、短両債務を一本の式で推計しているため、ここでは $ s_{p} $ を用いている。また、海外の正味資産は、海外金融資産の代理変数として用いている。

$$ \begin{aligned}\log\frac{K_{P}L}{e\cdot NW^{*}}&=-0.19895\ $ 非銀行民間对外負債 )&\begin{aligned}\\ &-0.030622\left(r_{L}^{*}+s_{p}-r_{L}\right)\\&\quad(1.2336)\\&( 投機プレミアム付内外長期金利差 )\\ &\end{aligned}\\ \end{aligned} $$

$$ \begin{aligned}&+0.92202\log\frac{K_{P}L_{-1}}{(71.233)}\\&+dummy\\\overline{R}^{2}=0.99679,S.E.=0.026302,\\D.W.=2.5385\ $ 1973IV\sim1981IV)\end{aligned} $$

非銀行民間部門対外資産残高 $ K_{pA} $ の式も、負債側と同様のスペシフィケーションとなっており、金利差と投機的プレミアムによって、自国債券と外国債券の代替を考えている。また、民間正味資産は、民間金融資産の代理変数として導入した。

$$ \begin{aligned}\log\frac{K_{P}A}{NW}&=0.090606\quad\ $ 非銀行民間对外資產 )&\\&+0.006207\left(r_{L}^{*}+s_{p}-r_{L}\right)\\&(1.7134)\\&( 投機プレミアム付内外長期金利差 )\\&+0.94129\log\frac{K_{P}A_{-1}}{NW}+dummy\\&\overline{R}^{2}=0.99982,S.E.=0.0030175,\\&D.W.=1.3355\\&(1976I\sim1981IV)\end{aligned} $$

銀行部門対外純負債残高 $ K_{E}N $ の定式化にあたっては、銀行部門の資金調達におけるポートフォリオを考慮し、金利差と投機的プレミアムで説明している。また、海外資金のアベイラビリティを説明する変数として、リラ建の外国正味資産を用いている。さらに、輸出入業者に発生する対外債権・債務については、銀行が肩替わりして決済すると考えられることから貿易収支も説明変数として加えている。

$$ \begin{aligned}\frac{K_{B}N}{e\cdot NW\ast}&=0.00057543\ $ 民間銀行对外純負債 )&\quad(14.31)\\&\quad-0.0005007\left(r_{L}^{\ast}+s_{p}-r_{L}\right)\\&\quad(2.1901)\\&\quad( 投機プレミアム付内外長期金利差 )\\&\quad-0.18202\frac{BPT}{(2.3895)}\frac{e\cdot NW\ast}{( 貿易収支 )}+dummies\\\overline{R}^{2}&=0.62759,S.E.=0.00015865,\\D.W&=1.5007\end{aligned} $$
(1975II ~ 1981IV)

## (7) カナダ

すべてカナダ・ドル建表示である。

この資本勘定では、直接投資資産純増と直接投資負債純増、長期証券投資資産純増と長期証券投資負債純増の4本の長期資本移動関数を構造方程式としている。これらは、いずれも投資収益率の近似変数と保有者の資産蓄積レベルを表わす変数を説明変数とした、ストック調整型の方程式として定式化されている。他方、短期資本収支勘定は為替レート決定方法の変更にともない、国際収支制約式から全く定義的に残差として算出されるようになっている。

長期資本移動はカナダにおいて近年ますます周囲の経済環境や、政府当局の政策目標に敏感に反応するようになっている。設備投資関数のところでも触れたが、トルド－政権下で推進されたバイバック・カナダ政策は、資本市場にも大きな影響を与えている。この政策は産業資本、経済における外資の支配を減らしカナダ化を促進しようとする大きな目標を掲げた一連の政策で、その一環として、外資による直接投資等の流入を審査・規制するためのFIRA（外国投資審査庁）も設立された。これらによりカナダへの外国投資の新規参入は抑制されたうえに、カナダ人による外資所有企業の買収が起こった。その額は78年以降急速に増大し、特に81年には直接投資は純ベースで記録的な出超となった。これらの大きな変動の多くのものは、一度限りの取引きであり、明示的にモデル化する事がむずかしいものである。一方、証券投資の動きをみると、カナダの債券発行による外国資本調達は81年に大きく増え、82年にはそれを上回り更に増えている。証券投資の変動の多くも、政府の資金ファイナンス行動や、企業の国際資本市場での行動によって、その度、大きく左右されている。

