Silviase/jgov_v1.4_full_ann huggingface dataset:
定割合 $ (rr) $ とする等の仮定を設けることにする。

まず，自由準備（RESF）の供給は

$$ RES F=MBU-CUR-RES $$

であるが，上記の仮定より

$$ RESF=MBU\text{·}(cd+rr)\text{·}dm\text{·}MS $$

となる。ここで，MSはマネーサプライの供給である。

次に短期金利は公定歩合と自由準備によって決定されるとすれば

$$ \begin{aligned}R=&\;a_{0}\;+\;\alpha_{1}\;\cdot\;R D I S-\;\alpha_{2}\cdot R E S F\\&\;\alpha_{1}\;>\;0\;,~\alpha_{2}\;>\;0\end{aligned} $$

(1) 式を (2) 式に代入すれば

$$ \begin{aligned}R=a_{0}+a_{1}\cdot RDIS-a_{2}\cdot MBU\\+a_{2}\cdot(cd+rr)\cdot dm\cdot MS\end{aligned} $$

となる。この式はマネーサプライの供給関数を金利によって規準化した式であり，供給関数の形で書き直せば

$$ \mathfrak{a}=\alpha_{2}\cdot(c d+r r)\cdot d m $$

とすれば

$$ \begin{aligned}MS=&-\alpha_{0}/\mathfrak{a}-\alpha_{1}\setminus\mathfrak{a}\cdot R D I S+\\&\alpha_{2}/\mathfrak{a}\cdot M B U+1/\mathfrak{a}\cdot R\end{aligned} $$

と示すことができる。

ここで，αはプラスであるからマネーサプライの供給関数（MS）は利子率を縦軸，マネーサプライを横軸とする平面において右上りの曲線となり，短期金利の自由準備に係るパラメーター（ $ a_{2} $ ）が小さければ小さいほど（大きければ大きいほど），フラット（スティープ）になることがわかる。

他方，マネーサプライの需要関数は

$$ \begin{aligned}MD=&b_{0}+b_{1}\cdot GNP-b_{2}\cdot R\\&b_{1}>0,b_{2}>0\end{aligned} $$

と特定化できる。

それゆえ，金利はマネーサプライの供給と需要が一致するところで決定される。この関数を図式化したのが下図である。

上図には，短期金利の自由準備に係るパラメーターが大きい場合と小さい場合のマネーサプライの供給曲線（MS曲線とMS'曲線）の2つが描かれているが供給曲線がMS' - MS'のようにきわめてフラットの場合はこの曲線とMD曲線から求められるLM曲線もきわめてフラットになることはいうまでもない。

(逆は逆)

3. さて，為替レートを外生化したIGケース1のモデルを用いて，実質公共投資（IG）を実質GNPの1％増大させたシミュレーション結果をコントロールソルューション（基準ケース）と比較してみよう。（詳細は本章の付表を参照）実質GNPは第1期目に基準ケースに比して1.05％増大したあと，ほぼ一様に増加を続け，第8期目でピークの1.40％に達し，以降減少していく。このような実物部門の拡大は稼働率の上昇や失業率の低下をもたらし，賃金・物価の上昇圧力となって働く。民間消費デフレーターは1年目には0.39％，3年目には0.66％上昇し，以降はその上昇率は小さくなっていく。

短期金利は实物部門の拡大によって上昇する。上昇のピークは3年目から4年目である。外国為替の超過供給（ESFE）はシミュレーション期間を通じてマイナスとなる。

以上のような財政乗数を生み出している本モデルのIS - LM - BP曲線およびクラウディングアウトの大きさはどうなっているであろうか。なお補論第3節で述べるマンデルーフレミングモデルの教科書タイプのIS - LM - BP曲線のスキームにおいては，労働 - 賃金 - 価格の供給サイドや金融純資産及び実物資
産の諸変数はすべて捨象されていたが，本モデルにおいてはこれらの変数はいうまでもなく内生変数である。それゆえ以下で述べるIS - LM - BP曲線は，教科書タイプのそれと異なり本モデル体系全体から導かれた擬似的（pseudo）IS - LM - BP曲線であることに留意する必要がある。換言すれば，以下の分析で使用する擬似的IS - LM - BP曲線は，教科書的IS - LM - BP曲線の初期の均衡点と何らかのショックによって教科書的IS - LM - BP曲線がシフトしたあとに求められる均衡点を結んで得られたものと解釈できる。

まず，LM曲線曲線の導出であるが，第3・1図においてcontrol solutionにおける特定時点の長期金利と実質GNPの組合わせをE点とし，実質公共投資を実質GNPの1％増大させたdisturbed solutionおける長期金利と実質GNPの新しい均衡点をE $ _{1} $ とすれば，特定時点（第3・1図では3年目）の擬似的LM曲線はE点とE $ _{1} $ 点を結ぶことによって描くことができる。

次に為替レートを外生化したIGケース1のモデルにおいて，短期金利（RBRA），長期金利（RSEC）等，本モデルが有している全ての金利変数を外生扱いしたモデル（IGケース5とよぶ）をつくり，このモデルを用いて，実質公共投資を実質GNPの1％増大させたシミュレーションにおける長期金利（この場合はコントロールソルューションの解と同じ）と実質GNPの組合せをE2点とすれば，E1点とE2点を結ぶ曲線が右上方シフト後の1'S'曲線でありこの1'S'曲線と平行なE点を通る曲線としてIS曲線を導出できる。そしていうがでもなく，E2点からE1点へのシフトがHicks効果（クラウドアウト効果）であり，実質GNPで測定したその大きさはDC/ACである。

以上のような方法で導出されたIS - LM曲線の形状の中で，クラウディングアウト効果はどの程度であろうか。国内金利を外生化したIGケース5による財政乗数は1年目が1.16，3年目が1.51，7年目が1.53と一本調子に増大しているのに対して，IGケース1のモデルにおいては，財政の拡大に伴って長期金利が1年目0.07％ポイント，3年目0.26ポイント，7年目0.49ポイントと上昇し，これによって投資，消費等の需要項目がクラウドアウトされ，財政乗数は1年目1.14，3年目1.37，7年目1.20とIGケース5の場合よりも小さくなっている。これをクラウドアウト指標（（IGケース5の財政乗数 - IGケース1の財政乗数）/IGケース5の財政乗数）でみれば，1年目が0.017，3年目が0.093，6年目が0.184となっている。この大きさは旧版モデルのそれよりも若干大きくなっているものの，アメリカモデルのクラウドアウト指標よりもきわめて小さくなっており，吉富，新村ほか〔1985〕で得られた日米間のクラウドアウト効果の大きさのちがいに関する結論と同じ結果が得られている。〔第3・1・2表，第3・1・3表参照〕

