Silviase/jgov_v1.4_full_ann huggingface dataset:
シミュレーションが可能なように主要国のマクロ経済政策変数が明示的に導入されていること等がある。従って、主要な外生変数は主要国の政策変数ならびに原油価格だけであり、かなり自律度の高いモデルであるといえよう。

世界経済モデル（82年2月版）については本分析87号（天野（1982）） $ ^{[1]} $ にその概要が示されており、その詳細な方程式体系及び乗数結果は本研究所EPA World Econometric Model Discussion Paper No.11（Amano et al.1982a.） $ ^{[2]} $ に掲げられている。

今回の改定にあたってもその基本構造はほぼ旧バージョンと同じであり、本報告では主要な改定点についてのみ紹介する。（詳細についてはYoshitomi et al.（1984）参照。） $ ^{[3]} $

本報告の構成は次の通りである。第2章では、今回の改定の概要を述べ、改定モデルのパフォーマンスを検討する。第3章以下では、マクロ経済学の論争点のうちのいくつかの問題を採り上げ、改定モデルで分析することによって、改定モデルのマクロ経済経済的枠組を鳥かんしようとするものである。これらの目的のために、次の4つのテーマを選んでいる。すなわち、(1)クラウディングアウト効果、(2)各目GN P増加のインフレと実質産出高への分割、(3)フィリップス曲線関係、(4)外国為替市場の安定性である。クラウディングアウトの分析を通じて改定モデルの財市場、金融市場の国別特徴を、名目GNP増加のインフレと実質産出高への分割を通じて価格と財市場の関係を、フィリップス曲線の分析を通じて労働市場と財市場の関係を、外国為替市場の安定性を通じて為替レートの決定メカニズムを、それぞれ検討しようとするものである。

これらの問題を9カ国の国別モデルを用いて分析することにより、各国モデルの構造と動学特性を明らかにするとともに、各国経済の特徴を明らかに使用とするものである。ここで、9カ国というのはアメリカ（US）、イギリス（UK）、西独（GE）、フランス（FR）、イタリア（IT）、カナダ（CA）、日本（JA）オーストラリア（AL）と韓国（KR）である。

ここで用いた分析手法、主として、国別単独モデルによる乗数シミュレーションである。すなわち、標準解に対して、外生変数をある一定額（率）変化させた場合のモデルの反応を標準解からの乖離によって捉えている。また、特定の問題の分析のために、モデルの一部分のみを用いた乗数シミュレーション（ブロックテスト）や、9カ国及び貿易関連モデルを同時に動かしたフルリンクモデルシミュレーションをも行っている。ここで分析は単純化のために、多くの場合、為替レートを外生化した場合（以後、固定為替相場制下とよぶ）における特性を分析しているが、必要に応じて為替レートを内生化した場合（以後、変動相場制とよぶ）における特性を掲げ、比較分析を行っている。具体的な手法については各節の冒頭で詳述している。また各節では、上記四つの問題に関して論じたあと、末尾に簡単な要約が付されている。

世界経済モデルは、大規模で極めて相互依存度の高い複雑なモデルであり、その構造や特徴の完全な理解のためには、各構造方程式の詳細な検討や、ここの係数の妥当性の検討からはじまり、大きさの異なる各種のショックに対する反応、係数が変化したときの感度分析等々の分析が必要であるが、ここでの分析は、このようなモデルの構造や動学特性検討の第一歩となることを意図したものでもある。
## 第2章 世界経済モデル改定の概要

## 第1節 標本期間の延長と改定

デルのパフォーマンス

今回の改定の中心は推定期間を最近時にまで延長することであった。旧バージョン（1982年2月完成）の推定期間は、その開発に3年有余かかったため、最長で1978年第1四半期までであり、完成時には標本期間後の実績期間が約4年あった。しかも、この期間には、第二次石油危機が生じ、世界のスタグフレーションが進行するという、世界経済の激動の時期であったこと、アメリカをはじめとする各国で、金融市場における制度改革や、いわゆる金融改革が進行した時期であったことなどから、旧バージョンでこの期間の経済動向を追跡することにはかなりの困難があった。また、日本の労働市場に特徴的にみられるように、二度にわたる石油危機を経験したことから経済構造に変化が生じたと推測される国も多い。そこで、改定モデルでは、この期間を推定期間に含めることにより、この期間における世界経済の構造変化をできる限り捉えることを目的とした。

また、標本期間を延長したことにより、変動為替制度下における標本の数が飛躍的に増大したため、国際収支セクターを中心にモデルの推定結果が改善している。

第二の改定点は、貿易関連モデルの連関法の変更である。旧バージョンではヒックマン・ラウ法によっていたが、改定モデルではサミュエルソン・栗原法を採用している。この点については第2節で詳述する。

改定モデルのパフォーマンスをファイナルテストの結果で旧バージョンと比較したのが第2－1表である。旧バージョンは、1974年から1977年の4年間のファイナルテストであり、改定バージョンは、1976年から1981年の6年間のファイナルテストである。総じてみると、若干誤差率が大きくなっている国が多いが、ファイナルテスト期間が長くなっていること及び、この期間が第二次石油危機を含み、各経済変数が非常に大きな変動を示した時期であった（第2－2表の変動係数参照）ことを勘案するとかなり満足のできる結果であるといえよう。

## 第2節 貿易関連モデルの改定

世界経済モデルにおける貿易関連モデルの役割は、商品貿易について世界輸入合計が世界輸出合計と等しくなるように、言い換えればある国または地域の輸入（出）の変化は必ずその他の国または地域の輸出（入）の変化となってあらわれるような制約の下で、各国、各地域の輸出入額を決定することにある。従って、これによって各国、各地域間の財の流れを通ずる相互依存関係を明らかにすることができる。

このような世界貿易の斉合性を保ちつつ各国の輸出入を決定する手法としてこれまでにいくつかの手法が開発されている $ ^{*} $ 。それらのうちから旧版ではヒックマン・ラウによる方法を用いていた。

