Silviase/jgov_v1.4_full_ann huggingface dataset:
$$ \begin{aligned}&(1.402051)\\&+0.136065*DEL(1:LOG(JA\_{Y}CVAT(-3)))\\&\quad(1.630666)\\&+-0.054953*DEL(1:JA\_{R}CD(-2))\\&\quad(-1.556572)\\&+-0.011166*DEL(1:JA\_{R}GB(-1))\\&\quad(-0.365768)\\&+CERR*ERT\_{P}SHARE\end{aligned} $$

[CRSQ : 0.802194, SER : 0.124818, DW : 1.928136]

## 135 )市街地地価指数

$$ \begin{aligned}DEL(1:LOG(JA\_{P}LAND))=&\quad-0.064609*LOG(JA\_{P}LAND(-1)-LOG((EXP(-12.713067+JA\_{T}IME70Q1(-1)*0.00693)\\&\quad*JE\_{P}LGDPE(-1)**(1-0.251575)*JA\_{P}SHARE(-1)**0.251575))\\&\quad(-2.517443)\\&+0.138808*DEL(1:LOG(JA\_{P}LAND(-1)))\\&\quad(-1.069949)\\&+0.347363*DEL(1:LOG(JA\_{P}LAND(-2)))\\&\quad(3.14139)\\&+0.024071*DEL(1:LOG(JA\_{P}SHARE))\\&\quad(1.06207)\\&+0.300485*DEL(1:LOG(JA\_{G}DPV(-1)))\\&\quad(1.450567)\\&+0.003778*DEL(1:JA\_{R}GB-400*LOG(JA\_{C}GPIAT/JA\_{C}GPIAT(-1)))\\&\quad(-2.793752)\\&+0.002207*DEL(1:JA\_{R}GB(-1)-400*LOG(JA\_{C}GPIAT(-1)/JA\_{C}GPIAT(-2)))\\&\quad(-1.545625)\\&+CERR*ERT\_{P}LAND\end{aligned} $$

[CRSQ : 0.354028 , SER : 0.018588 , DW : 2.059034]

## 138 )借入資本の使用者費用

$$ \begin{aligned}JA\_{U}CCDB\ =\quad JA\_{P}IFPAT/(1-JA\_{T}T)*(1-JA\_{T}T)*(JA\_{R}CD+JA\_{S}LRATI0*JA\_{R}GB)/(1+JA\_{S}LRATI0)+JA\_{R}RFP*400\\-0.821088*(((JA\_{P}IFPAT-JA\_{P}IFPAT(-1))/JA\_{P}IFPAT(-1))*100)+((JA\_{P}IFPAT(+1)-JA\_{P}IFPAT)/JA\_{P}IFPAT)*100))/2))\\*(1-JA\_{T}T*JA\_{P}VDP-JA\_{T}INCR)\end{aligned} $$

139)自己資本の使用者費用

$$ \begin{array}{r l}{\mathrm{J A\_{U} C C D E}}&{=\mathrm{J A\_{P} I F P A T}/(\mathrm{1-J A\_{T} T})*((\mathrm{1-J A\_{P} E R R}*\mathrm{J A\_{R} O R/100})/\mathrm{J A\_{P} E R R}*100+\mathrm{J A\_{R} R F P}*400}\\ &{\quad-0.821088*((((\mathrm{J A\_{P} I F P A T-J A\_{P} I F P A T}(-1))/\mathrm{J A\_{P} I F P A T}(-1))*100)+(((\mathrm{J A\_{P} I F P A T}(+1)-\mathrm{J A\_{P} I F P A T})/\mathrm{J A\_{P} I F P A T})*100))/2))}\\ &{\quad*(1-\mathrm{J A\_{T} T}*\mathrm{J A\_{P} V D P-J A\_{T} I N C R})}\end{array} $$