4. しからば旧版モデルのクラウドアウトの程度よりも今回モデルのそれが若干大きくなった理由は何であろうか。IS曲線の傾きがよりフラットになったのであろうか，それともLM曲線の傾きがよりスティープになったのであろうか。それとも両方の変化によるものであろうか。まず，IS曲線の傾きから求めて
みよう。上で述べたようにIS曲線の傾きは $ E_{1}F/FE_{2} $ で求められる。今回のモデルにおいてはこの大きさは3年目でみて0.26/0.14=1.86であるのに対して，同じような方法で求められた旧版モデルのIS曲線の傾きは約5.8であり，IS曲線の今回のモデルの方がより利子弾力的（フラット）になっていることがわかる。

次にLM曲線についてであるが，この傾きは $ E_{1}F / EF $ で求めることができ今回モデルにおいては3年目でみれば0.26 / 1.37 = 0.19であるのに対して，旧版モデルの場合は0.15と若干ながら，今回モデルのLM曲線の傾きの方がスティープになっている。以上の考察より今回の日本モデルのクラウドアウト効果が旧版のそれに対して若干大きくなった理由は主にIS曲線がより利子弾力的になったことによるものであるといえよう。

5. このように，今回のモデルにおいては旧版モデルに比して主にIS曲線がより利子弾力的になったことによりクラウドアウトの程度は大きくなったといえるが，アメリカモデルに比較すれば依然としてきわめて小さい。IS-LM曲線の傾きでこの点を確認してみよう。まずIS曲線である。アメリカモデルにおけるIS曲線の傾きは9年目で0.82であり，今回の日本モデルで得られた日本のIS曲線の傾き（1.86）はアメリカのそれより依然としてスティープになっていることがわかる。

次に，LM曲線は今回の日本モデルにおいて若干ではあるが，スティープになったものの，アメリカモデルのLM曲線の傾き（3年目）0.70（1.18／1.68）に比べると依然としてきわめてフラット（利子弾力的）になっている。このように日本の場合，財政支出の拡大がアメリカの場合と比してより小さなクラウドアウト効果しかもたらさないことや後に述べる財政支出の拡大による円レートの減価という本モデルの特性は，日本におけるよりスティープなIS曲線，及びよりフラットなLM曲線によってもたらされていると考えられよう。しからば次に解明されるべきは，アメリカに比して日本のIS曲線はなぜスティープであり，LM曲線はなぜフラットであるかという問題である。本節ではLM曲線に焦点をしばって分析を進めることとする。（IS曲線の差異については，吉富，新村ほか〔1985〕，Yashiro，Sadahiro et al〔1986〕を参照。

本節の2で述べたようにLM曲線は貨幣の需要関数のMD曲線と供給関数のMS曲線から求められるが，貨幣需要関数の利子弾力性が大きければ大きいほど，また貨幣供給関数の利子弾力性が大きければ大きいほど，LM曲線は利子弾力的になり，よりフラットな傾きとなることはいうまでもない。まず，貨幣需要関数は日米間で大きな差異があるかどう

第3・1・3表 クラウドアウト指標 - IGケース 1（FIXモデル）

今回の日本モデル	旧版日本モデル	アメリカモデル
クラウドアウト指標 (CD/AC)	1 年 目	0.017	0.015	0.152
3 年 目	0.093	0.025	0.459
6 年 目	0.184	0.049	△ 0.283
名目長期金利の上昇幅 (%ポイント)	1 年 目	0.07	0.15	0.34
3 年 目	0.26	0.21	1.18
6 年 目	0.44	0.37	1.90
財政乗数	1 年 目	1.14	0.98	2.00
3 年 目	1.37	1.41	1.68
6 年 目	1.24	1.38	1.22

（注）旧版日本モデル，アメリカモデルの値は吉富，新村ほか〔1985〕より引用
推計期間	所得効果(b1)	金利効果(b2)	貨幣需要関数の傾き(b1/b2)
日本	1973Q1-1984Q4	1.304	-0.0021	-621.0
1975Q1-1984Q4	1.356	-0.0033	-410.9
1978Q1-1984Q4	1.487	-0.0060	-247.8
アメリカ	1973Q1-1984Q4	1.078	-0.0113	-95.4
1975Q1-1984Q4	1.148	-0.0122	-94.1
1978Q1-1984Q4	1.296	-0.0113	-114.7

（注）関数の特定化

か見てみよう。本モデルおよびアメリカモデルが内在している貨幣需要関数の金利・マネーサプライ平面における傾きを導出するためには，それぞれのモデルが有しているマネーサプライ（ここでは $ M_{2} $ で代表する）の構成項目の需要関数（日本モデルの場合は現金通貨，要求払預金，定期性預金の3本，アメリカの場合は現金通貨，商業銀行当座性預金，その他当座性預金，貯蓄性・小口定期預金等の4本）のみを取り出したサブモデルによって所与の金利に一定の変化がみられた時のマネーサプライの変化の大きさを求めることが必要であるが，このような導出方法を別稿にゆだねることにして，ここでは，その代わり，単純にマクロの集計化された $ M_{2} $ の需要、関数によって貨幣需要関数の傾きをみてみよう。

上表の結果よりアメリカの貨幣需要関数が比較的安定しているのに対して，日本の場合は2度にわたるオイルショックの影響や最近の金融市場の構造変化の影響等により必ずしも安定していないことがわかる。しかしながら総じていえることは貨幣需要関数の金利-マネーサプライ平面における傾きを日米間で比較すれば，日本の場合の方が金利非弾力的（即ちスティープ）である。このことはマネーサプライの供給を一定とすれば，所与のGNPのショックに対して，金利は日本の方がより大きく反応することを意味しており，先に導出された日本のLM曲線がアメリカのそれよりきわめてフラットであるとの観察と矛盾することになる。

それゆえ，日本のLM曲線がきわめてフラットであることの原因は貨幣需要関数の傾きにあるのではなく貨幣の供給関数が日本の場合きわめてフラットになっていることに由来していると推論することができよう。（この点は当研究所主催の第2回国際シンポジウム（1984）年の場で，A. Ando教授，天野教授によって指摘されている。（Economic Research Institute [1984]))