ヒックマン・ラウ法の基本的な考え方は、各輸入市場における異なった国からの輸入品間の代替の弾力性が一定の輸入需要関数を想定し、各輸入市場毎にプールされたデータから2国間の実質輸入関数を推定するものである。これによると、輸出シェアが相対価格の変化で変化すること、推定の段階から世界輸入合計が必ず世界輸出合計と一致することなど理論的に明快である。しかし、一方で、本来非線型である輸入需要関数を基準年次の周りで線形近似して求めるために、基準年次から離れる程、弾性値が基準年次で評価された値と大きく異なるという問題点が指摘されていた。殊に、現在の推定期間は
一旧バージョンとの比較一

(单位 : % )

国別モデル	アメリカ	イギリス	フランス	ドイツ	イタリア	カナダ	日本	オーストラリア	韓国
変数	為替レート	新	旧	新	旧	新	旧	新	旧	新	旧	新	旧	新	旧	新	旧	新	旧
直物為替レート	外生	-	-	-	-	-	-	-	-	-
内生	5.5	3.1	7.3	11.9	15.6	7.8	5.4	6.6	11.4	7.3	2.2	3.9	4.6	3.9	5.3	3.2	-
実質国民総生産(または実質国内総生産)	外生	1.4	1.6	2.8	2.4	2.1	2.3	0.9	1.6	2.2	1.6	3.0	1.2	1.0	0.9	1.1	1.7	3.3	6.9
内生	1.3	1.4	3.2	2.7	2.5	2.3	1.0	1.9	2.6	1.4	2.8	1.1	1.2	0.9	1.2	1.6	2.8	6.9
アブソープシェン・デフレータ-	外生	1.3	0.7	2.4	4.7	1.2	0.4	0.7	0.6	2.7	1.3	0.7	1.3	0.9	0.5	1.3	1.2	2.9	2.2
内生	1.9	0.6	2.9	8.5	2.4	0.6	0.7	0.7	2.6	2.3	0.7	1.2	1.3	1.0	2.2	1.9	3.2	2.0
経 常 収 支	外生	9.9	6.3	3.0	1.3	28.8	11.0	6.6	10.6	4.8	1.5	5.6	1.2	6.8	4.5	1.2	1.4	1.7	1.6
内生	10.4	6.2	2.8	1.7	34.9	12.5	6.3	11.8	5.9	1.7	5.6	1.6	7.7	4.3	1.0	1.4	1.3	1.6

(注) 1) 平方平均二乗誤差（R.M.S.P.E.）。但し、経常収支は平方平均二乗誤差で単位は次の通り。

ア メ リ カ 10億ドル カ ナ ダ 10億カナダドル

イ ギ リ ス 10億ポンド 日 本 10億ドル

フ ラ ン ス 10億フラン オーストラリア 10億オーストラリアドル

ド イ ツ 10億マルク 韓 国 10億ドル

イ タ リ ア 1兆リラ

2) 旧版は1974年～1977年の16四半期、新版は1976年～1981年の24四半期のテスト結果である。
第 2 － 2 表 主 要 変 数 の 変 動

一新・旧ファイナルテスト期間について

国别モデル
変数	アメリカ	イギリス	フランス	ドイツ	イタリア	カナダ	日本	オーストラリア	韓国
新	旧	新	旧	新	旧	新	旧	新	旧	新	旧	新	旧	新	旧	新	旧
直物為替レート	8.7	3.8	11.0	13.7	10.2	5.9	12.6	5.8	13.2	14.6	6.7	3.9	14.3	6.2	9.7	3.7	-	-
実質国民総生産(または実質国内総生産)	5.2	4.5	2.5	2.3	4.6	3.7	4.7	3.4	5.5	3.3	4.3	3.8	8.4	5.3	4.8	2.8	10.4	12.3
アブソープション・デフレ
-ター	14.4	7.9	22.1	18.7	17.9	11.4	8.3	5.1	29.2	19.7	16.0	10.8	8.6	8.0	15.6	16.0	34.1	19.9
経 常 収 支	10.3	12.5	3.2	1.5	24.4	15.9	20.4	8.3	6.4	3.2	2.3	1.6	11.4	6.6	2.1	1.0	2.3	1.2

（注）1）新は1976年から1981年の24四半期。

旧は1974年から1977年の16四半期。

2) 直物為替レート、実質国民総生産、アブソープション・デフレータについては変動係数、経常収支については標準偏差が掲げられている。

標準偏差 $ S = \sqrt{\frac{1}{n}\sum_{i}^{n}(X_{i}-\overline{X})^{2}} $

変動係数 $ \frac{S}{\overline{X}} \times 100 $

但し、n：期間数

X ：観測値

$ \overline{X} $ ：期間内平均値
二回の石油危機を含み、価格が大きく変動しているため、価格弾性値の時期による変化がモデルのパフォーマンスに大きな影響を与える可能性がある。実際にこの方式による再推定後の貿易関連モデルでは乗数シミュレーションの結果が必ずしも良好でなかった。そこで、今回の改定では代替的方法として前記分析（天野、栗原、Samuelson（1980）） $ ^{[4]} $ で、ヒックマン・ラウ法に比肩しうる結果を示したサミュエルソン・栗原法を採用することとした。

サミュエルソン・栗原法の基本的な考え方は、各国（地域）の総輸出関数を、実質世界輸入と相対価格によって推定し、その全地域合計が世界輸入に一致するような調整を行った上でRAS法 $ ^{注} $ を用いて、2国間の実質輸出シェアを決定しようとするものである。

基本方程式は次式である。

$$ \begin{aligned}\ln X_{_{i}}&=b_{_{0i}}+b_{_{1i}}\ln(\sum_{j=1}^{15}a_{_{ij}}^{0}M_{_{j}})\\&\quad+b_{_{2i}}\ln(PXP_{_{i}}/XC_{_{i}})\\&(i=1,\cdots\cdots,15)\end{aligned} $$

ここで、 $ X_{i} $ ：実質輸出

注）RAS法とは、推定されたi国の実質輸出\mathbf{X}_{\mathrm{i}}について、\mathbf{X}_{\mathrm{i}}=\mathbf{a}_{\mathrm{ij}}\mathbf{M}_{\mathrm{j}}\left(\left(\mathbf{M}_{\mathrm{j}}\right)はj国の実質輸入）となるようなシェア行列\mathbf{a}_{\mathrm{ij}}を繰返し計算により求める一方法である。その方法は、