このように、近年の資本市場のより一層の多様な展開による資本移動の動きは、理論的にとらえきれない要素をふくんでいるため、他の部門に比して、理論から定式化した方程式の統計的検定値が低くなっているが、やむを得ないことと思われる。また、突発的な異常値や理論的変数でうまく説明できない部分についてはDummyを使って対応する事とした。

直接投資資産純増関数は、投資収益率を表わす代理変数としてのU.S.の企業収益（ $ Y_{C}^{*} $ ）と、カナダの純資産（NW）で定式化されている。他方、直接投資負債純増関数の方はカナダの企業収益の近似変数を投資収益率をあらわす変数とし、さらにU.S.の資産保持水準を表わす変数を取り入れ推定を試みた。有意な結果が得られなかったためU.S.の資産変数は取り除かれている。

$$ \begin{array}{l}\widehat{K_{P I}A}=-0.0963+0.88683\frac{Y C^{*}}{(2.557)(1.4029)}\frac{G N P V^{*}}{( 直接投資 \cdot 資產增 )}\quad( アメリカ法人分配率 )\\\quad+0.091980\log N W+\mathrm{d u m m y}\\ (2.7550)( 民間純資產 )\\\quad\overline{R}^{2}=0.57677,S.E.=0.064220,\\D.W.=2.0582\ $ 1965\mathrm{II}\sim1982\mathrm{III})\\\quad K_{D I}^{<}L=0.911836+0.30870\frac{Y_{c}}{(1.883)}\quad(2.2731)\frac{G N P V}{( 直接投資 \cdot 負債增 )}\quad( 法人分配率 )\\\quad+\mathrm{d u m m y}\\\quad\overline{R}^{2}=0.93615,S.E.=0.017768,\\D.W.=1.8922\ $ 1965\mathrm{II}\sim1982\mathrm{IV})\end{array} $$

長期証券投資負債純増は基本的にはカナダとアメリカの内外金利差とアメリカの純資産（ $ NW^{*} $ ）とで説明されている。しかし幾つかの期において、一度限りの特定な出来事をとらえるべく、ダミーが導入されている。75年第4四半期から76年第4四半期にかけての大量の外債発行による借入増は、内外金利差に対してより感応度が高まった事によるものとして、期間ダミーを導入して処理している。式の上で明示していないが77年第3四半期の州政府による借入増加、78年第2四半期と81年第4四半期における当局の介入、79年第1四半期の連邦政府の対外借入の増大をダミーにより処理している。

一方、長期証券投資資産純増は、内外金利差
と国内純資産（NW）で定式化している。81年第2四半期と81年第3四半期の大きな変動についてはdummyが導入されている。

$$ \begin{array}{l}\widehat{K_{LP}A}=0.915489+3.3641\left(r_{L}^{*}-r_{L}\right)\ $ 0.8519)\quad(0.98146)\ $ 证券投資 \cdot 資產増 )\quad( 内外長期金利差 )\\\quad+0.0023386\frac{NW}{(1.3446)}\frac{+\text{dummies}}{K_{LP}A_{-1}}\ $ \text{民間純資産 })\\\quad\overline{R}^{2}=0.50911,S.E.=0.090200,\\D.W.=1.7953,\rho=0.62369\ $ 1965\mathrm{II}\sim1982\mathrm{III})\\\widehat{K_{LP}L}=0.987109-7.3430\left(r_{L}^{*}-r_{L}\right)\ $ 0.2595)\ $ 證券投資 \cdot 負債増 )\quad( 内外長期金利差 )\\\quad+0.34215\frac{NW*}{(1.0882)}\frac{+\text{dummies}}{K_{LP}L_{-1}}\\\quad\overline{R}^{2}=0.74372,S.E.=0.051213,\\D.W.=1.8947\ $ 1965\mathrm{II}\sim1982\mathrm{III})\ $ 8)\quad オーストラリア \\\quad オーストラリア \cdot ドル建表示である。\end{array} $$