6. このことを確認することはきわめて容易である。本モデルにおいてインプライされているマネーサプライの供給関数は本節の2の（5）式である。この関数で，1/αが金利の変化に対するマネーサプライの供給量の変化を示すパラメータであるが，αが小さければ小さいほど，所与の金利の変化に対するマネーサプライの供給量の変化は大きくなり，金利-マネーサプライ平面におけるマネーサプライの供給関数はフラットになり，貨幣需要関数を所与とすれば金利-GNP平面における
LM曲線はフラットになる。そこでαを規定しているものは上記の（4）式の右辺を構成しているパラメーターであるが，このパラメーターの中で日米間で際立った差異をみせているのが $ a_{2} $ ，すなわち（2）式の短期金利の決定要因としての自由準備に係るパラメーターなのである。

推計結果でこの点を見てみると，今回の日本モデルにおける $ a_{2} $ の大きさは0.66，旧版日本モデルのそれは0.13であるのに対して，アメリカの場合は7.7となっており，今回の日本モデルにおける $ a_{2} $ の大きさは旧版のそれに比較して若干大きくなったものの，アメリカのそれと比較すればおよそ1/10にすぎない。（比檢的にいえば日本では流動性のトラップが供給サイドで起こっているといえよう。）

それゆえ，我々はつぎのように結論できる。すなわち，日本のマネーサプライの供給関数がさわめて利子弾力的であることがLM曲線をきわめてフラットにしており，このことが財政拡大によるクラウディングアウトの効果を小さくし，かつ後に述べるように財政拡大によって円レートを減価させているのである。そして日本におけるきわめて利子弾力的なマネーサプライの供給メカニズムは，短期金利が公定歩合によってほとんど決定され，短期金融市場の需給を表わす自由準備によって影響される程度がきわめて小さいことを意味しているといえる。

それゆえ，次に，公定歩合はモデル上外生変数とすべきか，あるいは内生変数とすべきか，そして後者の場合には日本のLM曲線はどうなるかという問題が登場してくる。この問題については後ほどとり上げることにして，その前に為替レートを外生化したIGケース1のモデルにおける財政支出拡大による国際収支の変化を，第3・1・2表のFIXモデルにおけるIGケース1の外国為替に対する超過供給（ESFE）の欄よりみてみよう。実質公共投資を実質GNPの1％増加した場合，スタンダードケースに比して，ESFEは1期目で2.4億ドル，1年目で10.1億ドル，3年目で20.5億ドル，7年目で52.1億ドル赤字化している。このことはIGケース1のモデルにおいてはBP曲線よりもLM曲線が利子弾力的（よりフラット）になっていることを意味しているのである。

7. 次に，為替レートを内生化した場合の財政政策の効果を同じIGケース1のモデルを使ってみてみよう。

上で述べたように，本モデルにおけるBP曲線はLM曲線より立っており，為替レートが固定されている場合には，財政支出の拡大は国際収支を赤字化する。このことは為替レートを減価させる力となって働くことになる。第3・1・2表のFLEXモデルによるIGケース1の為替レートは1期目に0.02%，1年目には0.31%，3年目には1.06%減価している。旧版日本モデルにおける財政拡大による為替レートの減価率は1年目が1.55%，3年目が3.25%であったことと比較すると今回モデルの方が円レートの減価の程度が小さくなっていることがわかる。（なお，第2次EPA世界モデルのフルリンクモデルの場合米国の財政支出の拡大は米国ドルの増価をもたらすという結果がえられているが，この原因として，日本の場合とは逆に米国ではBP曲線がLM曲線よりフラットになっていることによるものであると解釈するむきがあるが，このような解釈は次のような理由でまちがっている。すなわち第2次EPA世界モデルのフルリンクモデルにおいては，米国のドルレートは米国以外の先進7ヶ国（日本，ドイツ，イギリス，フランス，イタリア，カナダ，オーストラリア）の対ドルレートの加重平均の逆数で定義的－すなわち他国の為替レートの裏がえしとして決定されており，米国ドルの決定にとって米国のBP曲線（とくに資本勘定関数）は関与していないからである。米国の財政支出の拡大が米国ドルの増価をもたらす理由は次のようなメカニズムによっている。すなわち，まず米国の財政支出の
第3・2図 IS - LM曲線のシフトと傾きの変化

[(FLEXモデル（3年目）)]

拡大は米国のLM曲線がきわめて立っていることより米国の金利を大きく上昇させる。このため，日本を含む米国以外の先進7ヶ国において，経常収支は黒字化するものの，資本収支の大幅な悪化がみられ，これら7ヶ国の為替レートは減価し，定義的にドルは増価することになる。このように第2次EPA世界モデルにおいて，米国の財政拡大がドルを増価させるメカニズムはきわめて単純化していえば，米国のLM曲線が非米国のBP曲線よりスティープであることによるものと理解することができる。）

8. このような財政拡大による為替レートの減価という経済全体への新たなショックは固定為替レートの場合に比較して擬似的IS - LM 曲線のシフトと勾配の変化をもたらすことになるが，ここではIS曲線について考慮する。まずIS曲線のシフトについてみてみよう。導出方法は上記の3でのベた方法と同じである。すなわち，為替レートが内生化されたIGケース5のモデル（金利変数はすべて外生化したモデル）において，実質公共投資を実質GNPの1％増大したdisturbedケースとstandardケースを比較し，前者における実質GNPの後者におけるそれとの乖離率を為替レートが固定化されたIGケース5の場合の実質GNPの乖離率と比較する。第3・1・2表よりわかるように，実質のGNPの乖離率はFIXモデルの場合が1年目1.16，3年目1.51，7年目1.53であるのに対して，FLEXモデルの場合はそれぞれ1.20，1.78，1.96である。このことより，為替レートを内生化した変動為替相場制下のIS曲線は右にシフトすることがわかる。第3・2図は3年目の効果を示したものであるが，FIXモデルの場合はE点からE₂点にシフトするのに対して，モデルにおいてはE点からE₄点にシフトしていることになる。この理由はいうまでもなく，FLEXモデルにおいては，財政拡大によって為替レートが減価することによって（IGケース5において，1年目0.66，2年目2.36，3年目2.89％の減価である），実質輸出が増大し，実質GNPがより大きく拡大するためである。そして，この場合，実質GNPは1年目が，1.20，3年目が1.78，7年目が1.96と一本調子に拡大していることがわかる。