まず、\mathbf{X}_{\mathrm{i}}(\mathbf{k})=\mathbf{a}_{\mathrm{ij}}(\mathbf{k}-1)\mathbf{M}_{\mathrm{j}}（kはk回目の繰返し計算における値をあらわす。\mathbf{a}_{\mathrm{ij}}(0)は基準年次におけるシェアの値である）。から求められる\mathbf{X}_{\mathrm{i}}(\mathbf{k})を用いて、\mathbf{R}_{\mathrm{i}}(\mathbf{k})=\mathbf{X}_{\mathrm{i}}/\mathbf{X}_{\mathrm{i}}(\mathbf{k})を計算し、\mathbf{a}_{\mathrm{ij}}(\mathbf{k})=\mathbf{R}_{\mathrm{i}}(\mathbf{k})\mathbf{a}_{\mathrm{ij}}(\mathbf{k}-1)のようにシェア行列を修正する。

修正されたシェア行列は $ \sum_{i=1}^{15}a_{ij}=1 $ となる保証はない。しかし、 $ \sum_{i=1}^{15}X_{i}=\sum_{j=1}^{15}M_{j} $ のように $ X_{i} $ が与えられているのであれば、 $ \mathbf{s}\mathbf{j}(\mathbf{k})=1\bigg/\sum_{i=1}^{15}\mathbf{R}_{\mathrm{i}}(\mathbf{k})\mathbf{a}_{\mathrm{ij}}(\mathbf{k}-1) $ を用いて $ \mathbf{a}_{\mathrm{ij}}=\mathbf{R}_{\mathrm{i}}(\mathbf{k})\mathbf{a}_{\mathrm{ij}}(\mathbf{k}-1)\mathbf{S}_{\mathrm{j}}(\mathbf{k}) $ のように、シェア行列を修正すると、 $ \mathbf{a}_{\mathrm{ij}}(\mathbf{k})=\mathbf{R}_{\mathrm{i}}(\mathbf{k})\mathbf{a}_{\mathrm{ij}}(\mathbf{k}-1)\sum_{i=1}^{15}R_{i}(k)a_{ij}(k-1) $ であるから $ \sum_{i=1}^{15}a_{ij}=1 $ となる。

このような計算を繰返して $ \mathbf{R}_{\mathrm{i}}(\mathbf{k}), \mathbf{S}_{\mathrm{j}}(\mathbf{k}) $ に収束した時の $ a_{ij} $ が求めるシェア行列である。

$ M_{j} $ ：実質輸入

$ PX_{i} $ ：輸出価格

$ PXC_{i} $ ：i国の競争国輸出価格

i ：国と地域のインデックス

結果は、従前の分析と同じくかなり満足すべきものとなっており、乗数シミュレーションも期待される結果を示した。

## 第3節 各国モデルの改定

## (1) アメリカモデル

アメリカモデルの改定のポイントは次の三点である。第一点は実質支出プロックで設備投資関数を従来の伸縮的加速度原理からビショッフ型の新古典派投資関数に変更したことである。第二点は金融革命、金融制度改革等の最近の金融市場の変動に対応する金融セクターの改定であり、第三点は従来、外生扱いであった財政セクターを内生化することにより財政収支の推計をより妥当なものとしたことである。

以下、この順に従って簡単に改定の内容を述べる。

## i) 新古典派設備投資

旧版における設備投資関数（推定期間～1978年）は伸縮的加速度原理 $ ^{*} $ に基づくものであり、内挿期間における追跡力もまずまず良好であった。しかし、1978年4期から1981年4期まで標本期間を延長すると、ストック調整項を除く全ての変数の係数の有意性が大きく低下した。これは、この延長した標本期間がかつてない高金利の時期であり、また第二次石油危機などから成長率が大幅に低下した時期であったにもかかわらず、設備投資水準はかなり高かったため、金利、GNP、一期前のストックを説明
変数とする従来の関数型では説明できなかったことによるものである。そこでMPSモデル（Ando Modigliani 外）等で用いられて良好な結果を示している新古典派アプローチを試みることとした。ビショッフ型の投資関数の詳細については島田他 $ ^{[5]} $ に詳しいので、最終式を掲げるに留める。

$$ \begin{array}{r l}{I F P}&{=\sum_{\mathrm{i}=0}^{\infty}\sum_{\mathrm{j}=0}^{\infty}\beta_{\mathrm{i j}}\mathrm{C K}_{\mathrm{t}_{-}\mathrm{i}}}\\ {}&{\quad\{\mathrm{V A}_{\mathrm{t}_{-}\mathrm{j}}-(1-\delta)\mathrm{V A}_{\mathrm{t}_{-}\mathrm{j}}-1\}}\end{array} $$

ここでIFP：設備投資

CK：資本係数

VA：実質付加価値

ビショッフのモデルの本質的特徴としては事前的な資本の可塑性、コブ・ダグラス型生産関数を前提とした最適資本ストックの決定、事後的には固定的な技術関係が想定されヴィンテージ別にその技術係数が異なると想定されていることがあげられる。また、上式におけるβijすなわちラグ構造は、イ）付加価値に関する適応的期待形成、ロ）最適資本係数に関する外挿的期待形成、ハ）期待資本水準と実現資本水準の間の懐妊期間を原因とするラグとから成っている。実際の推定にあたっては、βijの要素の対角要素以外はゼロと考えて推定している。

また、最適資本係数は次式であらわされる。

$$ C_{kt} = \frac{P}{UC_{t}} $$

但し、 $$ C_{kt} $$ ：最適資本係数

$$ P $$ ：産出価格

$$ UC_{t} $$ ：資本の使用者費用

ここで資本のユーザコストUCは次式で定義している。

$$ \begin{aligned}UC&=P_{i}FP*(RCCAF\ +(1-UTC)\\&\ *\sum_{0}^{1}RLCB\ /2-PGNP)\\&\ *\left(1-_{i}TC-UTC\ *PVDA\ \right)\\&\ /(1-UTC)\end{aligned} $$