民間の資本移動を短期と長期に分割することは、データの制約から不可能であった。このため、当モデルでは、民間資本移動全体について一本の構造方程式にまとめられている。

民間資本流入は、為替レートの期待、内外金利差、経常収支によって説明される。ここでは、為替レートの期待を表わす代理変数として対米ドル為替レートの購買力平価からの乖離（ $ eP^{*}/P $ ）を用いた。

なお、この期待の代理変数は、本モデルの他の方程式でも用いられている。

さらに、内外金利差としては、国内の代表的短期金利である、90日もの商業手形利回りと、3ヶ月ものユーロダラー金利を用いている。

$$ \begin{array}{l}\frac{FTCPN}{M_{3}}=-0.24813-161.52\frac{r^{*}-r_{CB}}{(4.921)\quad(2.8629)}\\ ( 民間資本流入 )\quad( 内外金利差 )\\\quad+0.22452\frac{eP^{*}}{P}-0.27269\frac{BPC}{M_{3}}+\text{dummies}\ $ 4.7688)\quad\frac{P}{P}(1.7904)\quad\frac{M_{3}}{}\\ ( 実質為替 \text{レート })\quad( 經常収支 )\\\quad\overline{R}^{2}=0.68763,S.E.=0.036882,\end{array} $$

$$ \begin{aligned}&D.W.=1.6221\\&(1969III\sim1982II)\\ \end{aligned} $$

## (9) 韓 国

長期資本収支FLCNN（ドル建）が名目GN Pに対し一定の比率を保つことを仮定し、内外金利差に加え、為替管理の強さを示す代理変数として、輸入と外貨準備の比率をとった。

$$ \begin{aligned}&FLCNN=80.548-368.57\frac{1+r_{L}^{*}/4}{1+r_{L}/4}\cdot\\ &( 長期資本収支 )(1.207)(8.8200)\frac{( 内外金利差 )}{( 內外金利差 )}\\ &\frac{GNPV}{e}+419.53\frac{GNPV}{(9.6019)}\frac{e}{( 外貨準備 )}-339.31\frac{GFX_{-1}}{MGV}\\ &\cdot\frac{GNPV}{e}+\text{dummies}\\ &\quad\overline{R}^{2}=0.88977,S.E.=305.43,\\ &\quad D.W.=2.1964\\ &\quad(1967II\sim1982III)\\ \end{aligned} $$

短期資本の移動は貿易取引決済に伴うものだけで説明している。

$$ \begin{aligned}&FSCPN=-242.63-0.65661BPC\\&( 短期資本収支 )\ (2.699)\ (13.551)\\&\quad\quad( 經常収支 )\\&\quad\quad+dummies\\&\quad\overline{R}^{2}=0.88021,\ S.E.=538.99,\\&\quad D.W.=1.7461\\&\quad(1966II\sim1981IV)\end{aligned} $$

## C 外国為替市場の需給均衡

前述、A 経常取引、B 資本取引は外国為替市場における需要と供給をつくり出し、経常収支と資本収支の和が外国為替の超過供給となる。中央銀行通貨当局の介入が全くない変動相場制の場合には、この超過供給がゼロとなるように為替レートが定まる。何らかの介入がある場合には、この超過供給が介入額ΔGFXDに等しくなるように為替レートが定まる。各国モデルにおける公的介入前の外国為替の超過供給ΔGFXSの定義と、各国の為替レートのモデル上の決め方は次のとおりである。
## [3] Living Environment

## Food Safety Administration

Food Safety Administration

* The number of quarantine stations (including the number of food sanitation inspectors) is of March 31, 2012, the number of Regional Bureau of Health and Welfare (including the number of food sanitation inspectors), prefectures, cities establishing health centers, special wards, and health centers is of April 1, 2012,

and the number of sanitation inspectors at health centers and facilities of food business operators, etc. is of March 31, 2011.

Note 1: Excluding some regions of Miyagi and Fukushima Prefectures.

Note 2: Excluding some regions of Miyagi and Fukushima Prefectures.