次に擬似的IS曲線の傾きが為替レートの内生化によって為替外生化の場合と比べてどう変化するかをみてみよう。IS曲線の傾きは上の3でのべたように為替レート外生化の場合において，$\mathrm{E_{1}F/FE_{2}}$ の大きさで求めたが，これと同じ導出方法を為替レート内生化の場合に適用すると，3年目で0.97，6年目で0.82となっており，為替レート外生の場合が3年目で1.86，6年目で1.57となっていることからわかるように，為替レート内生化モデルにおいてはIS曲線の傾きは2倍程度フラットになっている。この理由は次のように考えることができる。すなわち，今LM曲線が何らかの理由，例えば，非借入マネタリーベースの減少によって左上方にシフトしたとしよう。この場合，まず金利の上昇が起こるが，為替レート内生化の場合はこれが為替レートの増価を通じて実質輸出の減少をもたらす。そのため教科書的IS曲線は左下方にシフトし，為替レートが外生化されている場合よりもより大きな実質GNPの減少をもたらし，擬似的
第3・1・5表 クラウドアウト指標 - IGケース 1（FLEXモデル）

今回の日本モデル	旧版日本モデル	アメリカモデル
クラウドアウト指標(CD/AC)	1年目	0.033	0.025	0.196
3年目	0.174	0.033	0.584
6年目	0.285	0.002	1.584
名目長期金利の上昇幅(%ポイント)	1年目	0.09	0.231	0.308
3年目	0.30	0.186	1.162
6年目	0.45	0.113	1.909
財政乗数	1年目	1.16	1.08	2.01
3年目	1.47	1.91	1.62
6年目	1.38	1.90	0.66

（注）旧版日本モデル，アメリカモデルの値は吉富，新村〔1985〕より引用

IS曲線の傾きがよりフラットになるのである。（言うまでもなく，教科書的IS曲線の傾きは関数が線形であれば，為替レートが外生化されている場合でも内生化されている場合でも同じである。）

クラウドアウト指標でこの点を確認すると，FLEXモデルの場合のクラウドアウトの大きさは1年目0.033，3年目0.174，6年目0.285となっており為替レート外生化モデルのそれより大きくなっていることがとわかる。

(第 $ 3\cdot1\cdot5 $ 表参照)

## 第2節 IS - LM - BP曲線とマクロ政策の効果（II）

1. 前節において,我々は(i)日本の短期金利はほとんどが外生化された公定歩合によって決定されていること,(ii)これがマネーサプライの供給関数およびLM曲線を利子弾力的にしていること,(iii)そして,これがゆえに,日本の財政拡大によるクラウドアウト効果は小さく,為替レートは減価するという結果をもたらしているという本モデルの特性を明らかにした。

そこで本節においては，短期金利の決定式あるいはマネーサプライの供給関数に種々の代替的な仮想ケースを仮定し，マネーサプライの供給関数あるいは，LM曲線の勾配をよりスティープにした場合，前節で得られた財政拡大の効果がどの程度修正されるか検討してみよう。

2. まず最初のケースは需給感応型の短期金利の決定式を仮定したケース（IGケース4）である。前節の6でみたように日本の短期金利（RBRA）の決定式において短期金融市場の需給要因を示す変数である自由準備（RESF）に係るパラメータ一の大きさはアメリカのそれに比して約1/10であることをみた。これゆえ，ここではこのパラメータ一を10倍に変更し，財政支出拡大のシミュレーションを行い，スタンダードケースと比較するという乗数分析を行った。（乗数の詳細は本章付表を

第3・3図 LM曲線の勾配の変化(FIXモデル，短期金利需給感応型ケース）
参照されたい。)

第3・3図はこのような短期金利関数の自由準備の係数にほぼアメリカ並みのassumed parameterを仮定した場合のLM曲線の勾配の変化を3年目について示したものであるが，前節で迎べたIGケース1モデル（FIXモデル）に比較して次のような点を指摘することができる。

(i) IGケース1モデルにおけるLM曲線の傾きは $ E_{1}F / EF $ であるが，このケース（IGケース4）においては $ E_{4}G / EG $ と大きくなり，よりスティープになっている。3年目の値でみて，IGケース1モデルのLM曲線の傾きは0.19であったが，本モデル(IGケース4)の場合は0.72となっている。

(ii) クラウドアウトの大きさはこのようなLM曲線の傾きの変化によって，本モデル（IGケース4）の場合，IGケース1より大きくなっている（3年目でみて0.093から0.331）。

(iii) このようなLM曲線の傾きの変化によって，為替レートを内生化した場合には為替レートは増価する。

(iv) また，その結果，為替レートの内生化の財政乗数はIGケース4の方がIGケース1よりも，実質輸出の減少を通じてさらに小さくなる。

(v) 貿易収支に与える効果をIGケース1モデルとIGケース4モデルで比較すると，為替レートが外生化されている場合（FIXモデル）にはIGケース4の方が財政乗数が小さいため，輸入の増加が小幅に止まり，貿易収支の赤字化の程度は小さくなる。為替レートを内生化した場合（FLEXモデル）には，貿易収支に対する効果は，このような所得効果と為替レートの増価による価格効果の相対的力関係に依存しているが，本モデルの場合は，3年目以降は為替レート増価による価格効果が相対的に強く働き貿易収支の赤字幅は若干ながら大きくなっている。

次に経常収支に与える効果については，財政拡大による国内金利の上昇がより大きいIGケース4の方がサービス収支の中の投資収益収支がより悪化するため，経常収支もIGケース4の方が赤字幅が大きくなっている。

3. 前節6で述べたように，日本のLM曲線が際立ってフラットになっている原因は，日本の短期金利がほとんど公定歩合によって決定されていることによるものであることをみた。それゆえ，公定歩合はモデル上外生変数とすべきか，それとも，市場金利等に反応する内生変数とすべきかという問題が登場する。この問題にこたえるために，ここでは，公定歩合（RDIS）と短期金利（RBRA）の2変数からなるARモデルをつくり，相対的貢献度（Relative Power Contribution，RPC）を計算することによって，この2変数間のフィードバックの強さ，あるいは因果関係の方向をしらべた。第3・4図はこの2変数間のRPCを図示したものであるが，この図より公定歩合はほとんどが自分自身のノイズによって駆動しており，外生的要因が強く，短期金利からの影響はきわめて小さいこと，逆に公定歩合から短期金利への影響は短期的にはきわめて大きいことが観察される。それゆえ，日本モデルにおいては公定歩合を外生変数扱いすることはきわめて当然のことといえよう。

