Silviase/jgov_v1.4_full_ann huggingface dataset:
め，上昇率が増加する。

失業率は，GNP の拡大にもかかわらず，実質賃金の伸び率が高まるため，わずかな改善にとどまる。

### 3. 国際収支

政策協調ケースでは，経常収支は著しく改善する。すなわち，86年で経常収支は $ ^{36} $ 百万ドルとほぼ均衡し，87年，88年はそれぞれ5億75百万ドル，5億26百万ドルと黒字基調で推移する。これは，政策協調による各国の景気上昇，特に日本の輸入拡大による財輸出の増大と，交易条件の改善によるものである。

### 10. 世界貿易

### A.単純外挿ケース

### 1. 概要

米国の景気拡大に伴う輸入の増加及び，それが他の先進国の国内経済に波及したことを主な要因として，84年の世界貿易（数量ベース）は対前年比8.7%の高い伸び率を達成したが，85年においては，米国経済の伸び率の鈍化によるデフレ効果が世界全体に波及するため，9か国のGNP成長率は3.2%へと低下し，世界貿易の伸び率も大きく鈍化する（対前年比伸び率3.4%年内伸び率5.9%）

86 年になると,9 か国の GNP 成長率は 2.9% と更に落ちこみ, 米国の財輸入の伸びも更に低下するため, 世界貿易の年内伸び率は 3.7% に鈍化し, 87 年以降も米国をはじめ先進各国の力強い自律的回復はみられず,9 か国 GNP 成長率も低下を続けるため, 世界貿易の伸びは 87 年 3.6%, 88 年 3.3% と鈍化傾向を続ける。

一方，世界貿易を価格面からみると，まず工業製品輸出価格は，85年には先進国のインフレの鎮静・協調介入前のドル高のため，ほぼ前年並の水準で推移するが，86年になると，先進国の物価は依然として安定しているものの，先進各国の為替レートの増価によるドルの減価の影

(前年比伸び率：%)

年項目	85年	86年	87年	88年
実質世界貿易
対前年比伸び率	3.4	4.2	3.3	3.6
年内増加率	5.9	3.7	3.6	3.3
9 か国 GNP 成長率	3.2	2.9	2.4	2.0

表 10-2 貿易価格

(前年比伸び率：%)

年項目	85年	86年	87年	88年
工業製品輸出価格	$ \Delta $ 0.7	6.4	4.3	3.2
一次產品価格	$ \Delta $ 3.0	4.0	4.3	5.4
石油価格	$ \Delta $ 3.4	2.5	2.5	2.5

響から，対前年比で6.4％の上昇となる。87年以降は，各国の為替レートの増価率が小さくなり，87年4.3％,88年3.2％と徐々に鈍化する。次に，一次産品価格は，85年は先進国の景気減速・ディスインフレ・高金利や，石油価格の低迷により，対前年比3.0％の低下となるが，86年以降は，ドルが減価すること，石油価格をおおよそ実質横這いで想定したこと，更には先進国の輸入の伸びが5.9％と見込まれることなどから，4～5％台で推移するという試算結果を得た。

なお，石油価格（当モデルでは，アラビアン・ライトのスポット価格を採用しており，外生変数である。）は，イ）今後の動向については，非OPEC産油国の動向，サウジアラビアを中心とするOPEC諸国の国内事情，争乱の可能性など，不確定要因が多いこと，口）自由世界の石油需要が86年で前年比横這い乃至若干の増加と見込まれること等を考慮し，85年第2四半期までは実績，86年以降を2.5%程度の上昇と想定した。

## 2 ．各地域の貿易動向

アジアは，台湾・香港等のアジア NICs や ASEAN を含む地域であり，輸出の世界貿易に対する弾性値は他の地域に比べて比較的大きい。このため 84 年には 11.4% の輸出増を記録
表 10 - 3 6 地域の財輸出入

(前年比伸び率：%)

年項目	85年	86年	87年	88年
実質世界貿易	3.4	4.2	3.3	3.6
実質財輸出	9 か 国	4.8	4.3	3.4	3.6
ア ジ ア	6.1	8.3	7.2	9.1
ラテンアメリカ	5.7	5.9	6.0	4.3
中 東	7.7	4.1	3.7	4.9
社会主義国	1.2	6.3	2.3	2.4
その他西欧	3.1	1.6	1.3	1.4
その他世界	3.2	2.9	1.8	1.0
実質財輸入	9 か 国	7.0	5.9	4.4	4.3
ア ジ ア	2.5	0.6	0.7	3.3
ラテンアメリカ	1.9	1.1	3.8	3.6
中 東	10.4	0.3	1.0	2.1
社会主義国	6.8	0.8	1.7	2.5
その他西欧	1.7	3.8	2.7	2.4
その他世界	0.5	2.3	2.5	2.3

