Silviase/jgov_v1.4_full_ann huggingface dataset:
・TEC-FORCE 及び福岡管区気象台で、土石流危険渓流について確認。火口周辺及び渓流部も含め、顕著な土砂移動は確認されなかった(6月12日)。

## <<国土技術政策総合研究所、土木研究所による調査職員の派遣>>

・火山・土石流渓流の降灰状況調査のため、鹿児島県へ国土技術政策総合研究所より1名、土木研究所より1名、2人・日派遣(6月4日)。

・ヘリ調査を実施し、火山灰や火砕流堆積物の二次移動状況について確認。土石流危険渓流となっている向江浜川からの土砂流出を確認(6月4日)。

## <<避難者の住まい関係（避難者支援）>>

・屋久島島内に利用可能な公営住宅の空き住戸があることを確認。

・宅建協会から鹿児島県に対して、屋久島島内の民間賃貸住宅の物件情報が提供されていることを確認。

・一般社団法人プレハブ建築協会に対し、県から建設要請があった場合には、速やかに対応できるよう準備を要請。

## <<自動車検査証の有効期間の伸長>>

・避難中の住民が所有する自動車の車検証の有効期間が切れ、帰島時の車の使用に支障をきたさないよう、5月29日から7月28日までに車検証の有効期間が切れるものを7月29日まで伸長。

## <<災害対策用機械等出動状況>>（6月19日9:00現在）

整備局名	出動先	出動理由	機械名	台数	状況	期間
九州地整	鹿児島県屋久島町永田地先	火山監視	Ku-SAT	1	稼働後待機中	5/29～
九州地整	鹿児島県屋久島町永田地先	現地支援	情報収集車	1	稼働後待機中	6/1～
九州地整	屋久島町小瀬田	現地支援	待機支援車	1	稼働中	5/30～
九州地整	鹿児島県屋久島町永田地先	^リ映像中継	可搬^リテレ	1	稼働後待機中	5/30～
九州地整	鹿児島県屋久島町永田地先	^リ映像中継	Ku-SAT	1	稼働後撤収済み	5/30～6/2
九州地整	鹿児島県屋久島町役場(本庁)	監視映像伝送	Ku-SAT	1	稼働中	6/3～
九州地整	鹿児島県屋久島町永田地先	火山監視	Ku-SAT	1	稼働後撤収済み	6/3～6/11
九州地整	鹿児島県屋久島町役場(宮之浦支所)	監視映像伝送	Ku-SAT	1	稼働後撤収済み	6/12～6/13

## (12) 財務省の対応

・口永良部島（新岳）噴火に係る災害を危機認定し、日本政策金融公庫から指定金融機関（日本政策投資銀行、商工組合中央金庫）を通じた危機対応融資の対象に追加、財務省、中小企業庁及び農林水産省の連名で指定金融機関に対して同内容の通知文書を発出（5月29日）

・災害救助法の適用決定を踏まえ、鹿児島県に係る被災中小企業者等への対応として、窓口における親身な対応、資金の円滑な融通等を要請する通知文書を、財務省・厚労省・中企庁の連名で日本政策金融公庫等に対して発出(5月29日)

・九州財務局から鹿児島県及び屋久島町に対し、屋久島町所在の未利用国有地（3か所）のリストを情報提供（6月8日）

## (13) 金融庁の対応
・災害救助法の適用決定を受け、鹿児島県内の関係金融機関等に対し、財務省九州財務局鹿児島財務事務所長と日本銀行鹿児島支店長の連名で「口永良部島（新岳）噴火にかかる災害に対する金融上の措置について」を発出し、預金の払戻時の柔軟な取扱い等、被災者の便宜を考慮した適時的確な措置を講ずるよう要請（5月29日）

## (14) 国土地理院の対応

・過去の空中写真および災害対策用図を関係機関へ提供（5月29日）

・口永良部島の噴火周辺地域の空中写真を撮影（5月29日）

・口永良部島の噴火周辺地域の空中写真を関係機関へ提供（5月29日）

・口永良部島の噴火周辺地域の空中写真をホームページで公開（5月30日）

・人工衛星（だいち2号）データを用いて口永良部島の地表の状態の変化を面的に把握しホームページで公開（5月30日）

URL : http://www.gsi.go.jp/BOUSAI/h27-kuchinoerabu-index.html

・口永良部島の噴火周辺地域の衛星画像（LANDSAT）を関係機関へ提供（6月7日）

・前田地区の送電見合わせのため停止した GNSS について、臨時 GNSS 点設置のため、屋久島町、気象庁と調整中（6月8日）

・口永良部島総合観測班の活動として、臨時 GNSS 点（GNSS 火山変動リモート観測装置）を本村地区に設置（6 月 12 日）

## (15) 気象庁の対応

· 気象庁本庁非常体制（5月29日10:07）

·記者会見（5月29日11:30）

· 気象庁災害対策本部会議を開催（5月29日13:30、18:00）

・九州地方整備局、四国地方整備局、鹿児島県の協力により、気象庁機動調査班（JMA-MOT）が上空からの観測を実施（5月29日11:10、30日06:40、31日13:30、6月1日14:00、6月6日13:00）

・鹿児島県庁及び屋久島町役場に職員を派遣（5月29日～）

・復旧担当者・被災者向け気象支援資料の提供（5月29日～、毎日5時、11時、17時頃更新）

・気象庁ホームページに口永良部島噴火の関連情報ポータルサイトを開設(5月29日)

・当面の間、定時（毎日10時、16時）の「火山の状況に関する解説情報」発表を開始（5月29日16時～）

・火山噴火予知連絡会拡大幹事会を開催し、見解を取りまとめ（5月30日）

· 口永良部島に地震計を増設（6月1日）。

・口永良部島に増設した地震計の運用を開始（6月2日）

・東京大学、京都大学と合同でガス観測を実施（6月6日）

・住民（消防団等）の一時入島に関して、気象情報の提供及び火山活動の監視強化等の支援を強化（6月1日、6月12日）

・火山噴火予知連絡会を開催し、見解を取りまとめ（6月15日）
<<口永良部島停電に伴う気象庁の火山観測機器の稼働状況等>>

☐6月2日 8:39 ☐永良部島で停電が発生

・気象庁の火山観測網の地震計4点、空振計2点、GNSS3点、遠望カメラ2点、傾斜計1点等のうち、地震計1点、空振計1点が停止していたが、6月4日に復旧した。

☐6月18日12:23 ☐永良部島で停電が発生

・気象庁の火山観測網の地震計4点、空振計2点、GNSS3点、遠望カメラ2点、傾斜計1点等のうち、地震計1点、空振計1点が停止。他の機器はバッテリーまたは太陽電池にて稼働中（バッテリーについては3～5日間程度は稼働可能）。