このことを承知した上でここでは一つの実験モデルとして非借入マネタリーベース（MBU），マネーサプライ（M2），および金利の扱いについてはIGケース1モデルと同じであるが，公定歩合（RDIS）について次のような短期金利（RBRA）と同時決定型の関数を内生化したモデルをとりあげてみよう。

$RDIS=0.77799+0.66955\cdot RBRA$

(2.17) (14.01)

コクラン・オーカット法 ($\rho=0.724$)

$\overline{R}^{2}=0.859\quad S=0.23946\quad DW=1.60$

(1977Q1 - 1985Q1)
このような公定歩合関数を短期金利に代入すれば，短期金利の自由準備に係るパラメータは1/0.66955大きくなり，LM曲線は若干ではあるが，立ってくることは容易に理解されよう。

このモデル（IGケース3）を使って財政拡大シミュレーションを行い，乗数を示したのが第3・1・2表のIGケース3であるが，為替内生化の場合，為替レートは2年間ごくわずかではあるが増価するとの結果を得た。

以上取り上げた2つの仮設的ケース（IGケース4とIGケース3）のシミュレーション結果は，日本の公定歩合が自律的ではなく市場金利追随的に決定されるならば，財政拡大は円レートを増価させることを示唆している。

4. 最後にnon-accommodating な金融政策の基準としてマネーサプライ（ $ M_{2} $ ）が標準ケースと比較して変化しない状況を想定し， $ M_{2} $ を外生変数としたモデル（IGケース2）により財政拡大シミュレーションを行った。

このモデルにおいては，マネーサプライ（ $ M_{2} $ ）の供給曲線は金利－マネーサプライ平面において垂直に立っており，金利はマネーサプライの需要曲線によって決定されると考

## 第3・4図 公定歩合と短期金利の相対的貢献度

本図の作成に用いた公定歩合（RDIS）と短期金利（RBRA）のARモデル

$$ \begin{aligned}RDIS=&0.33489D+00\cdot RDIS(t-1)+0.10401D+00\cdot RBRA(t-1)\\&-0.21878D+00\cdot RDIS(t-2)+0.45149D-01\cdot RBRA(t-2)\\&+0.14217D+00\cdot RDIS(t-3)+0.62163D-01\cdot RBRA(t-3)\\&+0.18698D+00\cdot RDIS(t-4)-0.59560D-01\cdot RBRA(t-4)\\RBRA=&0.10573D+01\cdot RDIS(t-1)-0.26694D+00\cdot RBRA(t-1)\\&+0.13747D+00\cdot RDIS(t-2)-0.36713D+00\cdot RBRA(t-2)\\&+0.10710D+00\cdot RDIS(t-3)-0.26252D-01\cdot RBRA(t-3)\\&+0.54805D+00\cdot RDIS(t-4)-0.20708D+00\cdot RBRA(t-4)\end{aligned} $$

次数 = 4

期間 1975年1月 - 1985年12月

正規化された予測誤差の標準誤差

RDIS RBRA

RDIS 0.10000D + 01 0.44208D + 00

RBRA 0.44208D + 00 0.10000D + 01

本図の作成は当研究所世界経済モデルプロジェクトの藤原直哉氏に全面的に負っている。
第3・2・1表 Sachs-Mckibbinモデルと本モデル（IGケース2のFLEXモデル）の日本の財政拡大効果

1 年目	2 年目	3 年目	4 年目	5 年目
(S-Mモデル)
実質GNP(%)	0.6	0.8	0.8	0.7
金利(%ポイント)	0.5	0.7	0.9	1.2
円レート(%)	3.2	2.9	2.8	2.7
経常収支(10億ドル)	6.0	5.6	5.9	6.5
(本モデル)
実質GNP(%)	0.83	0.70	0.65	0.55	0.51
短期金利(%ポイント)	1.38	1.16	1.23	1.23	1.31
長期金利(%ポイント)	0.67	0.84	0.92	1.04	1.14
円レート(%)	2.12	1.95	1.50	1.13	1.02
経常収支(10億ドル)	0.9	3.3	4.5	5.3	5.4

(1) S - MモデルはIshii-Mckibbin-Sachs [1985] Table 6より引用

(2) S - Mモデルの財政ショックは実質政府支出を実質GNPの1%増加させ，本モデルは実質公共投資を実質GNPの1%増加させたケースである。

(3) S - Mモデルのシミュレーション期間は1984年 - 1987年，本モデルの場合は1978年 - 1982年である。

えることができる。このような，マネーサプライ外生という想定は第2次EPA世界モデルを批判した Sachs-Mckibbin モデル（S-M モデル）の前提と同一であり，このようなモデルを使用することによってはじめて我々のモデルと Sacbs-Mckibbin モデルの財政乗数の比較が可能となるのである。

第3・2・1表は日本の財政拡大の効果を主要変数について両モデルのシミュレーション結果を比較したものであるが，次のような点が観察される。

(i) 円レートは本モデル（IGケース2）の場合，その変化率はS - Mモデルより若干小さいものの増価する。また，2年目以降円レートの増価率が次第に小さくなっていくパターンは両モデルの間で共通してみられる。

(ii) GNPへのインパクトも両モデルの間で大きな違いはみられない。

(iii) 金利に与える効果は本モデルの方が大きいが，これは前節で述べたように，我々のモデルのベースとなっている貨幣需要関数の金利に関する弾力性（0.003 - 0.006）が S - M モデルのそれ（0.009）より小さいことによるものと思われる。

(iv) このように，我々のモデルでは金利の上昇が大きいにもかかわらず，円レートの増価率がS-Mモデルのそれより小さいのは一部にはBP曲線の傾きが我々の場合S-Mモデルのそれよりよりスティープになっていることによるものと思われる。

(v) 経常収支への効果は1年目で本モデルが9億ドルの赤字であるのに対して，S-M モデルのそれは60億ドルと本モデルの場合がきわめて小さくなっているが，これは，本モデルにおいてはJカーブが働くようにモデル化されているのに対して，S-M モデルではJカーブ効果を無視していることによるものである。ちなみに，3年目以降の経常収支への効果の大きさの違いはほぼ円レートの違いによって説明出来る。

## 第3節 国際収支ブロックの特性と金融政策の効果

### 1. モデルの説明

第1章第6節で詳述した Tsiang-Zohmen の理論フレームに基礎をおいた本モデルのBOP
為替レート期待レートとも外生	為替レート内生
期待レート外生	期待レート内生
BOPI	BOPI - 1モデル	BOPI - 2モデル	BOPI - 3モデル