し，85年には，先進国とりわけ米国の景気減退による輸出需要の鈍化から，6.1％に鈍化するものの，86年以降も世界貿易全体の伸びに比べてかなり高い伸びを維持する。一方輸入は，政策的な輸入抑制と，輸出の鈍化による実質購買力の低下により，85年は対前年比マイナス2.5％の減少となり，86年は，輸出の増勢にささえられて対前年比0.6％の増加とやや回復するが87年以降も低水準で推移する。ラテンアメリカは輸出入ともアジアとほぼ同様の動きとなるが，米国との貿易依存関係がより緊密なため輸出は84年の対前年比14.1％増から85年5.7%，86年5.9%，87年6.0%，88年4.3％と米国の財輸入の鈍化の影響を強く受ける動きとなる。中東の輸出は，84年後半の落ちこみが85年においても回復されず年率でマイナス7.7％の減少となるが，86年には世界貿易の伸び率鈍化の中で，石油価格が他の価格に比べて低い伸びにとどまる価格効果により，世界貿易全体の伸びとほぼ同じ4.1％まで回復し，87年以降も，価格効果が続くため，87年3.7%，88年4.9%と世界貿易よりやや高めの伸び率となる。また，輸入は輸出の減少による実質購買力の低下か

ら,85年では対前年比マイナス10.4％と大きく落ちこみ,86年以降も86年0.3%,87年マイナス1.0%,88年2.1%と低水準の動きとなる。次に社会主義国の輸出は84年についてはポーランド経済の回復,西側諸国の景気拡大,東西の緊張緩和を背景に好調であったが,85年には西側諸国の景気減速等により,85年対前年比1.2%の減少となる。86年になると,アジア・西欧諸国の輸入増により対前年比6.3%増と一応の回復をみせるが,87年以降は世界貿易全体の伸びよりやや低めの伸び率で推移する。社会主義国の輸入は,輸出の鈍化傾向により,86年マイナス0.8%,87年1.7%,88年2.5%と低水準で推移する。その他西欧諸国及びその他世界では,輸出入とも85年に鈍化した後86年以降世界貿易の伸びよりやや低い水準で推移する。以上の各地域の貿易の動向から,6地域(アジア・ラテンアメリカ・中東・社会主義国・その他西欧・その他世界)について貿易収支をみると,アジア・ラテンアメリカはともに85年から88年まで一貫して黒字拡大が続き,中東は,85年黒字幅が縮小したあと86年以降は黒字拡大となる。また社会主義国は85年に赤字が拡大し,86年以降も若干改善するものの同程度の赤字が続く。その他西欧は,86年まで赤字の改善が続くが87年以降再び拡大傾向となる。その他世界は,85年若干赤字が縮小し,86年以降はほぼ同程度の赤字が続く。当モデルでは9か国以外の国を,地理的に6つの地域に区分して取扱っているものの,各地域の対外債務残高や対外債務支払などの問題について明示的にモデル内で取扱っていないため,累積債務問題について定量的に言及することはできないが,各地域の輸出入の動向より次のような示唆を与えてくれる。即ち84年両地域とも世界経済の回復に伴う輸出増と政策的輸入抑制等が寄与し,累積債務問題は小康状態をみせ,85年も世界経済の鈍化で輸出が鈍化するものの輸入の伸びを上回るため,貿易収支は改善する。この傾向は86年以降も続くが,米国金利が高止まりを続けるため,利払い負担はなお軽減されず,その負担を貿易収支の
黒字増がささえるという構造によって当面破綻が回避されるということである。しかしながら，84年のような輸出の大幅な拡大ではなく，輸出鈍化の中でそれを上回る輸入の鈍化による貿易収支の改善という状態においては，輸入縮小による国内経済への打撃，IMFとの調整問題，一国の破綻が連鎖的に全体の信用危機を招くなど様々な要因から今後顕在化する危険性を否定することはできない。

## B．政策協調ケース

各国の政策協調は，世界貿易に対しては，それぞれの効果が相殺しあう形で，単純外挿ケースとほぼ同じ水準を維持させる結果となっている。また，9か国のGNP成長率に対しては，シミュレーション期間を通じて，若干上昇させる効果をもつ。一方価格面では，工業製品価格は各国の為替レートの増価により上昇，一次産品価格も先進国のGNPが拡大する効果から輸出需要が増大し上昇する。また，9か国以外の6地域の財輸出入に対する効果をみると，まずアジアでは先進国のGNP成長率の上昇による輸出需要の増加により，輸出が増大，輸入も輸入価格の上昇はあるものの名目輸出の増大が実質購買力を若干上昇させるため，微増となる。ラテン・アメリカでは，米国の財輸入の減

表 10 - 4 政策協調ケースと単純外挿ケースの比較（世界）

(前年比伸び率, %：特記するものを除く)