但し、$\mathrm{P}_{\mathrm{i}}\mathrm{FP}$ ：投資財デフレーター

RCCAF：減価償却率

UTC : 限界法人税率

RLCB : 長期金利

PGNP : GNPデフレーター

iTC : 投資税額控除率

PVDA : 減価償却現在価値

推定結果は以下の通りである。

…… : NONRESIDENTIAL FIXED INVESTMENT (1972 PRICE)

CHOCHRANE-ORCUTT	METHOD	RHO = 0.72410
IFP=−9.0393+(&1(I),i=0,15)*(P/UC*GNP)
(1.014)
+((&2(I),I=0,15)*(((P/UC)−1*GNP−1)+0.093418*(KGF−1)
(16.093)
ALMON	DEGREE=2	S.C=N E.C=Y
LAG	&1
0	0.012132	(6.4757 )
1	0.013284	(8.2653 )
2	0.014181	(9.3528 )
3	0.014823	(9.4831 )
4	0.015210	(9.0389 )
5	0.015343	(8.4340 )
6	0.015222	(7.8585 )
7	0.014846	(7.3646 )
8	0.014215	(6.9537 )
9	0.013329	(6.6135 )
10	0.012189	(6.3303 )
11	0.010794	(6.0926 )
12	0.0091444	(5.8911 )
13	0.0072403	(5.7185 )
14	0.0050815	(5.5694 )
15	0.0026681	(5.4394 )
SUM = 0.18970
ALMON	DEGREE=2	S.C=N	E.C=Y
LAG	&2
0	-0.012264	(-6.6020 )
1	-0.013439	(-8.4225 )
2	-0.014355	(-9.5310 )
3	-0.015012	(-9.6721 )
4	-0.015411	(-9.2300 )
5	-0.015550	(-8.6216 )
6	-0.015431	(-8.0420 )
7	-0.015053	(-7.5399 )
8	-0.014416	(-7.1229 )
9	-0.013520	(-6.7771 )
10	-0.012365	(-6.4892 )
11	-0.010951	(-6.2472 )
12	-0.0092787	(-6.0419 )
13	-0.0073473	(-5.8661 )
14	-0.0051571	(-5.7141 )
15	-0.0027080	(-5.5815 )
SUM =	-0.19226

設備投資関数をこのように変更することによって償却期間の短縮等による法人税の減税、投資税額控除等の投資減税、法人所得税減税等の財政による投資刺激政策の効果を分析する枠組が提供されたことになる。

ii）金融制度の変化、金融革新の進展と金融セクター $ ^{*} $

アメリカにおいては1970年代央よりいわゆる金融革命が進展しており、各種の新金融商品（near money）が続々と登場し、従来型の貨幣需要関数の安定性に対して疑問が持たれてきた。また同時に、これは通貨当局の金融市場に対する支配力の低下をもたらした。このような状況から連邦準備制度は1980年3月に金融制度の大改革を意図した Money Act（「80年預金機関規制撤廃及び通貨管理法」）を実施した。この主な内容は、1つには従来は加盟銀行のみに限られていた準備率制度を全ての金融機関に適用することによって金融政策効果を確保しようとするものである。もう一つは従来から規制されていた各種預金金利を徐々に自由化しようとするものであった。

また、この改革に先立ち、1979年10月から新金融調節方式を採用し、金融政策が従来の金利重
視の金融調節から量的指標（マネーサプライ）を重視する方式に変更された。この移行の直後には金利が市場実勢に委ねられた大幅な変動を示すなど市場にはかなりの混乱がみられた。

今回延長された標本期間は、上記のような金融市場、金融制度、金融政策の運営方法に大きな変動のあった時期であり、しかもその変更が徐々に進行している経過期間であるためにモデル化することが困難であり、暫定的に経過をあらわすダミー変数を導入するなどややアド・ホックな改革を施した部分もある。

金融セクターの基本的フレームワークを銀行の自由準備の需給に求めている点は従来と同じであるが、自由準備の需給を構成する要因が上記のような新金融資産の登場、制度変更等によって大きく変化している。

具体的には、イ）M1の構成要素として要求払預金以外の当座預金（NOW勘定等）を明示的に取り扱い、要求払預金関数と同時にSURE（Seemingly Unrelated regressions）により、推定している。口）必要準備については1980年以後の大改定から極めて複雑なシステムとなっている。すなわち、非加盟銀行における預金に対する準備率制度が創設され、しかも経過措置が講じられているため新制度への移行の程度を示す変数を外生的に与えている。ハ）預金金利の自由化により1978年第2四半期以降は小額預金金利が市場金利に追随するようにした。

iii）財政セクターの内生化 $ ^{*} $

旧バージョンの財政セクターは支出は外生であり、収入面も課税所得に外生的に与える平均税負担率を乗ずることによって求めるという極めて簡単な構造であった。今回の改定にあたって、とくに最近の財政赤字増大に鑑み、より詳細な財政政策のインパクト、財政収支分析ができるようなセクターの構築を目指した。

個人所得税関数については、課税所得を従来用いられていた個人所得からその他労働所得（主として福利厚生費等）と政府から個人への移転所得を控除、個人の社会保险料負担を加え、現実の課税標準により近付けるように試みたこと、また、線型関数を最小二乘法で推定することにより平均税率と限界税率の差を明示的に把えることを意図したことの二点を改定している。

法人税関数については投資税額控除を明示的に考慮したこと、法人限界税率を政策変数として導入するなどの改定を施した。

また、従来外生変数としていた社会促障負担についても限界税率を政策変数として導入した制度式を推定している。

社会保障の給付に対応する政府から個人への移転所得についてもトレンド的に増加する部分と失業保険給付に対応する部分とにわけた推定を試みている。

最近の財政赤字の累積による公債利払費についても従来は外生的であったが、今回不十分な形ではあるが財政赤字の累積額と長短市場金利による式により内生化している。

*）このセクターの内生化にあたっても、前出Brayton氏の協力により、MPSモデルの考え方を簡略化する形で定型化した。
* * * * * 財政セクター * * * * *
……：個人所得税

COCHRANE-ORCUTT METHOD RHO=0.77328
$ TYP=-47.669+0.21028*(YP-YOLI-TRGP+SICP)-32.919*(D752) $
(6.661) (41.899) (11.331)