セクターの特性をより明らかにするために，本節では（i）第2章第2節で掲げた39本の方程式からなるBOPセクターのうち対外直接投資資産増（BPDA），投資収益受取（BPXIIV），投資収益支払（BPMIIV），その他サービス収入（BPXSOV），その他サービス支払（BPMSOV）の5本の関数を外生にしたサブモデル（以下，BOPIモデルとよぶ。）を取り出し，（a）為替レート（FXS），期待為替レート（FXSE）を外生化した場合，（b）為替レートは内生化するが期待為替レートは外生化した場合，（c）為替レートも期待為替レートも内生化した場合の3つのサブモデルをつくり，それぞれについて国内金利の外生的変化の効果を分析することによって本モデルの国際収支・為替レートプロックの特性と金融政策の効果を検討する。

### 2. BOPI - 1モデルによる国内金利下落の効果

最も単純なBOPI - 1モデルにおける国内金利の下落（2％ポイント）の効果からみてみよう。

イ）まず国内金利の下落は長期資本の流出をもたらす。本モデルの場合，対外長期資産残高（KLPA）は第1期目（1978年第1四半期）に，基準ケースに比較して0.25％増大したあと，当該関数のコイックラグ構造の特定化より，2期目以降，徐々に増大し6年目にはほぼ定常状態の1.35％まで増大する。口）一方，対外長期負債残高（KLPL）は第1期目に0.08％低下したあと2期目以降はその低下率は拡大し，5年目には0.73％まで下落する。その結果，長期資本収支（BPLC）は悪化するが，その資本流出額は1年目で約6億ドルと小さい。八）次に短期資本についてみると，まず，国内短期金利の2％ポイントの下落による先物レートの0.5％の増価（2％ポイント/400＝0.005）により，対外短期純負債残高は減少する。基準ケースとの乖離幅でみて第1期目が16.5億ドル，2期目が20.4億ドル，3期目が18.3億ドル，4期目が25.9億ドルと減少したあと，長期的にはおよそ約40億ドル程度まで低下する。その結果フローベースでみた短期資本収支は第1期目には年率約66億ドル赤字化（資本流出）するが2期目以降の短期資本収支の変化幅は小さい。

なお，長期資本と短期資本を合計した資本収支の第1期目の流出額は国内金利1％ポイントあたり年率約36億ドル-四半期ベースで9億ドルとなっている。

二）以上のような資本収支の変化から通貨当局の積極的介入額（FGFX@）を控除したものが外国為替に対する超過供給（ESFE）であるが，本モデルの場合，第1期目には71.7億ドルの超過需要が発生したあと2期目以降はしだいに減少するという結果をもたらしている。

### 3. BOPI - 2モデルによる国内金利下落の効果

(1) 次に為替レートを内生化したモデル（期待為替レートは外生）における国内金利下落の効果を考えてみよう。

ここで重要なポイントは上記のように外国為替に対する超過需要が発生した場合，直物レートは減価する方向に変化すると思われるが，その際先物レートはどう変化するか，そして，外生的に生じた2％ポイント（四半期ベースで0.5%）の国内金利の変化は直物レートと先物レートにどの程度分割（split）されるか，またその分割割合を決定する要因は何であるかという問題である。

(2) 補論で詳細に述べているように本モデルが基礎としている Tsiang-Zohmen モデルは，
先物為替でカバーをとった利子平価が成立しているとすれば，次のような先物市場均衡式，直物市場均衡式および利子平価式の3本で定式化される。（なお，ここでは，貿易取引および長期資本取引はすべて直物為替で行われるものと仮定する。また通貨当局の介入はないと仮定する。）

$$ A_{t}+KSP_{t}=0 $$

$$ T_{t}-(K L A_{t}-K L A_{t\_{1}})-A_{t} $$

$$ -K S P_{t\_{1}}=0 $$

$$ \log(1+R_{t})=\log(FXF_{t})-\log(FXS_{t}) $$

$$ +\log(1+R^{*}_{t}) $$

ここで， $ FXS_{t} $ は直物レート， $ FXF_{t} $ は先物レート， $ R_{t} $ は国内金利， $ R^{*_{t}} $ は外国金利である。また $ A_{t} $ は利子裁定取引より生じる先物為替の超過供給（直物為替の超過需要）， $ T_{t} $ は貿易取引より生じる直物為替の超過供給， $ KLA_{t} $ は長期資本取引より生じる【直物為替の超過需要， $ KSP_{t} $ は先物為替投機による先物為替の超過供給であるが，それぞれの関数は次のように特定化されているとする。（NWは円建の民間純資産とする。）

$$ T_{t}=T(FXS_{t}) $$

$$ \log(KLA_{t}\cdot FXSt/NW_{t})=k\cdot\log $$

$$ \left(\left(1+R^{*}{}_{t}\right)/\left(1+R_{t}\right)\cdot FXSE_{t}/FXS_{t}\right) $$

$$ \log(KSP_{t}\cdot FXSt_{-1}/NW_{t})= $$

$$ m\cdot\log(FXF_{t}/FXSE_{t}) $$

以上の前提の下に，国内金利および期待為替レートの変化による直物レートおよび先物レートへの当期の効果を解析的に求めれば次のとおりである。（なお，以下において

$$ \begin{aligned}f=&\log(FXF),s=\log(FXS),s^{e}=\log\ $ \ FXSE),r=&\log\left(1+R\right),r^{*}=\log\left(1+R^{*}\right)\end{aligned} $$

である。また T'は直物レートの変化に対する貿易収支の変化である。）

$$ \varDelta f=((T^{\prime}+K L A)\bullet\varDelta r+(k\bullet K L A+ $$

$$ m\cdot KSP)\cdot\Delta s^{e})/D $$

$$ \varDelta s=(\mathbf{\Lambda}-(k\cdot KLA+m\cdot KSP)\cdot\varDelta r $$

$$ +(k\cdot KLA+m\cdot KSP)\cdot\Delta s^{e})/D $$

$$ \Delta s=\Delta f-\Delta r $$

$$ ( 但 し ,D=(T^{\prime}+KLA+k\cdot KLA+m\cdot KSP) $$

であり，ここではプラスと仮定する。）

以上の(7)式～(9)式より国内金利下落および期待為替レートの変化による直物レートおよび先物レートへの効果については次のような結論を得ることができる。

(イ) まず,期待為替レート不变( $ \Delta s^{e}=0 $ )の下での国内金利の下落は, $ T^{\prime}+KLA>0 $ であり,かつ初期の対外長期純資産残高(KLA)および対外短期純負債残高(KSP)がプラスである限り,直物レートを減価させる( $ \Delta s/\Delta r<0 $ )