年項目	単純外挿ケース	政策協調ケース
85 年	86 年	87 年	88 年	86 年	87 年	88 年
世界貿易(実質)	3.4	4.2	3.3	3.6	4.4	3.1	3.6
9 か 国 G N P (実質)	3.2	2.9	2.4	2.0	3.1	2.5	2.3
工業製品価格	△ 0.7	6.4	4.3	3.2	7.8	6.8	3.5
一次産品価格	△ 3.0	4.0	4.3	5.4	4.8	5.3	5.1

表 10 - 5 政策協調ケースと単純外挿ケースの比較（6 地域）

(前年比伸び率, %：特記するものを除く)

年項目	単純外挿ケース	政策協調ケース
85年	86年	87年	88年	86年	87年	88年
実質財輸出	9	か	国	4.8	4.3	3.4	3.6	4.3	2.8	3.5
ア	ジ	ア	6.1	8.3	7.2	9.1	8.6	7.2	9.7
ラ	テ	・	5.7	5.9	6.0	4.3	6.0	6.2	4.9
中	テ	・	7.7	4.1	3.7	4.9	5.3	5.6	5.5
社	会	主	義	国	3.1	2.3	2.4	7.0	2.5	1.7
そ	の	他	西	欧	3.2	1.6	1.3	1.4	1.8	0.5	1.0
そ	の	他	世	界	3.2	2.9	1.8	1.0	3.2	2.1	1.4
実質財輸入	9	か	国	7.0	5.9	4.4	4.3	6.2	4.3	4.4
ア	ジ	ア	2.5	0.6	0.7	3.3	0.7	0.8	3.4
ラ	テ	・	1.9	1.1	3.8	3.6	1.0	3.8	4.0
中	テ	・	10.4	0.3	1.0	2.1	0.3	0.9	1.9
社	会	主	義	国	6.8	1.7	2.5	1.3	1.2	2.8
そ	の	他	西	欧	1.7	3.8	2.7	2.4	4.0	1.8	1.9
そ	の	他	世	界	0.5	2.3	2.5	2.3	1.9	2.0	2.6
少により，輸出需要は低下するが，各国の為替レートの増価による価格効果がそれを上回るため輸出が若干増大する。中東では，輸出需要の増大に加え，輸出価格の大半を占める石油価格が外生変数として不変であるため，他の価格が上昇する本ケースでの相対価格が大きく低下することとなり，輸出に対する増大効果が著しい。その他ヨーロッパ地域では，輸出価格の上昇により，輸出は減少，輸入も輸出の実質購買力の低下により2年目以降減少する。
# <補足> 世界経済モデルの若干の改定

「世界経済モデルによる政策シミュレーション研究」のため，1984年版世界経済モデルを若干改定した。

改定した方程式は以下のものである。

### 1. 米 国

(1) 民間設備投資

(2) 非農業生産物デフレータ

(3) 民間消費デフレータ

(4) 個人所得稅

(5) 投資收益

### 2. 日本

(1) 名目サービス輸入等

### 1. 米 国

## (1) 民間設備投資関数

従来の設備投資関数は次に示される。

$$ \begin{aligned}I_{f}&=-\begin{array}{c}9.0393\ $ 1.014)\end{array}+\begin{array}{c}\underset{i=0}{\overset{15}{\sum}}j_{i}\\\underset{(0.18970)}{(UC_{-1})}\end{array}\begin{array}{c}\left(\frac{p_{-1}}{UC_{-1}}\right)_{-i}GNP_{-i}\ $ 資本係数 )\end{array}\\&+\sum_{i=0}^{15}k_{i}\Bigg(\frac{p_{-1}}{UC_{-1}}\Bigg)_{-i}GNP_{-i-1}\\&\quad(-0.19226)\\&\quad+0.093418K_{f,-1}\\&\quad(16.093)( 民間非住宅粗資本ストック )\\\overline{R}^{2}&=0.89602\ ,S.E.=2.2069,\\&D.W.=1.5082\\&(1970I\sim1982III)\end{aligned} $$

定式化は Bischoff 型を採用している。金利は AAA 格債長期利回り，期待物価上昇率は設備投資デフレータ，生産物価格は GNP デフレータを用いている。UC は企業税制を考慮した資本の使用者費用で，減価償却には定額法の公式

3. フランス

(1) 民間消費支出

(2) 最適外貨準備高

### 4. オーストラリア

(1) 国内アブソープション

(2) 在庫投資を除く国内アブソープション

(3) 民間消費支出

(4) 非農業部門在庫投資

(5) 輸入デフレータ

(6) 非銀行民間部門保有国債

### 5. 韓 国

(1) 失業率

6. 貿易連関

(1) 西ドイツの輸出関数

(2) オーストラリアの輸出関数

(3) 中東の輸出関数

を用いている。ラグはアーモン・ラグである。

この関数の問題点は、 $ |\Sigma k_{i}| > \Sigma j_{i} $ であるために，GNP の成長がマイナスのときに投資減税や加速償却等の UC を低下させる政策をとると，設備投資が通常の予想に反して低下してしまうことである。