-9.2019*(D814C)-11.505*(D823C)
(2.4257) (2.9892)

$ \overline{R}^{2}C=0.97710 $ S.E.=3.6700 D.W.=1.7309 (1970.1-1982.3)
……：法人税
COCHRANE-ORCUTT METHOD RHO=0.40711
TYC=4.1166-0.52398*(ITC*IFPV)+0.79646*(UTC*YC)
(3.550)(5.1208) (35.623)

$ \overline{R}^{2} $ C=0.98391 S.E.=1.5108 D.W.=2.1221 (1970.1 - 1982.3)
ITC：投資税額控除 UTC：限界税率

$ \cdots\cdots $ ：間接税

TI=RTI*GNPV

$ \cdots\cdots $ ：社会保险負担

COCHRANE-ORCUTT METHOD RHO=0.59310
LOG(SICP)=-5.7431+1.0457*(LOG(UTC*(YW+YSE)))
(43.85)(74.623)

$ \overline{R}^{2} $ C=0.99163 S.E.=0.015480 D.W.=1.9926 (1970.1 - 1981.4)
UTO：社会保障税

$ \cdots\cdots $ ：社会保险僱用主負担

COCHRANE-ORCUTT METHOD RHO=0.71622
LOG(SICC)=-7.2134+0.97715*(LOG(UTO*YW))
(22.23)(22.506)

$ +(\&1(I),I=0,15)*(LOG(LU)) $

SHILLER DEGREE=2 S.C=N E.C=Y K1=10.000

LAG &1

0 0.020409 (1.1332 )

1 0.016966 (1.4855 )

2 0.014962 (1.8460 )

3 0.014351 (2.0079 )

4 0.014989 (2.1471 )

5 0.016549 (2.4535 )

6 0.018781 (2.9331 )

7 0.021126 (3.4776 )

8 0.023189 (3.8838 )

9 0.024553 (3.9693 )

10 0.024856 (3.7365 )

11 0.023766 (3.3339 )

12 0.020977 (2.9028 )

13 0.016230 (2.5135 )

14 0.0093450 (2.1640 )

15 0.00023100 (0.14563 )

SUM=0.28132

$ \overline{R}^{2} $ C=0.98606 S.E.=0.015927 D.W.=1.8697 (1970.1 - 1981.4)

$ \cdots\cdots $ ：政府配当受取り

YDGV=(1.0-YDPV@YDV)*YDV

$ \cdots\cdots $ ：政府から個人への移転

ORDINARY LEAST SQYARES
$$ \begin{aligned}LOG(TRGP/PC)=&0.4733+0.0027662*(TIME)+0.097807*(LOG(LU))\\&(1.933)\quad(2.8151)\quad(3.0180)\\&+0.70291*(LOG(TRGP_{-}1/PC_{-}1))\quad\\&(9.6430)\\\overline{R}^{2}C=&0.98684\quad S.E.=0.025570\quad D.W.=2.2374\quad(1970.1-1981.4)\\\cdots\cdots:& 純利子支払額 \\ORDINARY LEAST SQYARES&\\ NIPGPB=&8.2350+3.7653*(S\&RLCB*SSG*(-1.0))\\&(18.69)\quad(8.1959)\\&+0.0023882*({(RSTB+RSTB.(-1))/2*SSG*(-1.0)})\\\overline{R}^{2}C=&0.96626\quad S.E.=1.9630\quad D.W.=0.77966\quad(1970.1-1982.3)\\\cdots\cdots:& 政府貯蓄 \\SG=&TYP+TYC+TI+SICP+SICC+YDGV-GV-TRGP-TRGF\\&-NIPGPB-IPGF-SBYG-WNAG\end{aligned} $$

上記のような改定の結果、より制度に即した政策シミュレーションが可能になった。また、マクロ経済変動、経済政策が財政収支に及ぼす影響がより正確に把握できるようになった。

## (2) イギリスモデル

‘82年2月バージョンと今回のバージョンとのイギリスモデルの主要な変更点は、以下の2点である。

## イ）金融制度の変革に伴う金融ブロックの変更

## 口）北海石油関連変数の外生化

## i) 金融制度の変更に伴う金融ブロックの変更

イギリスの金融制度は近年大変革期にあり、旧版の金融ブロックの枠組みは現実の制度と乖離したものとなった。特に、81年8月から採用された公開市場操作を中心とする「新金融調整方式」への移行に伴い、従来金利政策の変化を示す主用指標であったイングランド銀行の最低貸出金利（MLR）の公表も中止された。このため、MLRが国債利回りや預金金利に影響するという従来のフレーム・ワークが現状と遊離してしまったので、新たに、短期の代表金利といわれているロンドン手形交換所加盟銀行の基準金利（ベース・レート）を導入し、代表性の小さくなったMLR、RLSA（地方政府一時借入金金利）、RLW（ $ 3\frac{1}{2} $ %戦時債利回り）をモデル体系から外すこととした。

なお、金利決定方式については、長・短期の国債市場の需給で、それぞれ長・短金利を求めるという従来のフレーム・ワークを踏襲しているため、基準金利は短期国債市場で求めた短期金利との裁定式で決定されている。

この結果、マネー・ストックを構成する民間保有現金（CURP）、要求払金額（DD）、定期性預金（DT）の説明変数としてRLSA、RLWが外され基準金利が追加されている。

## ii）北海石油関連変数の外生化

イギリスにおいては、北海油田の開発が進み、これに伴う石油輸出の増加から1980年以降石油の純輸出国に転換した。

この過程で実質輸出入の動きを通常の所得要因や価格要因のみで充分説明することが困難となったため、財輸出・入額から、石油輸出入を除外した輸出・入関数を推計することとした。北海石油については、その数量は開発計画に基づいて決められる外生変数とし、価格はOPECの石油価格（外生）と連動させることとした。

また、民間設備投資についても、開発計画に基づく北海石油関連設備投資は通常のマクロ経済変数では説明困難な動きを示しており、これが全体の民間設備投資関数の係数の有意性を低下させていることから、北海石油関連設備投資
も外生化し、民間設備投資から分離した。