なおこの場合，円レートの減価率は国内金利の変化幅より小さい $ (-1 < \Delta s / \Delta r < 0) $ 。さらに言えば，国内金利の下落幅以上に直物レートが減価するのは，国内金利の下落によって期待レート $ (s^{c}) $ が減価する場合に限られる。

(ロ) 次に先物レートに与える効果については，初期の対外長期純資産残高（KLA）がプラスであり，かつ，貿易収支にJカーブが存在しない（ $ T' > 0 $ ）ならば，国内金利の下落は先物レートを増価させる（ $ \Delta f/\Delta r > 0 $ ）。また貿易収支にJカーブ効果がみられる場合でも，初期の対外長期純資産残高（KLA）がかなり大きければ（ $ T' + KLA > 0 $ ），国内金利の下落は先物レートの増価をもたらす。逆に，きわめて大きなJカーブ効果がみられるか，あるいは，初期の対外長期純資産残高（KLA）がマイナスの場合（ $ T' + KLA < 0 $ ），先物レートは減価する。

(ハ) 国内利子率の変化幅は先物レートの変化率と直物レートの変化率の差に等しい。

（二）先物為替投機による先物為替の超過供給が弾力的であればあるほど（mが大きければ大きいほど），あるいはまた対外長期純資産の利子弾力性（k）が大きければ大きいほど，一定の国内利子率の変化に対する先物レートの変化率は小さく，直物レートの変化は大きくなる。極端な場合はmが無限大のとき，一定の国内利子率の変化はすべて直物レートの変化で吸収され，先物レートは変化しない。（先
物レートはすべて期待レートで決定される。)

(ホ) 国内利子率が不变の下で,期待レートのみが

变化した場合は,先物レートと直物レートは

同じ率だけ期待レートと同方向に変化する( $ \Delta f = \Delta s $ )。

なお, k あるいは m が大きければ大

きいほど, 先物レート (および直物レート)

の期待レートに対する変化率は大きくなる。

(3)以上の分析を踏まえて,BOPI - 2モデル(為替レート内生,期待レート外生)による国内金利の下落の効果をみてみると次のようないくつかの点を指摘することができる。

（イ）第1期目の直物レートは減価，先物レートは増価しているが，0.5%（2％ポイント/400）の国内金利の下落に対応してほとんどが，直物レートの変化に吸収されており，先物レートの増価率はきわめて小さい。これは，先物レートの変化に対する対外短期純負債残高(KSNL，上記理論式のKSPに相当)の弾力性（上で述べたm）が大きいためである。

（口）第2期目以降についても第1期目と同じように国内金利の下落はほとんど直物レートの減価によって吸収されており，先物レートの変化は小さい。（先物レートの変化方向は理論的には $ T^{\prime}+KLA $ の符号に依存しているが本モデルの場合，先物レートは増価していることから判断して，本モデルにおいては $ T^{\prime}+KLA $ がプラスになっていると考えられる。）

(ハ) 直物レートの減価に伴ない経常収支(サービス収支を外生にしているので貿易収支に等しい)は第3期目まではJカーブ効果により赤字化したあと，第4期目以降は黒字化する。

（二）対外長期資産残高(KLPA)はBOPI - 1の結果とちがい，国内金利の下落によって減少しているが，これは次のように考えられる。すなわち上記のモデルを使用すれば（上記のモデルではKLA = KLPA - KLPLと考えられる），

$\Delta KLA = -\Delta s \cdot KLA + k \cdot (\Delta s^{e} - \Delta r - \Delta s) \cdot KLA$

であるが（ここで，$\Delta s^{e}=0$ と仮定），右辺第2項において，$r$ の下落による KLA の増加圧力はあるものの，$r$ の下落が $s$ の同程度の減価によって吸収され，$\Delta r + \Delta s$ はほとんど化しないこと，さらには直物レートの減価によって右辺第1項の $\Delta s \cdot KLA$ が増大すること（すなわちドルベースでみた民間純資産が減少するというevaluation effect）によって，結果的には国内金利の下落によって KLA は減少することとなるのである。

(ホ) また対外長期負債残高（KLPL）の変化もきわて小さいが，これも金利（r）の下落がほとんど直物レート（s）によって吸収され $ \Delta r+\Delta s $ がほとんど下落しないことによるものである。（なお， $ \Delta r+\Delta s $ の変化が小さくとも，長期資産（負債）残高の利子弾力性（2）でのベたk）が大きければ，対外長期資産，負債残高の変化は大きくなるが，本モデルで使用しているKLPA，およびKLPL関数の利子弾力性が小さいことは第2章2節の為替レートの安定性の項の分析結果からも確認されている。）

(へ) 以上の結果, 為替レートが固定化されている場合(BOPI - 1モデル)には国内金利の下落によって, 長期資本収支は赤字化(資本流出)するものの為替レートを内生化したBOPI - 2モデルでは赤字幅は小さく(ないしは黒字化)している。

（ト）上で述べたように，先物レートの増価率が為替レート内生モデルではきわめて小さいために短期資本は第1期において先物レートの増価によって赤字化（資本流出）するものの，その額は為替レートが固定化されているBOPI-1モデルの場合よりも小さくなっている。

4. BOPI-3モデルによる国内金利下落の効果

次に期待為替レートを内生化したBOPI - 3に
第3・3・1表 国内金利の下落（2％ポイント）の効果

( BOPI - 1 モデル 直物レート , 期待為替レートとも外生 )

BPC(100万$)	KLPAC(%)	KLPL(%)	BPLC(100万$)	BPSNC(100万$)	KSNL(100万$)	FGFX@(100万$)	ESFE(100万$)	FXF(%)	FXS(%)	FXSE(%)
1年目Q1	0.0	0.25	0.08	571	6601	1650	0	7172	0.50	0.0	0.0
Q2	0.0	0.43	0.22	429	1539	2035	2324	4291	0.50	0.0	0.0
Q3	0.0	0.63	0.33	915	840	1825	4470	4395	0.50	0.0	0.0
Q4	0.0	0.76	0.41	501	3040	2585	847	4388	0.50	0.0	0.0
2年目	0.0	1.00	0.56	474	296	2690	490	1260	0.50	0.0	0.0
3年目	0.0	1.17	0.67	326	24	2862	44	306	0.49	0.0	0.0
4年目	0.0	1.20	0.71	296	145	2765	38	188	0.49	0.0	0.0
5年目	0.0	1.30	0.73	924	1039	3335	2193	231	0.50	0.0	0.0
6年目	0.0	1.35	0.73	459	275	4174	1206	1941	0.50	0.0	0.0
7年目	0.0	1.38	0.74	491	403	4218	814	1708	0.50	0.0	0.0