そこで，今回の再推計にあたっては，現在のアメリカの税制を反映した定率法による減価償却の現在価値の定式化を行い，かつ， $ |\sum k_{i}| < \sum j_{i} $ となるような関数を得ることに留意し，次の式を採用した。

$$ \begin{aligned}I_{f}&=\frac{}{( 民間設備投資 )}=\frac{149.46}{(2.780)}+\sum_{\substack{i=0\\ (0.27244)}}^{15}j_{i}\left(\frac{p_{-1}}{UC_{-1}}\right)_{-i}GNP_{-i}\\&\quad+\sum_{i=0}^{15}k_{i}\left(\frac{p_{-1}}{UC_{-1}}\right)_{-i}GNP_{-i-1}\\&\quad(-0.26988)\\&\quad+0.12599K_{j,.1}\\&\quad(10.527)( 民間非住宅租資本ストック )\\&\quad\overline{R}^{2}=0.93080\ ,S.E.=2.4193\end{aligned} $$
$$ \begin{aligned}&D.W.=1.6205\\&(\ 1970I\sim1982III)\end{aligned} $$

## (2) 非農業生産物デフレータ関数

非農業生産物デフレータは，非農業部門在庫ストックデフレータとともに，その他の価格関数の主要な説明変数であるが，従来の式は次のとおりである。

$$ \begin{aligned}\log p_{O}^{NA}&=-\begin{aligned}&6.2448+0.74663\log w\\&(5.229)\quad(7.5432)\quad( 賃金率 )\end{aligned}\\ &\quad-0.88689\log\left(GNP/hL_{e}\right)\\ &\quad(5.5838)( 生座性 )\\ &\quad+0.22069\log p_{i,-1}^{NA}\\ &\quad(2.8210)\\ &\quad( 非農業在庫デフレータ )\\ &\quad-0.21865\log(K_{i,-1}^{NA}\Big/GNP)\\ &\quad(2.5185)\quad( 在庫率 )\\ &\quad+dummy\\ &\quad\overline{R}^{2}=0.99849\quad,S.E.=0.0093418,\\ &D.W.=0.45735\\ &\quad(1970I\sim1981IV)\end{aligned} $$

ここで用いている賃金率は，雇用主の社会保険料負担を含む雇用者当たり賃金コストを労働時間で割ったものを用いている。すなわち，

$$ \begin{aligned}w=&\left\{\left(Y_{W}+Y_{OLI}+S_{IIC}\right)/\left(L_{e}\times1000\right)\right\}/H\\&Y_{W}: 賃金所得 \quad Y_{OLI}: その他労働所得 \\&S_{ICC}: 法人負担 社会保険料 \\&L_{e}: 雇用者数 \quad H: 労働時間 \\ る。\end{aligned} $$

である。

この関数の問題点は，間接税がコストとして考慮されていないため，間接税率の変更による効果がこのデフレータに，ひいては価格体系全体に波及しないということである。そこで，今回は賃金コストの定義を間接税額 $ T_{I} $ を含むものに変更し，従来と同じ定式化で推定を行った推定結果は次のとおりである。

$$ \begin{aligned}&w=\{(Y_{W}+Y_{OLI}+S_{ICC}\\&\quad+T_{I})/(L_{e}\times1000)\}/H\\ &\\&\log P_{O}^{NA}=-5.9639+0.88809\log_{W}( 非農業生產物 \atop デフレータ )\\&\quad-0.88839\log{(GNP/hL_{e})}\\&\quad(7.1547)( 生產性 )\\&\quad+0.10798\log{p_{i,-1}^{NA}}\\&\quad(1.6361)\\&\quad( 非農業在庫デフレータ )\end{aligned} $$

$$ \begin{aligned}&-0.088273\log(K_{i,-1}^{NA}/GNP)\\&(1.2077)\quad( 在庫率 )\\&+dummy\\&\overline{R}^{2}=0.99903\ ,S.E.=0.0074932\ ,\\&D.W.=1.1387\\&(1970I\sim1981IV)\end{aligned} $$