## (3) フランスモデル

推定期間を78年4期から81年4期まで（82年4期までのものである）延長し、モデルを簡明にし、かつ他国との横並びの比較を容易にするため統一化できる所はするという考えでモデルの再推定と改定を行った。大きな変更点は次の通りである。

## i) 設備投資関数（IFF）

ビショッフ型の推定をやめ、加速度原理型のものとした。これはビショフ型によると、パラメータが有意に出なかったこと及び旧バージョンにおいて財政乗数シミュレーションにおいて設備投資が大きく出すぎ他に波及する等の問題点があったためである。民間設備資本ストック（KFF）をスケール変数として除したものを被説明変数として推定を行った。

$\cdots\cdots$ : PRIVATE FIXED PRODUCTIVE INVESTMENT(1970 PRICE)

$$ \begin{aligned}IFF/KFF_{-1}=&-0.058047-0.00082368*(RSEC-GR(PA,4)*100)\\&(0.5724)(1.7782)\\&+(\&1(I),I=0,6)*(GDP/KFF_{-1})-0.00047678*(CUU\\&(1.2028)\\&+11.454*(DIFF1/KFF_{-1})-8.9586*(DIFF2/KFF_{-1}))\\&(3.7857)\quad(2.9725)\end{aligned} $$

ii) 可処分所得（YD）

旧バージョンでは所得として、家計の賃金・転移所得（YWS）、家計の非賃金所得（YO）の二つを用いていたが、今回のこの二つを一本化し、税金を控除した可処分所得（YD）として推定、消費、住宅投資等も可処分所得（YD）で説明することとした。

$$ \begin{aligned}\cdots\cdots:PERSONAL DISPOSABLE INCOME\\\text{ORDINARY LEAST SQUARES}\\YD=0.92238*&(YWS)+1.1650*(YO)-0.43119*(TNVA)\ $ 54.006)&(50.716)(8.3729)\\\overline{R}^{2}C=0.99999\quad&S.E.=5.0841\quad D.W.=1.5045\quad(1970.1-1982.4)\end{aligned} $$

iii) 労働時間（H） 内生化し、稼働率指標及びトレンドで説明する

旧バージョンでは外生であったものを、今回こととした。
$$ \begin{aligned}&H=61.421-0.022870*(CUU)-0.43765*(TIME)+0.0023627*(TIME**2)\\&\quad(13.4)(13.336)\quad(36.673)\quad(30.094)\\&\quad+0.094633*(D761)-0.095383*(D814)\\&\quad(2.9215)\quad(2.6031)\\&\overline{R}^{2}C=0.99825\quad S.E.=0.030978\quad D.W.=1.6082\quad(1974.1-1981.4)\\ \end{aligned} $$

## iv) 稼働率指数 (CUU)

旧バージョンではビショフ型投資関数と整合的になるよう、その前提とされた生産能力（CAP）を説明変数として推定されていたが、今回はコブ・ダグラス型の生産関数を直接用いて推定を行った。つまり

$$ y=\alpha K^{\gamma}L^{\beta}\left(\alpha、\beta、\gamma スカラー、\gamma+\beta=1\right) $$

を適用し、

とし、これを逆に解き、両辺の対数をとって

$ \log(CU) = -\frac{\alpha'}{\gamma} + \frac{1}{\gamma}\log\frac{GDP}{LW\cdot H} $

$ -\log\left(\frac{KFF}{LW\cdot H}\right) $

の形で再推計を行った、ただし、ここで CU=1-CUU/100（CUUは非稼働率）制約なしで推定をしているので第3項のパラメータが若干1を上回っている。

\[\begin{aligned}GDP=\alpha(KFF\cdot CU)^{\gamma}(LW\cdot H)^{(1-\gamma)}\\ \cdots\cdots:CAPACITY UNUTILIZATION\\ \quad ORDINARYA LEAST SQUARES\\ \quad LOG(1-CUU/100)=0.24418+1.2406*(LOG(LIG(GDP/(LW*H))\\ \quad(0.9562)(7.1933)\\ \quad-1.1593*(LOG(KFF_{-}/(LW*H))\\ \quad(7.5573)\\ \quad-0.076441*(DCUU1)-0.038752*(D761)\\ \quad(7.2328)\quad(2.7030)\\ \overline{R}^{2}C=0.87999\quad S.E.=0.013439\quad D.W.=1.1195\quad(1975.1-1982.4)\\ \text{ⅱ)}\quad 隽

旧バージョンでは民間平均賃金率（WR）、賃金率（社会保险を含むもの、WW）の二つを使用していたが、今回、社会保险を含む1人・時間当たりの賃金（W）1本にし、消費者物価（PC）生産性（GDP/（LW・H））、失業率（OR）それぞれのラグ付き変数を説明変数として推定した。

$$ \begin{aligned}\cdots\cdots
0	0.15551	(2.2396 )
1	0.11654	(2.2460 )
2	0.077713	(2.2198 )
3	0.038902	(2.1027 )
4	0.9873E-04	(0.014913 )
SUM=0.38877
SHILLER	DEGREE=1	S.C=N E.C=Y K1=1.0000
LAG	&3
0	0.021887	(1.6938 )
1	0.023647	(3.6586 )
2	0.024629	(4.7389 )
3	0.022897	(3.6793 )
4	0.016901	(2.8144 )
5	0.0073125	(1.1817 )
SUM=0.11727
$ \overline{R}^{2} $ C=0.80417	S.E.=0.0066483	D.W.=1.9247 (1973.1 - 1981.4)

## vi) その他

国際収支ブロックの変数及び為替レートのデータは季節調整したものを使用することとした。

## (4) ドイツモデル

‘82年2月のバージョンと今回のバージョンとの間でのドイツモデルの主な変更点は次の2点である。

## イ）在庫投資の内生化

## ロ）マネーストックのM2からM3への拡張

i）在庫投資の内生化について従来のモデルでは在庫投資は外生扱いされていた。これは、(〒)西ドイツでは在庫投資に関する公表データがなくデータを生産面接近によるGNPと在庫投資以外の支出項目との差（式1－1）で作成しているため、統計上の不奨合を含んだ数値となることもあり、満足な推定式が得られなかったこと、

（式 1−1） II=GNP−（C+IFP+IHP

+ G + X - M )