・九州電力による復電作業について対応を検討中。

### 7. 関係地方公共団体の対応等

(1) 鹿児島県の対応

·平成27年度第1回口永良部島火山防災連絡会を開催（5月23日16:00）

（參加機関：鹿児島県、県警、海上保安庁、自衛隊、屋久島町、熊毛地区消防組合等）

【5月29日（金）】

· 10:07 災害対策本部設置

※平成26年8月3日に設置した災害警戒本部から改組

·10:40 自衛隊へ災害派遣要請

・10:45 県防災へリ離陸。以降、上空調査を実施（11:47 終了）

・11:00 第1回関係省庁災害対策会議出席（テレビ会議）

・12:50 県防災へリにて傷病者等3名搬送（火傷1名、体調不良者1名、付添1名）

・16:00 第2回関係省庁災害対策会議出席（テレビ会議）

【5月30日（土）】

・17:00 第3回関係省庁災害対策会議出席（テレビ会議）

【6月1日（月）】

・鹿児島県知事による現地調査及び避難所訪問

・17:00 第4回関係省庁災害対策会議出席（テレビ会議）

【6月5日（金）】

・16:00 第5回関係省庁災害対策会議出席（テレビ会議）

【6月10日（水）】

・15:50 第6回関係省庁災害対策会議出席（テレビ会議）

## (2) 屋久島町の対応

【5月29日（金）】

・10:07 災害対策本部設置 ※平成26年8月3日より継続

· 10:15 避難勧告発令（全島民）

・10:20 避難指示へ切り替え（全島民）
・10:30 鹿児島県へ防災へリの出動要請

・11:55 町営船フェリー「太陽」が救助のため宮之浦港を出港

・14:38 町営船フェリー「太陽」が本村港へ入港

・15:06 避難所3力所を確定・設置（縄文の苑、宮之浦公民館、老人憩いの家）

・15:45 町営船フェリー「太陽」本村港を出港

・17:30 町営船フェリー「太陽」宮之浦港へ入港

・19:00 第1回口永良部島の噴火に係る関係機関合同対策会議（町・県・国）

## 【5月30日（土）】

·11:00 記者会見

・16:02 第2回口永良部島の噴火に係る関係機関合同対策会議（町・県・国）

・17:00 第3回関係省庁災害対策会議（テレビ会議による参加）

## 【5月31日（日）】

·10:00 記者会見

· 15:00 記者会見

・16:30 第3回口永良部島の噴火に係る関係機関合同対策会議（町・県・国・九電）

## 【6月1日（月）】

午前一時入島（詳細は以下8.参照）

· 15:55 記者会見

・17:00 第4回関係省庁災害対策会議出席（テレビ会議）

## 【6月2日（火）】

·住宅に係る意向調査を実施

·10:00 記者会見

· 15:00 記者会見

・16:05 第4回口永良部島の噴火に係る関係機関合同対策会議（町・県・国・九電）

## 【6月3日（水）】

·10:15 記者会見

## 【6月4日（木）】

## 一 時入島（停電復旧活動等を実施）

※上空調査及び緊急時の避難支援等のため、国土交通省へり、鹿児島県警へり、海上保安庁巡視船を配備。（関係機関：町・県・国・九州電力・地元消防団等）

## 【6月5日（金）】

·10:00 記者会見

·15:00 記者会見

・16:00 第5回関係省庁災害対策会議出席（テレビ会議）

## 【6月6日（土）】

·10:00 記者会見

· 13:30 住民説明会

·16:00 記者会見

## 【6月7日（日）】

·10:00 記者会見

·15:00 記者会見

## 【6月8日（月）～】

· 15:00 記者会見
【6月10日（水）】

・15:50 第6回関係省庁災害対策会議出席（テレビ会議）

・避難指示区域への一時立ち入り実施要領及び実施基準の策定

【6月12日（金）】

・住民の一時帰島に向けた条件整備入島の実施

## 8 ．一時帰島の実施（6月1日）（政府現地連絡調整室情報：6月2日12:00現在）

(1) 目的·实施内容

・島内の防火・防犯対策等のため、島民の代表として消防団等が一時入島し、各住戸の戸締り、ガス・電気の点検、貴重品の持ち出しなどを実施。

(2) 対象（実際の帰島者）

【本村地区】 消防组合·消防团（口永良部分团）等 計 23 名

【湯向地区】 消防組合・消防団（口永良部分団）等 計 6 名 合計 29 名

(3) 输送方法

【本村地区】 漁船2隻

【湯向地区】漁船1隻

※発着場所 屋久島：一湊港 口永良部島：本村港、湯向港

(4) 行程

【6月1日（月）】

8:12 出港決定

8:28 一凑港出港

9:29 湯向港入港上陸、活動開始

9:30 本村港入港上陸、活動開始

11:01 湯向地区作業終了、湯向港出港

11:30 本村地区作業終了、本村港出港

11:45 湯向地区作業従事者が一湊港到着

12:25 本村地区作業従事者が一湊港到着

## (5) 支援

・監視及び緊急時の避難支援のため、自衛隊へり、国土交通省へり、鹿児島県警へり、海上保安庁巡視船を配備。

・緊急時の退避行動を支援するため、火山観測情報等から退避が必要と判断される場合、気象台から直ちに屋久島町災害対策本部へ電話連絡を行い、屋久島町災害対策本部から防災行政無線により現地に通報する緊急連絡体制を確保。