推計結果によれば，賃金率の説明力が強くなる一方，非農業在庫デフレータと在庫率のそれは弱くなっている。

## (3) 民間消費支出デフレータ

民間消費支出デフレータは，生産物価格 $ p_{O} $ （非農業生産物価格 $ p_{O}^{NA} $ と，農業生産物価格 $ p_{O}^{A} $ （外生）の加重平均），輸入価格，生産性，賃金，稼動率により決定される。従来の式は次のとおりである。ラグはアーモン・ラグである。

$$ \begin{aligned}\hat{p}_{C}&=(0.12173+\sum\limits_{i=0}^{3}\alpha_{i}\hat{p}_{o,-i}\\ ( 民間消費 \quad&(1.699)\quad(0.62170)\\ デフレー & 上昇率 )\\&\quad+\sum\limits_{i=0}^{3}b_{i}\hat{p}_{MG,-i}\\&\quad(0.093432)\\&\quad( 財輸入価格 )\quad\hat{\Lambda}\\&\quad-0.092936(GNP/hL_{e})\\&\quad(1.8404)\quad( 生產性 )\\&\quad+0.23978\quad\hat{W}\\&\quad(3.9279)\quad( 貨金率 )\\&\quad+0.014490\quad\hat{C}U\\&\quad(1.2965)\\&\quad+dummies\\ \overline{R}^{2}&=0.97045\quad,S.E.=0.0024199\quad,\\D.W.&=1.2104\\&(1970I\sim1981IV)\\&\quad\hat{ ㄟは対前年平均比上昇率である。\end{aligned} $$

この関数も賃金率として，非農業生産物デフレータと同じ賃金コストを用いている。従って，この関数についても，賃金コストを間接税を含んだものに定義し直したうえで，従来と同じ定式化で推定を行った。結果は次のとおりである。

$$ \begin{array}{c}\hat{p}_{C}=0.18494+\sum\limits_{i=0}^{3}\alpha_{i}\hat{p}_{o,-i}\\ ( 民間消費 \atop デフレータ上昇率 )(2.601)\end{array}\begin{array}{c}(0.66285)\\ ( 生産物価格 )\end{array} $$
$ \sum_{i=0}^{3} b_{i} \hat{p}_{MG,-i} $

(0.097763)

(財輸入価格)

-0.11271(GNP/hL $ _{e} $ ) $ ^{\wedge} $

(2.0727) (生產性)

+0.14806 $ \hat{W} $

(2.2412) (貨金率)

+0.019819 $ \hat{C}U $

(1.6454)

+ dummies

$ \overline{R}^{2}=0.96903 $ , S.E.=0.0024772,

D.W.=1.1581

(1970I~1981IV)

賃金率以外の各変数のパラメータに大きな変化はなく，有意性を維持している。

## (4) 個人所得稅関数

従来の個人所得税関数は，次に示されるように，雇用者所得 YW+ 個人業種所得 $ Y_{SE}+ $ 財産所得 $ Y_{A} $ をタックス・ベースとして説明されている。

$$ \begin{aligned}T_{P}=&\quad-47.669+0.21028\left(Y_{W}+Y_{SE}+Y_{A}\right)\\ ( 個人所得稅 )\quad&\left(6.661\right)\quad\left(41.899\right)\quad\begin{array}{l}( 雇用者 + 個人業主 + 財產所得 )\\ \end{array}\\&+dummies\\&\quad\overline{R}^{2}=0.97710\quad,S.E.=3.6700,\\&D.W.=1.7309\\&\quad(1970I\sim1982III)\end{aligned} $$

誤差項の自己相関を示す $ \rho=0.77328 $

この関数については，タックス・ベースにその他労働所得 YOLI が含まれていないとの問題点があり，今回は，この指摘を受けて，タックス・ベースを，その他労働所得を含んだものに変更して再推定を行った。結果は次のとおりである。

$$ T_{P} = -44.353 + 0.19522 $$

(個人所得稅) (5.478) (37.242)
$$ (Y_{W} + Y_{SE} + Y_{A} + Y_{OLI}) $$
$$ (雇用者 + 個人業主 + 財産所得 + その他労働所得) + dummies $$
$$ \overline{R}^{2} = 0.97117 $$ , S.E. = 3.6962,
D.W. = 1.7327
(1970I ~ 1982III)

誤差項の自己相関を示す $ \rho=0.80237 $

## (5) 投資收益関数

従来の投資収益関数は次に示される。長・短期の対外資産に，各々対応する利子率を乗じた値を基本的な説明変数とし，さらに為替差益分を考慮して為替レートの変化率が，また直接投資による海外での企業収益に影響を及ぼす要因として海外輸出価格上昇率（pxc）が加えられている。

$ \log X_{I}V = 1.9067 + 0.21747 \log (r_{L}^{*} K_{DI} A) $
(投資收益受取) (2.886) (1.8167)
(外国長期金利×海外直接投資残高)
+ 0.21998 \log (r_{L} K_{SE} A)
(2.3451)
(長期金利×海外証券投資残高)
+ 0.35249 \log (r_{s} K_{s} A)
(0.6098)
(短期金利×海外短期資産)
+ 0.25111 \log e
(1.8392)
(実効為替レート上昇は減価)
$ \wedge $
+ 1.5764 \log (1 + p_{XC})
(4.6508)
(外国価格上昇率)