(イ)その結果、シミュレーションにおいて、GNPやデフレーターに誤差が蓄積されてしまうこと、の2つの理由によっている。

しかしながら、乗数分析に際して、景気変動の主因となる在庫投資が考慮されないこと、モデルによる予測に際しては、在庫投資の将来値を想定しなければならないこと等、在庫投資外生化には大きなマイナスが伴ってきた。

ブンデスバンク等西ドイツ各機関で作成されているドイツ・マクロモデルに於いても、この“不突合”を含んだデータによる在庫投資関数が用いられていることもあり、今回の再推計作業において内生化を試みた。この結果、いくつかの代替式のうち当面（1－2式）を採用することとした。

(1-2) 在庫投資関数

$$ \begin{aligned}II\quad=&-163.90+0.11620*((GNP+M))+76.087*(GF(CU))-0.40487*(KII_{-1})\\&(3.506)\quad(1.9180)\\&+13.735*(D734\&4)+9.0197*(D93\&2)-17.662*(D813\&2)\\&(3.9777)\\\overline{R}^{2}C=&0.68599\quad S.E.=5.9492\quad D.W.=1.7703\\&\end{aligned} $$
この式では、第一次、第二次石油危機や、「81年末の在庫の落ち込みを充分追い切れていないこと等、の欠点があり、今後よりよい関数の計測の努力が必要である。

## ii) マネー・ストックのM2からM3への拡張

従来、西ドイツモデルのマネー・ストック変数としては、M2（CURP+DD+DT）を導入しており、これは住宅投資関数及び期待物価関数（WPIE,PCE）の説明変数にも組みこまれていた。

しかし、乗数テストにおいてロンバード・レートの引き上げケースで、M2が増加し、金融引き締め時に、マネー・ストックが増加するという通常の想定と相反する結果となっていた。

これは、短期金利の上昇により、貯蓄性預金（DS）からのシフトによるDTの増加が、他のマネー・ストックの減少を上回る結果生じたものである。残高シェアの大きいDSの金利は、長期安定的に維持されるため、短期金利変動との関連が小さく、金利上昇局面ではDSから他の預金へのシフトが生ずることで、マネー・ストック全体（M2+DS）の減少にもかかわらず、M2の増加がもたらされる。このため、マネー・ストック変数として、M2+DSであるM3を新たに導入することした。

これに伴い、必要となるモデルの変更点はアDSを説明する構造方程式

イ RDS（Saving depositの金利）を説明する構造方程式

ウ その他、マネー・ストックを説明変数に持つ方程式

である。

DS関数、RDS関数については、ブンデスバンク・モデルのスペシフィケーションを参考として推計した結果、ある程度満足のゆく結果を得た。

$$ \begin{aligned}\mathrm{LOG}(\mathrm{DS/NW})=&-0.45796+0.10455*(\mathrm{LOG}(\mathrm{C}*\mathrm{PC}/100/\mathrm{NW}))\\&\quad(7.745)(3.9959)\\&+0.0079449*(\mathrm{RDS})-0.012855*(\mathrm{RT})\\&\quad(2.1801)\quad(16.894)\\&+0.66779*(\mathrm{LOG}(\mathrm{DS}_{-1}/\mathrm{NW})+0.025888*(\mathrm{D734})\\&\quad(13.880)\quad(4.0571)\\&-0.018367*(\mathrm{D823})+0.14493*(\mathrm{D773})\\&\quad(2.9004)\quad(2.4225)\end{aligned} $$

$$ \begin{aligned}GF(RDS)=&0.57768+(\&1(I),I=0,3)*(GF((RLOM+RLOM_{-})/2)\\&(16.65)\\&+0.22072*(D794\&3)\\&(6.2415)\end{aligned} $$

$$ \begin{aligned}SHILLER\quad&DEGREE=1\quad&S.C=N\quad&E.C=Y\\ LAG\quad&\&1\\0\quad&0.12458\quad&(4.2190\quad&)\\1\quad&0.11441\quad&(4.9773\quad&)\\2\quad&0.095147\quad&(4.1576\quad&)\\3\quad&0.065487\quad&(2.2171\quad&)\\ SUM=0.39963\\\overline{R}^{2}C=0.84016\quad&S.E.=0.056917\quad&D.W.=0.99786\end{aligned} $$

M3の導入により、従来M2を説明変数としていた住宅投資（IHP）については、M2をM3へ置換した。

また、必要準備（RESR）、借入準備（RESB）、超過準備（RESE）、自由準備（RESF）に付いては、元来、貯蓄性預金（DS）に対する準備も含
んだ概念であるのでスペシフィケーションを変更していない。この結果、本来1である預金残高と法定準備率を必要準備（RESR）につなぐ統計式の係数が従来かなり1から乖離していた点が改善された。

$$ \begin{aligned}&\mathrm{RESR}=10.557+1.0788*(\left(\mathrm{Q}1*\mathrm{DD}+\mathrm{Q}2*\mathrm{DT}+\mathrm{Q}3*\mathrm{DS}\right)/100)-0.24185*\left(\mathrm{TIME}\right)\\&\quad\left(4.662\right)\left(16.192\right)\quad\left(7.1939\right)\\&\quad-3.9094*\left(\mathrm{D}743\right)\\&\quad\left(2.5624\right)\\&\overline{R}^{2}\mathrm{C}=0.89371\quad\mathrm{S.E.}=1.4190\quad\mathrm{D.W.}=1.4341\quad\left(1974.1-1982.2\right)\end{aligned} $$

さらに、金利関数等の説明変数で預金を表わす変数として要求払預金と定期預金の和（DD+DT）が用いられていた部分については、貯蓄性預金を加えたもの（DD+DT+DS）に置換えた。

## (5) イタリアモデル

新バージョンの推定期間は、第二次オイルショック後のイタリア経済が直面した高インフレ、不況及び失業者増大局面を推計期間に含んでいる。

モデル体系は、'82年2月版と大きく異なる点はないが、主要な改定点は、イ）旧モデルに組み込まれていなかったサービス輸出入価格を内生化したこと、ロ）従来フローにより推計していた資本収支関数（非銀行民間対外資産、負債および銀行対外資産、負債および銀行対外純負債）をストック推計に変更したこと、及びハ）インフレの影響を明示的にしたことである。

i) サービス輸出価格については、財の輸出価格と米国の貨物・運賃価格指数（FRT）、サービス輸入価格は、財の輸入価格と対米ドル為替レートを用いて推計している。

…… : UNIT VALUE INDEX OF SERVICE EXPORTS (EXCEPT TOURISM)