## 9 ．住民の一時帰島に向けた条件整備入島の実施（6月12日）
## (1) 目的·实施内容

・今後、口永良部住民の生活再建のために必要な車両の持ち出し等に向けた事前の準備として、港湾施設や町道等の交通施設の点検整備及び入島作業時の安全確保、電力施設・通信施設等のメンテナンス等を実施。

## (2) 对象

町、消防団、気象庁、国土地理院、九州電力等の関係者 40 名

## (3) 输送方法

【本村地区】 漁船 3 隻、県警警備艇 1 隻

【湯向地区】 漁船1隻

## (4) 行程

【6月12日（金）】

16:16 湯向港入港上陸、活動開始

16:18 本村港入港上陸、活動開始

17:25 湯向地区作業終了

17:55 湯向港出港

18:00 本村地区作業終了

18:13 本村港出港

18:43 湯向地区作業従事者が一湊港到着

19:30 本村地区作業従事者が一湊港到着

## (5) 支援

・監視及び緊急時の避難支援のため、国土交通省へり、県防災へり及び海上保安庁巡視船を配備。

・緊急時の退避行動を支援するため、火山観測情報等から退避が必要と判断される場合、気象台から直ちに屋久島町災害対策本部へ電話連絡を行い、屋久島町災害対策本部から防災行政無線により現地に通報する緊急連絡体制を確保。
# 平成28年3月出張報告

平成28年4月12日

個人情報保護委員會

個人情報保護制度に関する海外調査（アメリカ合衆国）

平成28年3月6日（日）から9日（水）まで、アメリカ合衆国において宮井委員及び事務局職員が個人情報保護制度に関する調査を行った。

訪問先においては、個人情報保護委員会の設置の報告、我が国の個人情報保護制度の紹介及び国際的な執行協力の要請を行い、先方から個人情報保護に関する最近の取組の説明があった後、意見交換を行った。

訪問先

（1）米国連邦取引委員会

先方：テレル・マックスウェーニー 委員ほか

（2）米国連邦通信委員会

先方：ミノン・クライバーン 委員ほか

（3）米国商務省

先方：テッド・ディーン 次官補代理ほか

（４）インフォメーションポリシーリーダーシップセンター（米国）
表 2 - 1 理論モデルにおける変数名一覧

a(·)	資本収支(関数)	M	名目マネー・サプライ
c(·)	消費関数	m(·)	実質輸入(関数)
d(·)	国内民間支出(関数)	P	物価
E	名目為替レート(邦貨/外貨)	R	名目利子率
f(·)	価格調整関数	T	税(実質)
G	実質財政支出	t(·)	将来租税負担(関数)
g(·)	雇用/分配関数	T^{p}	生涯租税負担
h(·)	生産関数	W	賃金
i(·)	投資関数	x(·)	実質輸出(関数)
K	資本ストック(外生)	Y	実質GDP
k(·)	雇用調整関数	Y^{p}	完全雇用GDP
L	労働需要	Π	生涯所得
l(·)	実質貨幣需要(関数)	π(·)	生涯所得関数
L^{p}	労働供給(外生)

注）1．変数右下添字の-1、-2等はラグを表し、右上添字の*は外国の変数であることを示す。
表 2 - 3 我が国のマクロモデルの政府支出乗数

名称	公表時期	推計期間	名目政府支出乘数	実質政府支出乘数
1年目	2年目	3年目	1年目	2年目	3年目
パイロットモデル*	1967年	54年度~65年度	2.17	4.27	5.01	-	-	-
マスターモデル*	1970年	54年度~67年度	2.02	4.14	4.51	-	-	-
パイロットモデル SP-15*	1974年	57年度~71年度	2.27	4.77	4.42	-	-	-
パイロットモデル SP-17*	1976年	60年度~73年度	1.85	3.34	-	-	-	-
パイロットモデル SP-18*	1977年	65年度~75年度	1.34	2.32	2.77	1.27	1.83	1.85
世界経済モデル第1次版*	1981年	67年度~77年度	1.27	2.25	2.72	1.19	1.99	2.51
世界経済モデル第2次版*	1985年	66年I~82年I	1.47	2.25	2.72	1.11	1.62	1.84
世界経済モデル第3次版*	1987年	75年I~84年IV	1.35	1.95	2.18	1.16	1.56	1.65
世界経済モデル第4次版*	1991年	79年I~88年IV	1.39	1.88	2.33	1.33	1.57	1.63
世界経済モデル第5次版	1994年	83年I~92年IV	1.32	1.75	2.13	1.24	1.40	1.40
短期日本経済マクロ計量モデル	1998年	85年I~97年IV	1.31	1.65	1.97	1.21	1.31	1.24
計量委員会 5次*	1977年	60年度~72年度	-	-	-	1.81	3.29	3.66
計量委員会 6次*	1980年	65年度~76年度	-	-	-	1.50	1.57	1.25
計量委員会 8次*	1989年	70年度~84年度	-	-	-	1.18	1.50	1.56
計量委員会 10次	1996年	75年度~90年度	-	-	-	1.30	1.45	1.24
NEEDS 日本経済モデル*	1983年	1.40	2.24	2.83	-	-	-
NEEDS 日本経済モデル*	1985年	1.40	2.42	3.28	-	-	-
NEEDS 日本経済モデル*	1988年	1.36	2.50	3.20	-	-	-
NEEDS 日本経済モデル*	1991年	1.37	2.05	2.54	-	-	-
NEEDS 日本経済モデル	1994年	1.28	1.71	1.83	-	-	-
NEEDS 日本経済モデル	1997年	86年II~96年I	1.07	1.65	1.80	-	-	-
電研マクロモデル	1981年	70年度~79年度	-	-	-	1.47	1.92	-
電研マクロモデル	1991年	71年度~89年度	1.48	2.17	2.75	1.12	1.23	1.26
電研マクロモデル	1994年	73年度~92年度	1.38	2.17	2.55	-	-	-
電研マクロモデル	1996年	80年度~94年度	1.47	2.08	2.18	1.38	1.89	1.90