$ \overline{R}^{2} = 0.99200 $ , S.E. = 0.057002,
D.W. = 1.4405
(1970I ~ 1981IV)

$ ^{\wedge} $ は1四半期変化率である。

この推定式においては，長・短期の対外資産に乗ずるべき利子率が適切でない。まず，海外証労投資残高に乗じるべき利子率は外国長期金利であるが，ここでは自国の長期金利が乗じられている。同様に，海外短期資産に乗ずるべき利子率は外国短期金利であるが，それが自国金利になっている。

そこで，この2点を修正したうえで，すなわち海外資産には外国金利がかけられるようにしたうえで，再推定を試みた。しかしこの場合， $ r_{L}^{*}K_{DI}A $ （外国長期金利×海外直接投資残高）と， $ r_{L}^{*}K_{SE}A $ （外国長期金利×海外証券投資残高）とが強い相関を示し，多重共線関係を発生させたため，安定したパラメータを得ることができなかった。このため， $ r_{L}^{*}K_{DI}A $ の効果は外国価格上昇率（ $ P_{XC} $ ）に反映されていると考え
て $ r_{L}^{*}K_{DI}A $ を除去し，再推定を行った。結果は次のとおりである。

$ \log X_{I}V = 2.6384 $
(投資收益受取) (1.637)

+0.57130 $ \log (I_{L}^{*}K_{SE}A) $
(3.4890)

(外国長期金利×海外証券投資残高)

+0.33102 $ \log (I_{S}^{*}K_{S}A) $
(4.0370)

(外国短期金利×海外短期資産)

+0.55517 $ \log e $
(1.7286)

(実効為替レート上昇は減価)

$ \wedge $
+2.3954 $ \log(1+p_{XC}) $
(3.4046)

(外国価格上昇率)

$ \overline{R}^{2}=0.95082 $ , S.E.=0.12524,
D.W.=0.61053

(1970II~1981IV)

$ \wedge $ は1四半期変化率である。
各パラメータは理論的要請を満し，かつ有意

である。 $ r_{L}^{*}K_{DI}A $ を落としたために多重共線型は避けられ，また，外国価格上昇率の説明力はこの操作により高まっている。

### 2. 日本

## (1) 名目サービス輸入等

名目サービス輸入等の説明変数のうち，投資収益支払いの利子には，従来，外国金利を用いていた。そこで，今回は，利子を国内金利に変えて再推定を行ったが，従来のように海外旅行支出の代理変数である名目非食料品消費支出を含んだスペックでは，全体的に有意な結果が得られなかったため，名目非食料品消費支出は説明変数から除いた。ラグは，従来のスペックではアーモン・ラグ，今回のスペックではシラー・ラグである。

$ (8.1680) $ （ユーロダラ $ \sum_{i=1}^{3} (KSB L_{-i} + KSNN_{-i}) + RLU S \sum_{i=1}^{3} KLPL_{-i}) / 3 FXS \} $
$$ 3\ \text{．フランス } $$

## (1) 民間消費支出

従来使用していた関数は，以下のような形であった。

$$ \begin{aligned}C_{( 民間消費支出 )}&=0.18032\quad*(100*YD/PC)\\&(4.3339)\quad( 実質個人可処分所得 )\\&\quad+0.75194*(C_{-1})\\&(15.071)\quad( 前期の消費 )\\&\quad+0.061068*(100*FNW._{-1}/PC)\\&\quad(2.4069)\quad( 前期の実質金融資産 )\\&\quad\overline{R}^{2}=0.99996\quad,S.E.=3.9309,\\&D.W.=2.6538\\&(1970I\sim1982IV)\end{aligned} $$

しかし，この関数は，イ）定数項をもたないこと，口）前期の消費の影響がかなり大きいこと（ $ C_{-1} $ の係数が 0.75）などの欠点をもっていたために，同じ標本期間のデータを用いて定数項を加えた形で再推定して，次のような結果を得た。

$$ \begin{aligned}C&=-12.204+0.24272*(100*YD/PC)\ $ 民間消費支出 )\quad&(1.870)\quad(4.7457)\quad( 実質個人可処分所得 )\\&+0.66356*(C_{-1})\\&(10.028)\quad( 前期の消費 )\\&+0.11268*(100*FNW_{-1}/PC)\\&(3.1781)\quad( 前期の実質金融資産 )\\\overline{R}^{2}&=0.99841\ ,S.E.=3.5477,\\&D.W=&2.6033\\&(1970I\sim1982IV)\end{aligned} $$

2 つの式の係数を比較してみると，新しい関数の方が前期の消費にかかる係数が小さくなっており，所得効果と資産効果の影響が大きくなっていることがわかる。なお，再推定された消費関数を用いた財政支出乗数をみると，消費支出デフレータの影響が強く出るために，財政支出拡大が2年目以降民間消費支出を減少させることを除けば良好な結果となるため，この関数を採用することにした。