## 140 )資本の使用者費用

JA_UCCPF = (1-JA_REQU)*JA_UCCDB+JA_REQU*JA_UCCDE

144)為替レート

$$ \begin{aligned}\log(JA\_{F}XS)-log(JA\_{F}XS(+1))-(US\_{R}CD-JA\_{R}CD)/400&=-0.006007*DEL(1:JA\_{S}BCVATGDPV(-2))\\&\quad(-1.507973)\\&+0.18172*DEL(1:LOG(JA\_{F}XS(-1)))\\&\quad(1.377109)\\&+0.866332*DEL(1:LOG(JA\_{C}GPIAT(-1)/US\_{P}PI(-1)))\\&\quad(1.508077)\\&+0.14633*JA\_{D}983\\&\quad(2.82173)\\&+CERR*ERT\_FXS\end{aligned} $$

[CRSQ:0.183935, SER:0.050864, DW:1.247487]

148) 税率调整(政策反応関数)

$$ DEL(1:JA\_{C}RT)=0.00000015*(JA\_{S}BGV-JA\_{S}BGV2)\\ —0.000001*(JA\_{B}GV-JA\_{B}GV2) $$

## 149 ) 税率调整2(政策反応関数)

JA_CRT2=1+(JA_CRTX-1)*(JA_CRT-1/0.05)

150)法人税率(政策反応関数)

JA TT=DEL(1:JA CRT) + JA TT2
## 付属資料Ⅱ 短期日本継続マクロ計量モデルの変数名（フォワードルッキング変数関連）

データの出所の略記は以下のとおり

BOJ,ESM 日本銀行

経済統計月報

CAO,SNA 内閣府

国民経済計算年報、民間企業資本ストック

IMF, IFS 国际通貨基金

International Financial Statistics

JTA, SRTJ 日本関税協会

外国貿易概況

MOF, MBFS 財務省

財政金融統計月報

TSE, ASR 東京証券取引所

東証統計月報

Author 内閣府経済社会総合研究所作成

## (1) 内生变数表

記号	名 称	単 位	出 所
BGV	一般政府財政バランス	10億円	CAO,SNA
CP	民間最終消費支出(実質)	10億円	CAO,SNA
CGPIAT	企業物価指数(消費税除く)	1995年=1	Author
CRT	税率調整	Author
CRT2	税率調整2	Author
FXS	為替レート	円／ドル	BOJ,ESM
GDPGAP	総生産稼働率	%	Author
GDPV	国内総生産(名目)	10億円	CAO,SNA
HK	人的資本	10億円	Author
IHP	民間住宅固定資本形成(実質)	10億円	CAO,SNA
JE_HK	人的資本の割引現在価値(フォワードルッキング)	10億円	Author
JE_PLGDPE	名目GDPの割引現在価値(フォワードルッキング)
KHP	民間住宅ストック(実質)	10億円	Author
MFUELV	鉱物性燃料輸入(名目)	10億円	JTA,SRTJ
MGSV	財貨・サービスの輸入(名目)	10億円	CAO,SNA
NWCV	純資産(家計保有分)	10億円	Author
OITAXV	その他関税	10億円	Author
PCP	民間最終消費支出デフレータ	1995年=1	CAO,SNA
PERR	株価收益率	倍	Author
PGDP	GDPデフレータ	1995年=1	CAO,SNA
PGDPAT	GDPデフレータ(消費税除く)	1995年=1	Author
PIFPAT	民間企業設備投資デフレータ(消費税除く)	1995年=1	Author
PIHP	民間住宅投資デフレータ	1995年=1	CAO,SNA
PIHPAT	民間住宅投資デフレータ(消費税除く)	1995年=1	Author
PLAND	市街地地価指数	1990年上期=1	不動産研究所
PVDP	減価償却の現在価値	Author
RCD	CDレート(名目)	%	BOJ,ESM
RGB	利付国債利回り(10年物)	%	BOJ,ESM
RSHARE	家計株式保有比率	10億円	Author
SBGVATGDPV	一般政府累積財政赤字対名目GDP比	%	Author
TCSTV	関税	10億円	CAO,SNA
TYPV	個人税及び罰金、手数料	10億円	CAO,SNA
UCCDB	借入資本の使用者費用	10億円	Author
UCCDE	自己資本の使用者費用	10億円	Author
UCCPF	資本の使用者費用	10億円	Author
YCVATE	法人企業所得(税引後)	10億円	Author
YDV	個人可処分所得	10億円	CAO,SNA
YICV	個人企業所得	10億円	CAO,SNA
YIEV	家計財産所得	10億円	CAO,SNA
YWIV	賃金・俸給総額	10億円	CAO,SNA
(2) 外生变数表