注）1.「名目政府支出乗数」は名目政府支出を増加させたときの名目GDPの乗数値。「実質政府支出乗数」は実質政府支出を増加させたときの実質GDPの乗数値。

2．名称に $ ^{*} $ 印が付いているモデルについては、乗数はGDPでなく、GNPについての値。
表 2 - 4 米国におけるマクロモデルの政府支出乗数

名称	米国における政府支出乗数	日本への波及効果
1年目	2年目	3年目	1年目	2年目	3年目
DRI	2.05	2.10	1.44	0.57	1.34	1.33
EPA	1.58	1.71	1.61	0.25	0.88	1.57
LINK	1.25	1.22	0.98	0.07	0.09	0.07
MCM	1.56	1.84	1.43	0.44	1.05	1.36
OECD	1.54	1.08	0.64	0.60	0.58	0.45
VAR	0.05	0.35	0.64	-0.00	-0.03	-0.03
WHARTON	1.68	1.36	1.39	0.42	0.18	0.01
EEC	1.34	1.24	1.05	-	-	-
平均	1.38	1.36	1.15	0.34	0.58	0.68
LIVERPOOL	0.65	0.57	0.52	-0.05	-0.13	-0.18
MSG	0.81	0.85	0.78	0.55	0.28	0.19
TAYLOR	1.64	0.57	0.63	0.31	0.82	1.21
MINIMOD	1.11	0.95	0.75	-	-	-
平均	1.05	0.74	0.67	0.27	0.32	0.41

注）1. 資料出所：Bryant, Ralph C. et al ed., Empirical Macroeconomics for Interdependent Economies, The Brookings Institution, 1988.

2．実質政府支出を増加した際の実質 GNP への効果。

表 2 - 5 MULTIMEMOD による日本の政府支出乗数

IMF-MULTIMOD	簡易版
1年目	2年目	3年目	1年目	2年目	3年目
実質GNP	0.64	0.28	-0.06	1.16	1.04	0.87
実質国内需要	1.00	0.64	0.32	1.28	1.16	1.02
GNPデフレータ	0.14	0.36	0.58	0.21	0.83	1.82
短期金利	0.04	0.16	0.32	0.15	0.55	1.20
長期金利	0.28	0.34	0.34	0.03	0.14	0.38
経常収支対名目GNP比	-0.18	-0.16	-0.14	-0.11	-0.08	-0.08
財政収支対名目GNP比	-0.60	-0.56	-0.52	-0.73	-0.59	-0.47
実質民間投資対実質GNP比	-0.28	-0.48	-0.66	-0.30	-0.29	-0.26

注）1．原典は、Paul Masson, Steven Symansky. Guy Meredith, MULTIMOD Mark II: A Revised and Extended Model, IMF 1990

2. 本来のMULTIMODは合理的期待形成に基づいたモデルであるが、表右側の「簡易版」はMULTIMODの構造を参考にやや簡略化とした上で、適応的期待形成で作成したモデルの乗数である。

3.「簡易版」においては、実質および名目 GNP でなく、GDP を用いている。
表 2 - 6 短期日本経済マクロ計量モデルと 80 年代モデルの推定結果概要 (比較表)

今回公表モデル	80年代モデル
式番	被説明変数	推定期間	R2adj	D.W.	推定期間	R2adj	D.W.	符号の反転
1)	CP	85.1-97.1	0.494	2.332	77.1-89.4	0.353	1.646	RGB 項
2)	IHP	75.1-97.1	0.503	1.819	76.1-89.4	0.453	2.056
3)	IFP	85.1-97.4	0.851	2.147	77.1-89.4	0.564	1.447
4)	INP	85.1-97.4	0.734	1.295	77.1-89.4	0.377	1.315
5)	XGS	85.1-96.4	0.934	2.298	79.3-89.4	0.782	2.151
6)	NFMGS	85.1-97.2	0.445	1.758	77.1-89.4	0.336	1.989
7)	MFUEL	85.1-97.4	0.756	2.110	77.1-89.4	0.217	2.019	GDP 項
36)	LF	85.1-97.1	0.985	0.994	77.1-89.4	0.867	0.799
37)	UR	85.1-97.1	0.228	2.223	77.1-89.4	0.351	1.919
38)	LH	85.1-97.4	0.672	1.812	77.1-89.4	0.679	2.366
42)	CU	70.4-97.4	1.000	1.767	70.4-89.4	1.000	1.868
43)	PGDP@	85.1-97.1	0.249	1.757	77.1-89.4	0.652	1.874	WIPH 項
44)	DPI@	75.1-97.4	0.631	1.040	75.1-89.4	0.646	1.078
45)	PIFP@	75.1-97.1	0.796	1.495	75.1-89.4	0.768	1.418
46)	PIHP@	75.1-97.1	0.819	1.799	75.1-89.4	0.780	1.619
47)	PINP@	75.1-97.4	0.979	1.795	75.1-89.4	0.981	1.750
48)	PCG@	75.1-97.1	0.685	2.186	75.1-89.4	0.351	2.161
49)	PIG@	75.1-97.4	0.803	2.094	75.1-89.4	0.699	2.148
50)	PXGS	75.4-96.2	0.719	1.938	75.4-89.4	0.709	2.089
51)	PNFMGS@	75.1-96.2	0.670	2.022	75.1-89.4	0.668	1.975
52)	PFUEL@	70.4-97.4	0.975	0.623	70.4-89.4	0.976	0.526
53)	WIPH	78.1-97.1	0.414	1.906	78.1-89.4	0.212	2.557
69)	YFSV	76.1-97.1	0.319	2.083	76.1-89.4	0.282	1.863
70)	YIEV	80.1-97.1	0.806	2.231	77.1-89.4	0.924	1.830
71)	YCV	75.1-97.1	0.700	1.567	75.1-89.4	0.856	1.497
72)	YOLIV	70.1-97.1	0.992	2.085	70.1-89.4	0.993	2.156
73)	CCAV	85.1-97.1	0.993	1.163	77.1-89.4	0.994	0.633
74)	INPVA	80.1-97.4	0.973	2.338	77.1-89.4	0.986	2.261
94)	TYPV	85.1-97.1	0.810	2.348	77.1-89.4	0.979	1.955
95)	TYCV	85.1-97.1	0.816	0.990	77.1-89.4	0.803	2.051
96)	TCIV	70.1-97.1	1.000	0.268	-	-	-
97)	OITAXV	70.2-97.1	0.965	2.350	70.2-89.4	0.942	2.352
98)	YIGV	72.4-97.1	0.814	1.094	72.4-89.4	0.948	0.674
99)	BSSV	75.2-97.1	0.993	1.311	75.2-89.4	0.993	1.414
100)	CSSV	75.1-97.1	0.978	2.211	75.1-89.4	0.972	2.142
109)	M2CD	85.1-97.1	0.890	1.632	77.1-89.4	0.534	1.936
110)	RCD	85.1-97.4	0.266	1.609	77.1-89.4	0.305	1.426
111)	RDIS	85.1-97.4	0.955	0.253	77.1-89.4	0.925	0.500
112)	RGB	85.1-97.1	0.858	1.483	77.1-89.4	0.627	0.534
113)	PSHARE	85.1-97.1	0.832	1.859	77.1-89.4	0.886	1.466
114)	PER	85.1-97.4	0.549	1.298	77.1-89.4	0.362	1.426
115)	PLAND	72.1-97.2	0.509	0.441	72.1-89.4	0.531	0.459
116)	RSHARE	70.1-96.4	0.950	0.290	70.1-89.4	0.943	0.229
121)	RTRIV	70.3-97.1	0.654	2.071	70.3-89.4	0.853	2.131
122)	PTRIV	70.3-97.1	0.988	0.604	70.3-89.4	0.978	0.464
123)	FASSTV	70.1-96.4	0.991	0.206	70.1-89.4	0.990	0.201
124)	FXS	80.1-97.4	0.920	0.572	77.1-89.4	0.773	0.382
平均値	0.758	0.543*	0.713	0.577*