## (2) 最適外貨準備高

従来使用していた関数は以下のような形であった。

$$ \begin{array}{l}G F X\&/S U M(G F X,1,4)*4.0=2.2462-1.1925*(G F(F X S))+d u m m i e s\ $ 最適外貨準備対前 4 半期平均化 )\quad(11.13)(5.9906)\quad( 為替レート \\ 前年平均比 )\\\end{array}\\ \\\ \overline{R}^{2}=0.66499\ ,\ S.E.=0.080452\ ,\ D.W.=1.3234\ $ 1973IV\sim1982III)\end{array} $$

しかし，従来の関数では為替レートの変化に対する介入額のパラメータが小さかったため，外国為替の超過供給曲線が為替レートに関し，非弾力的となり，外生的ショックに対する為替レートの動きが不安定であったため，推定期間を１期ずらして以下のような安定的関数を得た。

$$ \begin{aligned}&GFX\&2/SUM(GFX,1,4)*4.0=2.8037-1.7663*(GF(FXS))+dummies\\&( 最適外貨準備対前 4 半期平均化 )\quad(15.00)(9.7241)\quad( 為替 \begin{aligned}& レート \\ & 前年平均比 )\end{aligned}\\ &\quad\overline{R}^{2}=0.78125\quad,S.E.=0.88433\quad,D.W.=1.3537\\&(1974I\sim1982IV)\end{aligned} $$

## 4 ．オーストラリア

今回の作業に際して，オーストラリア・モデルにおいては使用データを過去に遡って全面的に入れ替え，84年版モデルと同じ標本期間のもとで，かつ同じスペシフィケーションを用い，全ての構造方程式について再推定を行った。その結果，ほとんどの構造方程式については，84年版とほぼ同じ推定結果を得たが，一部の方程式については有意な結果を得ることができなかったので，スペシフィケーションの変更を行うとともに，データ改定に伴い一部定義式についても修正を行った。

(1) 国内アブソープション (A)

今回のデータでは，国内総生産（GDP）の中
$$ \begin{aligned}&-0.18782\Delta((C+IP+G+X)/KIPNA_{-1})\\&(3.2456)\quad( 最终需要增减 )\\&+0.30081(MG/KIPNA_{-1})+0.25246(GDPNA/GDPPNA)\\&(2.2157)\quad( 输入率 )\quad(1.2873)\quad( 稼働率 )\\\overline{R}^{2}=0.53381\ ,S.E.=0.039588\ ,D.W.=1.8239\\&(1970II\sim1982II)\ $ 新 )\quad IIPNA/KIPNA_{-1}=-1.1975+\sum_{\substack{i=0\\ (3.566)}}^{3}a_{i}((C+IP+G+X)/KIPNA_{-1})-0.009678\Delta RCB\ $ 非農業在庫投資 \cdot ストック比率 )&\quad(3.566)\quad(0.11649)\\&-0.061654\Delta((C+IP+G+X)/KIPNA_{-1})\\&(0.48097)\quad( 最终需要增减 )\\&+0.31068(MG/KIPNA_{-1})+0.41678(GDPNA/GDPPNA)\\&(2.5099)\quad( 輸入率 )\quad(2.7824)\quad( 稼働率 )\\\overline{R}^{2}=0.52655\ ,S.E.=0.035945\ ,D.W.=1.7848\\&(1970II\sim1982II)\end{aligned} $$

## (5) 輸入デフレータ(PM)

従来の関数はコクラン・オーカット法で推定していたが，今回，新しいデータで同様に再推定すると$\rho=0.99702$ となり，決定係数も$\overline{R}^{2}=0.56307$ と低下した。そこで今回はOLSにより再推定した。この結果，$\overline{R}^{2}=0.99512$ と高くなったが，D.W.比については0.82986と低下した。

$$ \begin{array}{l}( 旧 )\quad PM=0.090098+1.1096(TL_{-}PMAL\cdot FXS)+dummies\ $ 輸入デフ \qquad(4.882)(35.955)\qquad( 輸入デフ \text{レータ })\\\quad\overline{R}^{2}=0.96588\quad,S.E.=0.014496,D.W.=1.8458,\rho=0.72668\\\quad(1970II\sim1981IV)\end{array} $$

$$ \begin{array}{l}( 新 )\quad PM=0.067650+1.1525(TL_{-}PMAL\cdot FXS)+dummies\ $ 輸入デフ \qquad(9.842)(93.059)\qquad( 輸入デフ \text{レータ })\\\quad\overline{R}^{2}=0.99512\ ,S.E.=0.019049,D.W.=0.82986\ $ 1970\text{II}\sim1981\text{IV})\end{array} $$