(注) $ ESFE = BPC + BPLC + BPSNC - FGFX@ $

第3・3・2表 国内金利の下落（2％ポイント）の効果

( BOPI - 2モデル 直物レートは内生, 期待為替レートは外生 )

BPC(100万$)	KLPAC(%)	KLPL(%)	BPLC(100万$)	BPSNC(100万$)	KSNL(100万$)	FGFX@(100万$)	ESFE(100万$)	FXF(%)	FXS(%)	FXSE(%)
1年目Q1	289	0.29	0.01	578	922	231	634	0	0.07	0.43	0.0
Q2	189	0.31	0.02	17	351	143	145	0	0.02	0.48	0.0
Q3	127	0.33	0.02	247	353	231	233	0	0.02	0.48	0.0
Q4	2	0.33	0.02	14	52	218	63	0	0.02	0.48	0.0
2年目	270	0.29	0.04	26	209	356	35	0	0.04	0.45	0.0
3年目	392	0.18	0.08	100	283	624	9	0	0.08	0.41	0.0
4年目	356	0.07	0.12	149	195	829	12	0	0.12	0.37	0.0
5年目	339	0.02	0.17	121	273	1067	55	0	0.14	0.36	0.0
6年目	328	0.05	0.19	111	186	1306	31	0	0.14	0.36	0.0
7年目	331	0.10	0.20	153	161	1466	17	0	0.15	0.35	0.0

第3・3・3表 国内金利の下落（2％ポイント）の効果

(BOPI - 3モデル 直物レート, 期待為替レートとも内生)

BPC
(100万$)	KLPA
(%)	KLPL
(%)	BPLC
(100万$)	BPSNC
(100万$)	KSNL
(100万$)	FGFX@
(100万$)	ESFE
(100万$)	FXF
(%)	FXS
(%)	FXSE
(%)
1年目Q1	5609	5.10	0.37	10144	16568	4142	12033	0	8.42	8.89	10.91
Q2	4258	5.79	0.90	118	6102	2617	1726	0	10.73	11.19	12.38
Q3	2329	5.33	1.13	2242	3421	3472	3508	0	9.63	10.10	10.83
Q4	538	4.69	1.25	1513	3013	2718	2038	0	8.97	9.44	10.12
2年目	6680	2.37	1.45	2348	2865	4211	1467	0	6.12	6.60	7.37
3年目	5851	0.40	2.08	1539	4412	8842	99	0	4.99	5.47	7.06
4年目	5088	1.56	2.78	3171	1391	10750	525	0	3.93	4.41	6.30
5年目	3814	2.55	3.23	1815	2994	13151	995	0	3.72	4.20	6.22
6年目	3413	2.28	3.40	1619	1444	15547	350	0	4.64	5.12	7.10
7年目	4739	3.05	3.47	2501	1921	16782	317	0	3.91	4.39	6.40
おける国内金利下落の効果をみてみよう。

（イ）国内金利の下落は期待為替レートを大きく減価させる。第1期目の効果でみて，国内金利1％ポイトの下落は約5％の期待レートを減価させる効果をもっている。このような大幅な期待レートの減価によって，直物レートおよび先物レートも大きく減価している。

（口）直物レートの減価によって経常収支は短期的にはJカーブ効果によって赤字化し，これが再度期待レートの減価圧力となって働く。経常収支は長期的には黒字化し，期待レートの減価を緩和する力となって働いている。

(ハ) 対外長期資産残高（KLPA）へのショックは，上で述べた直物レートの減価によるドル建の民間純資産の低下によってマイナスの効果となって働いているものの，長期的には直物レートの減価率が小さくなるに見合って，増加している。

一方，対外長期負債残高（KLPL）は低下している。その結果，長期資本収支については第1期目に年率ベース101.4億ドル（四半期ベースで25億ドル）黒字化するものの，第2期目以降は赤字化（資本流出）する。

（二）対外短期純負債残高（KSNL）は先物レートの減価率が期待レートの減価率より小さい（この理由は上の(7)式より容易に理解される）ため，減少する。そのため第1期の短期資本収支は国内金利1％ポイントあたり年率82.8億ドル，（四半期ベースで21億ドル）赤字化することとなる。

## 第4節 主要政策変数および 外生変数の効果

本稿の最後として，ここでは前節でとりあげなかったいくつかの財政・金融変数や海外の主要外生変数の効果を特段のことわりがない限り，IGケース1モデルを使い為替レートが外生化されている場合と内生化されている場合について分析することとする。

### 1. 名目公共投資ケース

このケースは名目公共投資を1兆円増加させたケースである。

名目公共投資増大の効果は本章第2節で詳しく述べた実質公共投資増大の効果と基本的に同じであるので，ここでは財政収支への効果と，実質GNPとGNPデフレーターのトレードオフ関係の2点についてみてみよう。

まず財政収支（公的バランス，以下同様）への効果についてであるが，名目1兆円の公共投資の増大は名目GNPの上昇を通じて税収の増大をもたらすため，結果的な財政収支の悪化の程度は1兆円以下になる。本モデルの場合4～5千億円の増収がみられ，財政赤字は5～6千億円の悪化にとどまるという結果が得られている。

次に名目公共投資の増大は名目GNPの増大をもたらすが，その際実質GNPとGNPデフレーターにどの程度分割（split）されるか，あるいは実質GNPとGNPデフレーターのトレー

第3・4・1表 名目公共投資増大による実質GNPとGNPデフレーターへの分割と トレードオフ（FLEXモデル）

1 年目	2 年目	3 年目	7 年目
(1) 実質GNPへの分割割合(%)	66	61	57	63
(2) GNPデフレータへの分割割合(%)	34	39	43	37
(3) トレードオフ係数((1)/(2))	1.93	1.55	1.35	1.71

$$ =\frac{ 実質GNP(GNP デフレーター ) の乖離率 }{ 名目GNP の乖離率 }\cdot100 $$