注）1. $ ^{*} $ 印つきのD.W.比の平均値は2からの乖離幅の絶対値の平均値
表 2 - 7 80 年代モデルにおける公共投資乗数

1．実質公的総固定資本形成を実質 GDP の 1% 相当継続的に拡大(標準)

実質GDP(%)	実質GDP成長率(%ポイント)	消費(%)	設備投資(%)	住宅投資(%)	財サービス輸出(%)	財サービス輸入(%)	名目GDP(%)	97年モデル
1年目	1.30	1.46	0.50	0.63	1.35	-0.06	2.41	1.67	実質GDP(%)
2年目	1.31	-0.31	0.56	1.04	0.07	-0.41	3.18	2.62	1.21
3年目	0.86	-0.48	0.26	-0.16	-0.58	-1.11	2.52	3.49	1.31
民間消費デフレータ(%)	単位時間あたり賃金(%)	失業率(%ポイント)	穩擁率(%ポイント)	財政収支対名目GDP比(%ポイント)	長期盈利(%ポイント)	経常収支対名目GDP比(%ポイント)	為替レート(%)	97年モデル
1年目	0.41	0.36	-0.10	3.08	-0.56	0.29	-0.32	-0.29	消費デフレータ(%)
2年目	1.32	1.34	-0.21	3.15	-0.36	0.72	-0.47	-1.05	0.04
3年目	2.70	1.99	-0.20	2.04	-0.48	0.97	-0.48	-1.79	0.19

2．実質公的総固定資本形成を実質 GDP の 1% 相当継続的に拡大(貨幣供給量外生)

実質GDP(%)	実質GDP成長率(%ポイント)	消費(%)	設備投資(%)	住宅投資(%)	財壓-ビス輸出(%)	財壓-ビス輸入(%)	名目GDP(%)	97年モテル
実質GDP(%)
1年目	1.33	1.48	0.58	0.66	1.16	-0.13	2.46	1.71	1.03
2年目	1.25	-0.41	0.49	0.91	0.11	-0.51	3.11	2.56	0.94
3年目	0.81	-0.40	0.20	-0.37	-0.49	-1.10	2.36	3.41	0.72
民間消費デフレータ(%)	単位時間あたり賃金(%)	失業率(%ポイント)	穩擁率(%ポイント)	財政収支対名目GDP比(%ポイント)	長期盈利(%ポイント)	経常収支対名目GDP比(%ポイント)	為替レート(%)	97年モテル消費デフレータ(%)
1年目	0.41	0.37	-0.10	3.15	-0.56	0.44	-0.34	-0.64	0.01
2年目	1.32	1.35	-0.21	3.02	-0.39	0.66	-0.46	-1.09	0.09
3年目	2.68	1.94	-0.19	1.93	-0.52	0.93	-0.46	-1.57	0.29

3．実質公的総固定資本形成を実質 GDP の 1% 相当継続的に拡大(短期金利外生)

実質GDP
(%)	実質GDP
成長率
(%ポイント)	消費
(%)	設備投資
(%)	住宅投資
(%)	財壓-ビス
輸出
(%)	財壓-ビス
輸入
(%)	名目GDP
(%)	97年モデル
実質GDP
(%)
1年目	1.29	1.43	0.45	0.61	1.44	-0.04	2.39	1.65	1.22
2年目	1.27	-0.30	0.39	1.01	0.47	-0.22	3.09	2.55	1.43
3年目	0.94	-0.30	0.14	0.17	0.02	-0.57	2.63	3.55	1.50
民間消費
デフレータ
(%)	単位時間
あたり賃金
(%)	失業率
(%ポイント)	穩擾率
(%ポイント)	財政収支対
名目GDP比
(%ポイント)	長期盈利
(%ポイント)	経常収支対
名目GDP比
(%ポイント)	為替レート
(%)	97年モデル
消費デフレータ
(%)
1年目	0.41	0.36	-0.10	3.04	-0.56	0.19	-0.31	-0.14	0.04
2年目	1.32	1.31	-0.21	3.06	-0.34	0.40	-0.42	-0.29	0.22
3年目	2.70	1.96	-0.20	2.21	-0.39	0.59	-0.42	-0.30	0.63

注）1．標準ケースの金融政策スタンスは推定された政策反応関数による。

2．最右翼の列は、比較対照のため、第1部で紹介した短期日本経済マクロ計量モデルの乗数を再掲したもの。
ことなど，この点はもっと研究する必要があると思われる。そこで，この点には深入りせず，国債を正味資産と見なして議論を進めることにする。