## (6) 非銀行民間部門保有国債（SECPG）

従来の関数は対数型であったため乗数テスト等で $ \log $ の真数がマイナスになるケースが生じた。そのため今回は線型関数を適用した。

$$ \begin{aligned}( 旧 )\quad&\varDelta\log S E C P G=-0.47463+0.14442\log K L G P+0.010966(R S E C2-U S_{-}R L C B)\\&( 非銀行民間部門 \quad(2.329)\quad(2.3143)\quad(L G S 資産 )\quad(4.3558)\quad(2 年 毛 の 国 債 利 回 り - ア \\& 保有国債 增減 )\\&+0.15323\log(F X S\cdot U S_{-}P G N P/P G D P)-0.11055\log S E C P G_{-}\\&(3.5460)\quad( 対米ドル実質為替 \vee- ト )\\&+dummies\\&\overline{R}^{2}=0.76350\quad,S.E.=0.016529\quad,D.W.=1.4006\\&(1969III\sim1982II)\end{aligned} $$

$$ \begin{array}{c}( 新 )\ \varDelta\log SECPG=-827.83+0.054238KLGP+75.606(RSEC2-US\_RLCB)\ $ 非銀行民間部門保有国債增減 )\quad(1.871)\quad(1.4997)(LGS 資産 )(3.0876)(2 年もの国債利回り - アメリカ長期国債利回り )\\+426.17(FXS\cdot US\_{P}GNP\mid PGDP)-0.086142(SECPG_{\cdot\cdot1})+dummies\ $ 2.2916)( 対米ドル実質為替レート )\quad(1.2617)\quad( 前期 \cdot 非銀行民間部門保有国債 )\end{array} $$
$$ \begin{aligned}&\overline{R}^{2}=0.60588\quad,S.E.=159.37,D.W.=1.5916\\ &(\ 1969III\sim1982II)\\ \end{aligned} $$

### 5. 韓 国

失業率関数は，従来説明変数に名目賃金を使っていたため，今回は実質賃金に変え，再推定を行なった。

$$ \begin{aligned}( 旧 )UR=&10.363+9.6858\frac{KI_{-1}}{(8.5485)\left(4.0721\right)GNP+MG+MS}\\&+0.00052284WR+\sum_{i=0}^{4}j_{i}\frac{LENA}{POP}+dummies\\&(12.249)\quad(-31.054)\\R^{2}C=&0.84672,S.E.=0.29736,D.W.=1.7926\\&(1967I\sim1982III)\end{aligned} $$

$$ \begin{aligned}( 新 )\quad&UR=5.3902+12.182\frac{KI_{-1}}{( 失業率 )(2.5731)(2.8279)}\frac{GNP+MG+MS}{( 在庫ストック / 総供給 )}\\&+0.0017611\frac{WR_{-1}}{(2.6519)}\frac{PA_{-1}}{( 実質賃金 )}+\sum_{i=0}^{4}\begin{array}{l}j_{i}\frac{LENA}{POP}+\quad dummies\ $ -21.900)\end{array}\\ \end{aligned} $$

$$ \begin{aligned}&R^{2}C=0.49468,S.E.=0.53991,D.W.=0.62967\\&\left(1967I\sim1982III\right)\\ \end{aligned} $$

### 6. 貿易連関モデル

今回の作業にあたって貿易連関モデルは，引き続きサミュエルソン＝栗原法を採用し，改定はこれまでに問題のあった関数を個別に再推定する部分改定にとどめ，方程式のスペック等の変更は最少限にするという方針で行なった。

## (1) 西ドイツの輸出関数

今回貿易連関モデルで再推定を行ったのは，西ドイツ，オーストラリア，中東の各輸出関数である。まず西ドイツの旧バージョンの輸出関数では相対価格変数のラグ期間が2期と短く，価格効果が初年度に強く働きすぎていたため，今回はラグの期間を5期に延長した。

$$ \begin{aligned}&( 旧バージョン )\\&\log XGE=-1.4133+\sum_{i=0}^{2}a_{i}\log YVGE+\sum_{i=0}^{2}b_{i}\log PXGE/PXIND+dummies\\&( 実質財輸出 )\quad(2.181)\quad(1.1147)\quad( 輸出需要 )\quad(-0.81788)\\&\quad\overline{R}^{2}=0.96869\quad,S.E.=0.020950,D.W.=1.8846\\&\quad(1973III\sim1981IV)\\&( 新バージョン )\\&\log XGE=-2.3505+\sum_{i=0}^{5}a_{i}\log YVGE+\sum_{i=0}^{5}b_{i}\log PXGE/PXIND+dummies\\&( 実質財輸出 )\quad(2.736)\quad(1.1934)\quad( 輸出需要 )\quad(-0.82990)\\&\quad\overline{R}^{2}=0.94475\quad,S.E.=0.027832,D.W.=1.3325\\&(1973III\sim1981IV)\end{aligned} $$