ORDINARY LEAST SQUARES

サービス輸出価格

LOG(PXS)=0.30512+(&1(I),I=0,3*(LOG(PXG))

(0.6535)

+((&2(I),I=0,2)*(LOG(US_FRT))-0.52370*(D781)

(5.2242)

+0.34519*(D784)-0.31031*(D811)

(3.4669) (3.0028)

SHILLER DEGREE=1 S.C=N E.C=Y K1=10.000

LAG &1

0 0.033922 (13.781)

1 0.022597 (15.053)

2 0.011282 (12.150)

3 -0.184E-03 (-0.019035)

SUM=0.67783

SHILLER DEGREE=1 S.C=N E.C=Y K1=10.000

LAG &2

0 0.12892 (2.2551)

1 0.063636 (2.2373)

2 -0.0014341 (-0.14881)
ii) 資本収支関数については、変動の大きいフローによる推計が困難であり、推計式の実績追跡能力も良くないことから、今回はストックにより推計した。非銀行民間対外資産は、内外

（新）非銀行民間対外資産（ストック）

金利差と自国の純資産、同対外負債は、内外金利差と外国の純資産の合計、また銀行対外純負債は、内外金利差と外国の純資産の合計及び貿易収支を用いて推計した。

$$ \begin{aligned}\cdots\cdots:NON-BANK PRIVATE FOREIGN ASSETS(STOCK)\\ORDINARY LEAST SQUARES\\\log(KNCA/NW)&=0.090606+0.6207E-04*((US\_{R}LCB+SP-RLTV))\\&(79.14)\quad(1.7134)\\&+0.94129*(LOG(KNCA_{-}1/NW))+0.0075411*(D763C7)\\&(297.98)\quad(3.8614)\\\overline{R}^{2}C&=0.99982\quad S.E.=0.0030175\quad D.W.=1.3355\quad(1976.1-1981.6)\ $ 旧 )\quad 同 \quad 上&( 口一 )\\\cdots\cdots\cdots\cdots\end{aligned} $$
$$ \begin{aligned}ORDINARY LEAST SQUARES LOGARITHMIC TYPE=&NO\\\mathrm{FNCA}=&-273752.0+7327.2*(RLF)-2975.3*(RLTB))\\&(2.570)\quad(4.8011)\quad(1.9003)\\&-1823.9*(RTB)+190745.*(FXF/FXS+5.7574*(XGU))\\&(1.9833)\quad(1.8546)\quad(5.2764)\\&-4.42085*(KNCA_{-1})\\&(2.8089)\\\overline{R}^{2}&\mathrm{C}=0.96490\quad S.E.=0.3372.7\quad D.W.=2.5837\quad(1973.2-1978.1)\end{aligned} $$

（新）非銀行民間対外負債（ストック）

$$ \begin{aligned}\cdots\cdots:\text{NON-BANK PRIVATE FOREIGN LIABILITIES(STOCK)}\\\text{ORDINARY LEAST SQUARES}\\\text{LOG(KNCL/NWF/FXS)}=&-0.19895-0.00030622*((US\_{R}LCB+SP-RLTB))\\&(4.083)\quad(1.2336)\\&+0.92202*(LOG(KNCA_{-}1/NWF/FXS))\\&(71.233)\\&+0.10075*(D734C742)\\&\text{(4.2829)}\\\overline{R}^{2}C=&0.99679\quad S.E.=0.026302\quad D.W.=2.5385\quad(1973.4-1981.4)\end{aligned} $$

(旧) 同 上 (フロー)

$ \cdots\cdots\cdots\cdots $

ORDINARY LEAST SQUARES LOGARITHMIC TYPE=NO

FNCL=-1717.8.+0.97495*(FNCA)+0.18879*(MGU-MGU-1))

(1.491)(42.168)(1.1364)

$ \overline{R}^{2}C=0.98493 $ S.E.=1809.8 D.W.=1.3494 (1973.2 - 1978.1)

$$ \begin{aligned}&( 新 ) 銀行民間対外負債 ( ストック )\\\cdots\cdots:BANKS^{\prime}NET FOREIGN LIABILITIES(STOCK)\\\quad ORDINARY LEAST SQUARES\\KSBN/(NWF*FXS)=-0.00057543-0.5007E-05\ *((RLF+SP-RLTB))\\\quad(14.31)\qquad(2.1901)\\\quad-0.18202*(BPT/(NWF*FXS))-1008.4*(D752/(NWF)\\\quad(2.3895)\qquad(1.2225)\\\quad-2209.6*(D761C764/(NWF*FXS))\\\quad(3.5816)\\\quad+6020.0*(D804C812/(NWF*FXS))\\\quad(3.2074)\\\overline{R}^{2}C=0.62759\quad S.E.=0.00015865\quad D.W.=1.5007\quad(1975.2-1981.4)\end{aligned} $$

$$ \begin{array}{l}( 旧 )\quad 銀行對外純資產 ( フロー )\\\cdots\cdots\cdots\cdots\\\quad O R D I N A R Y L E A S T S Q U A R E S L O G A R I T H M I C T Y P E=N O\\\quad F S B N=352.69+907.32*((\mathrm{R L F}-\mathrm{R L T B}))+252.55*(|\mathrm{U S}_{-}\mathrm{R E U D}-\mathrm{R T B}*\mathrm{F P}))\\\quad(0.4424)(4.6350)\quad(2.6917)\\\quad+0.75265*(|\mathrm{B P T})-0.50818*(|\mathrm{K S B N}_{-1})\\\quad(3.8154)\quad(1.5733)\\\overline{R}^{2}\mathrm{C}=0.61595\quad\mathrm{S.E.}=1288.0\quad\mathrm{D.W.}=1.3812\quad(1973.2-1978.1)\end{array} $$