## I V 推定結果の検討

各行動方程式について，若干の代替的な特定化も考慮しながら，それらの推定結果を順に検討する。

多くの方程式が動学的に特定化され，分布ラグが用いられている。ラグ分布の推定法としては，コイック（Koyck），アーモン（Almon），そしてシラー（Shiller）の方法を用いた。アーモンとシラーの方法の選択については，後者の方が制約が緩く，かつ前者の一般化となっているという事情を考慮して，まずシラーの方法でラグ分布の大体の形状を見出し，その情報に基づいてアーモンの方法に必要な制約を与えるという手順をとった。最終的には，全体としての推定結果やシミュレーションの結果を勘案して一方の方法を選んだ。

推定期間は，原則として1966年第1四半期から77年第4四半期までであるが，データの利用可能性のゆえに，初期時点は必ずしも統一されていない。また，為替レートの決定には，変動レートのレジームにおける構造方程式接近が用いられたので，それに関係する方程式はすべて1973年第1四半期から77年第4四半期について推定されている。

推定法としては，単純最小二乘法（OLS）が用いられ，誤差項の自己相関が高いと判定される重要な関数については，1階自己回帰過程を前提とするコクレーン・オーカット（Cochrane - Orcutt）法が用いられている。用いられる記号の定義は次の通りである。

$$ \begin{aligned}&G1(X)=(X-X_{-1})/X_{-1}\\&GF(X)=X/\frac{1}{4}\sum_{i=1}^{4}X_{-i}\\&\ln(X):X 団自然对数 \\&\overline{R}^{2}: 自由度修正济決定係数 \\&s: 誤差項の標準誤差 \\&D.W.: ダービン・ワトソン統計量 \\&\rho: コクレーン・オーカット法で求めた \\&\quad 誤差項の 1 階自己相関係数 \end{aligned} $$

また，変数の定義については243 - 246頁を参照されたい。

分布ラグの表示は，例えば次のようになされている。

$$ アーモン \quad ラグ :\mathrm{d}=3,\mathrm{s.c}=N,\mathrm{e.c}=Y\rbrack $$

のときは，アーモン（Almon）の推定法が用いられ，多項式の次数は3，ラグの初期時点の制約はなし，最長時点の制約はあり，と読む。

$$ \begin{aligned}&` シラー \quad ラグ :\mathrm{d}=1\text{,}\mathrm{s.p}=\mathrm{Y}\text{,}\mathrm{e.p}=\mathrm{N}\text{,}\\&\mathrm{k}=1.0\text{」}\end{aligned} $$

のときは，シラー（Shiller）の推定法が用いられ，多項式の次数は1，ラグの初期時点の制約はあり，最長時点の制約はなし，tightness（分散比）の先験的な値は1，と読む。

(1) 民間消費支出

$$ \begin{aligned}&(IV-1)\\C&=18.7471+0.4109\left((YD/PC)\cdot100\right)+0.0241\left((NW/PC)\cdot_{1}\cdot100\right)\\&\quad(1.06)\quad(3.19)\quad(1.54)\\&\quad-0.1967(GF(PC)^{e}\cdot(YD/PC)\cdot100)+0.6574C_{-1}\\&\quad(1.66)\quad(7.29)\\&\quad\quad\quad\quad\overline{R}^{2}=0.997\quad s=2.663\quad D.W.=2.52\\&\quad\quad\quad\quad 期間 \quad1966:I-1977:IV\end{aligned} $$
この消費関数は，基本的には伝統的な恒常所得仮説に基づいているが，同時に，限界消費性向がインフレ期待とともに変化する形になっている。1973，74年の激しいインフレ期には，他国と同様に西ドイツでも実質消費が落ち込んだが，これを分析するために消費関数の計測ではアド・ホックにインフレ率（あるいは期待インフレ率）を付加することが多い。われわれは，この理論的メカニズムを提示し，インフレ期待が高まるにつれて限界消費性向が低下することを計測し，西ドイツの消費行動をかなりよく説明することができた。ちなみに，短期限界消費性向は0.4109 - 0.1967GF(PC)⁶であるから，GF(PC)⁶の推定期間における平均（=1.027）を代入すれば，平均的には0.209になる。長期限界消費性向は[0.4109 - 0.1967GF(PC)⁶] / 0.3426であるから，GF(PC)⁶ = 1.0を代入して0.625を得る。これは通常の消費性向の計測値，例えばKrelle等〔33〕のボン・モデルの短期と長期の値（それぞれ，0.545と0.850）よりも若干小さい値となっている。

正味資産に対する係数のt値が余り高くないので，それを落して計測してみると，

$$ C=\begin{array}{c}-7.8065+0.5178\left(\left(YD/PC\right)\cdot100\right)+0.3027\left(GF\left(PC\right)^{e}\cdot\left(YD/PC\right)\cdot100\right)+0.7702C_{-1}\ $ 2.09)\quad(4.71)\quad(3.11)\quad(14.46)\end{array} $$

この場合は，限界消費性向の値は以前とほとんど同じであるが，インフレ期待の作用の有意性はうんと高まる。つまり，インフレが激しいときは，直接に消費性向を下げる作用だけではなく，実際には実質資産の調整もなされている

(2) 民間設備投資

$$ \overline{R}^{2}=0.997\quad s=2.71\quad D.W.=2.70 $$

ために，(Ⅳ-1)式の場合のインフレ期待の作用の有意性が若干低下しているのであろう。推定結果に大きな差はないが，モデルの実質面と金融面の相互依存性を高めるために，正味資産を説明変数に加える式を採用した。

(IV - 2)

$$ \begin{array}{l}I F F/K F P_{-1}=-0.3644+\underset{\left(13.99\right)}{\overset{11}{\sum}}a_{i}\left(G N P/K F P_{-1}\right)-i+\underset{\left(14\right)}{\overset{5}{\sum}}b_{i}R S E C_{-i}-0.0184D I F1+0.0102D I F2\\ \quad+0.0061D I F3\\ \quad\left(4.12\right)\end{array} $$

$$ \begin{array}{l}\overline{R}^{s}=0.973\quad s=0.003\quad D.W.=2.4T\\ 期間 \quad1968:I-1977:IV\end{array} $$

$$ \begin{aligned}&a_{i}\cdots\cdots\cdots\cdots アーモン \quad ラグ :d=3,s.c=N,e.c=Y\\&b_{i}\cdots\cdots\cdots\cdots アーモン \quad ラグ :d=2,s.c=N,e.c=Y\\&a_{i}\quad\begin{array}{cccc}{{{1}}}&{{{2}}}&{{{3}}}&{{{4}}} \\{{{0.1909}}}&{{{0.1936}}}&{{{0.0913}}}&{{{0.0618}}} \\{{{(6.92)}}}&{{{(12.68)}}}&{{{(16.29)}}}&{{{(6.73)}}} \\\end{array}\quad\begin{array}{cccc}{{{4}}}&{{{5}}}&{{{6}}}&{{{7}}} \\{{{0.0427}}}&{{{0.0315}}}&{{{0.0261}}}&{{{0.0238}}} \\{{{(4.19)}}}&{{{(3.70)}}}&{{{(4.63)}}}&{{{(5.61)}}} \\\end{array}\quad\begin{array}{cccc}{{{9}}} \\{{{9}}} \\{{{0.0225}}} \\{{{(3.80)}}} \\\end{array}\\&b_{i}\quad-0.0014\quad-0.0018\quad-0.0014\\&\quad(1.35)\quad(3.54)\quad(1.60)\\&\quad(1.35)\quad(3.54)\quad(1.60)\\&a_{i}\quad\begin{array}{cccc}{{{10}}}&{{{11}}}&{{{計}}} \\{{{0.0196}}}&{{{0.0129}}}&{{{0.6567}}} \\{{{(2.74)}}}&{{{(2.28)}}} \\\end{array}\\&b_{i}\quad\begin{array}{cccc}{{{-0.0046}}} \\\end{array}\end{aligned} $$

従属変数を IFP とした場合も試みたが，KFP-1 をスケール変数として除した場合の方が推定結果はよかった。ストック調整係数は，望ましいストック水準への部分調整係数でもあるが，0.364 と計測されている。2 つの説明変数には別々のラグ分布を想定した。需要変数の長期的効果は0.657，平均ラグは3.20 であるから約9.6 カ月である。利子率の長期的効果は -0.0046 であり，平均ラグは2.00 であるから約半年である。
$$ \begin{aligned}&(IV-5)\\\quad M&=3.5800+0.9369\left(MG+MS\right)\\&\quad(2.89)\quad(129.07)\\&\quad\quad\quad\quad\quad\overline{R}^{2}=0.997\quad s=0.509\quad D.W.=2.30\quad\rho=0.775\\&\quad\quad\quad\quad\quad 期間 \quad1966:I-1977:IV\end{aligned} $$

## (3) 民間住宅投資

$$ \begin{array}{l}(IV-3)\\\quad IHP=\begin{array}{cc}-81.9546+0.3205\left((YD/PA)\cdot100\right)-0.0069\left(RMOR\cdot\left(YD/PA\right)\cdot100\right)\ $ 9.49)\quad(10.14)\quad(7.74)\end{array}\\\quad-0.1288KHP_{\text{-}}_{1}+0.4427\left(M2/PA\right)_{\text{-}_{1}}\cdot100-6.9166DIH1\\\quad(8.24)\quad(8.93)\quad(3.62)\\\quad\begin{array}{l}\overline{R}^{2}=0.916\quad s=1.606\quad D.W.=1.63\\ 期间 \quad1969:I-1977:IV\end{array}\end{array} $$

どの説明変数の有意性も非常に高い。利子率としては住宅貸付けに関係の深い低当貸付金利（RMOR）を用いたが，所得変数との交叉項の形で導入されている。金利だけを分離した形では余り有意に働かない。例えば，RMORにラグ分布を想定して推定すれば，次の結果を得る。

$$ \begin{array}{l}IHP=-49.8828+0.2413\left(YD/PA\cdot100\right)+\underset{i=a}{\overset{5}{\sum}}a_{i}RMOR-i-0.1172KHP-1\\\quad(5.44)\quad(6.67)\quad(5.78)\\\quad+0.3935\left((M2/PA)_{-1}\cdot100\right)\\\quad(6.48)\\\quad\overline{R}=0.883\quad s=1.928\quad D.W.=1.23\\a_{i}\cdots\cdots\cdots\cdots ララ一 \quad ラグ :d=1,s.c=N,e.c=\Upsilon,k=1.0\\\quad a_{i}\quad\begin{array}{cccc}0&1&2&3&4\\-1.9257&-0.9262&-0.3571&-0.1002&0.1505\ $ 2.22)&(1.40)&(0.52)&(0.15)&(0.23)\end{array}\quad\begin{array}{cccc}5&\\0.7516&-2.4072\\\end{array}\end{array} $$

ダミー変数は，77年後半の住宅建設の落込みを把握するために導入された。

(4) 商品・サービス輸出額（実質）
(IV - 4)

$$ X = 0.6644 + 0.9667 (XG + XS) $$

(0.23) (62.05)

$$ \overline{R}^{2} = 0.988 \quad s = 3.536 \quad D.W. = 1.98 \quad \rho = 0.232 $$

期間 1966: I - 1977: IV

これは，国際収支表から得られる商品とサービスの輸出の実質値を，国民所得統計の実質輸出額にブリッジする統計式である。

(5) 商品・サービス輸入額（実質）

これは，国際収支表から得られる商品とサービスの輸入の実質額を，国民所得統計の実質輸入額にブリッジする統計式である。

(6) 商品・サービス輸出額（名目）

$$ \begin{aligned}&(IV-6)\\&\quad XV=1.1076+\begin{array}{c}0.7900\\ (0.55)\end{array}(BPXG+BPXS)\\&\quad\quad(110.02)\\&\quad\quad\overline{R}^{2}=0.996\quad s=1.904\quad D.W.=2.32\quad\rho=0.621\\&\quad\quad 期間 \quad1966:I-1977:IV\end{aligned} $$
これは，国際収支表から得られる商品・サービスの名目輸出額を，国民所得統計の名目輸出額にブリッジする統計式である。

$$ \begin{aligned}&(7)\quad 商品 \cdot サービス輸入額 ( 名目 )\\&\quad(IV-7)\\&\quad MV=0.6643+0.9624(BPMG+BPMS)\\&\quad(0.32)\quad(94.61)\\&\quad\begin{aligned}\\ &\overline{R}^{2}=0.995\quad s=2.576\quad D.W.=1.76\quad\rho=0.505\\& 期間 \quad1966:I-1977:IV\\ &\end{aligned}\\ \end{aligned} $$

これは，国際収支表から得られる商品・サービスの名目輸入額を，国民所得統計の名目輸入額にブリッジする統計式である。

(8) 資本減耗引当

$$ \begin{aligned}&(IV-8)\\ln(CCAV)&=-8.2634+1.4280ln(KP_{-1})+0.1551ln(WPI_{-1})+0.2904ln(GNPV-T\\&\quad(19.37)\quad(13.64)\quad(3.09)\quad(8.36)\\&\quad-PC\cdot C/100)\\&\quad\overline{R}^{2}=0.998\quad s=0.017\quad D.W.=0.86\\& 期間 \quad1966:I-1977:IV\end{aligned} $$

対数形の方が若干フィットが高まるので，この形を採用した。

(9) 政府移転支出

$$ \begin{aligned}(IV-9)\\TRGE&=\begin{array}{cc}-5.0680+0.0368GNPV+0.0091U+0.8094TRGE_{-1}\ $ 4.10)&(5.29)\quad(4.29)\quad(19.32)\end{array}\\\overline{R}^{2}&=0.999\quad s=1.647\quad D.W.=1.32\\ 期間 \quad&1966:I-1977:IV\end{aligned} $$

ラグ付従属変数を含めないときには，誤差項の自己相関が高く，標準誤差も大きくなる。コイック型のラグ分布が説明変数に想定されていると解釈すれば，平均ラグは4.25である。GNPVとUの短期的な効果は小さいが，長期乗数はそれぞれ0.193と0.048である。

(10) 直接税

$$ \begin{aligned}&(IV-10)\\ln(TTD)&=-3.9170+1.3113ln(GNPV-TTI-CCAV)+0.0652DT1+0.0262DT2\\&\quad(24.14)(52.17)\\&\quad+0.0601DT3\\&\quad(3.24)\\&\quad\overline{R}^{2}=0.987\quad s=0.041\quad D.W.=1.14\\&\quad 期間 \quad1968:I-1977:IV\end{aligned} $$

われわれのモデルでは家計と企業の間の分配が取り扱われていないので，所得税も利潤税も同一の租税ベースで，同一の税率が計測されている。直接税の所得弾性値は1.311と計測されているが，これはKrelle等〔33〕の1.129とほぼ等しい。

ダミー変数は離散的な租税政策を示している。すなわち，DR1は1970年第1四半期分を69年第4四半期に前納する政策がとられたダミー，DT2は1970年から72年にかけてとられた景気調整積立金とその返還の政策に対するダミー，DT3は1973年から74年にかけてとられた景気調整課徴金政策のためのダミーである。

なお，ドイツ経済研究所（DIW）のデータ
で，賃金・俸給所得に対する直接税とその他の所得に対する直接税のデータが利用可能なので，将来は分配面の分析を拡充することが可能

## (11) 間接税

である。われわれの予備的推定によれば，賃金・俸給に対する直接税だけを取り出したときの所得弾性値は少し大きくなり，約1.7となる。

$$ \begin{aligned}(IV-11)\\TTI=&17.1409+0.1701(PC\cdot C/100)\cdot(CU/100)+0.0147(PC\cdot C/100)\cdot DI1+14.1875DI2\\&(2.66)\quad(9.66)\\&+18.8684DI3\\&(8.13)\end{aligned} $$

間接税の中で主要なものは付加価値税であるが，企業の設備投資，輸出には賦課されない。また，公共部門の投資や公務員の俸給にも賦課されない。したがって，主要な租税ベースは民間消費，商品輸入，民間部門の建設投資である。最終的な推定式では，BPMGを落し，IHPを直接用いる代りにその景気循環的動きを稼働率（CU）で捉えることにした。

DI 1は，中期財政計画に基づく税制改正に

## (12) 稼働率

よって，付加価値税の効果をみるダミーである。1968第3四半期の付加価値税率の引上げは，ダミー変数では検出できなかった。DI2とDI3は異常値をフォローするために導入されたものである。

消費への短期的効果が0.1701（CU/100）と計測されているが，これはKrelle等〔33〕が得た所得への短期的効果（0.129）とほぼ等しい。

$$ \begin{aligned}(IV-12)\\ln(CU)&=2.8277+0.5660ln(GNP/LF)-0.4727ln\left(KFP_{-1}/LF\right)+0.4773ln(CU)\ $ 6.07)\quad&(5.67)\quad(5.52)\quad(5.39)\\&\quad\overline{R}^{2}=0.845\quad s=0.013\quad D.W.=1.24\\& 期間 \quad1966:I-1977:IV\end{aligned} $$

稼働率のデータの作成方法については，補論Ⅳ-1を参照されたい。

理論モデルから変更された点は，技術進歩を示すトレンドが有意でないので落され，ラグ付き従属変数が加えられた点である。生産

(13) 週当り平均労働時間

性に対する短期弾性値は0.566で，長期弾性値は1.082と計測されている。これらは，Krelle等〔33〕における0.494，0.988という所得弾性値にほぼ匹敵するものである。

$$ \begin{array}{l}(\text{IV}-13)\\\quad ln(H)=2.3586+0.1896ln\left(GNPV/(W\cdot LE)\right)+0.2671(CU)+0.4590ln\left(H_{-1}\right)\\\quad\begin{array}{l}(4.15)\quad(2.71)\\-0.0005TIME\ $ 2.42)\end{array}\\\quad\begin{array}{l}\overline{R}^{2}=0.921\quad s=0.007\quad D.W.=2.17\\ 期間 \quad1966:I-1977:IV\end{array}\end{array} $$

理論モデルでは現われなかったトレンドを導入することによって推定結果が改善されるが，趨勢的な労働時間の削減を考えれば当然のことであろう。最適労働時間数への部分調整係数は0.541と計測されている。