記号	名 称	単 位	出 所
REQU	負債・自己資本比率	Author
ROR	配当性向(東証第1部、有配当会社)	%	TSE,ASR
RRFP	民間企業固定資本除却率(実質)	%	Author
RSHARET	株式総額／東証株価指数	Author
RTCST	関税率(関税／財貨・サービスの輸入)	%	MOF,MBFS
SLRATIO	短期・長期負債比率	MOF,MBFS
TINCR	投資稅額控除率	%	Author
TPSV	個人累積減稅額	10億円	Author
TIMEV	タイムトレンド	Author
TT	法人実効税率	%	MOF,MBFS
US_PPI	米国生産者価格指数	1995年=1	IMF,IFS
US_RCD	米国CDレート	%	IMF,IFS
# 資産選択の要因分析

### 1. 序

本稿は，昭和29－49年の年時系列により，家計の金融資産選択方程式を推定した結果を報告するものである。本研究の特徴は以下のとおりである。第1に，方程式体系は新SNAでいう家計部門の金融資産および負債のすべての項目に関する資産選択モデルである $ ^{1)} $ 。

第2に,資産需要方程式は金融資産の各項目ごとに正味資産，所得，および利子率の関数としてあらわされ，かつストック調整原理により動学化されている。また，この方程式はシステム全体として，資産合計と負債合計の差が正味資産に一致するように構成されている。この意味で，モデルはブレイナード・トービン型〔1〕である。

第3に，推定にさいして多重共線性（mulicollinearityを避けるため，プーリング法（pooling method）を適用した。すなわち，筆者らは，さきに貯蓄動向調査個票により，プレイナード・トービン型の資産選択方程式を推定した $ ^{2)} $ 。今回はその推定結果における正味資産，所得および前期末各資産残高の係数を用いて，時系列データから利子率効果を推定する。

まず, 第2節で, 資産選択モデルを説明し, 第3節で時系列データの作成方法およびプーリング法について述べる。ついで, 第4, 5節で推定結果を示すとともに, その意味の検討を行なう。最後に, 第6節で, 上記の推定結果にも

斎 藤 光 雄

大 鹿 隆

とづき,昭和29-49年における家計の資産構成の

趨勢的変動を支配した諸要因について分析する。

## 2 ．資産選択モデル

ここで推定する資産選択モデルは，つぎのようなストック調整原理型の方程式システムからなる。

$$ \begin{aligned}\mathcal{A}_{i,t}*&=\mathcal{A}_{i}*W_{t}+\mathcal{A}_{i}*YN_{t}+\sum_{j=1}^{n}\gamma_{ij}*R_{j,t}\\&+\varepsilon_{i}*+u_{i,t}*\\&i=1,2,\cdots\cdots,n,\end{aligned} $$

$$ \begin{aligned}A_{i,t}-A^{\prime}{}_{i,t-1}&=\sum_{j=1}^{n}\theta_{ij}*(A_{j,t}-A^{\prime}{}_{j,t-1})\\&+v_{i,t}\\&i=1,2,\cdots\cdots,n,\end{aligned} $$

$$ (2-3)\quad\sum_{i=1}^{n}A_{i,t}=\sum_{i=1}^{n}A_{i,t}^{*}=W_{t}\\\quad\sum_{i=1}^{n}\alpha_{i}^{*}=1,\\\quad\sum_{i=1}^{n}\beta_{i}^{*}=0,\ $ 2-4)\quad\sum_{i=1}^{n}\gamma_{i,j}^{*}=0,\qquad j=1,2,\cdots,n,\\\quad\sum_{i=1}^{n}\varepsilon_{i}^{*}=0,\\\quad\sum_{i=1}^{n}\theta_{ij}^{*}=1,\qquad j=1,2,\cdots,n, $$

$ A_{i,t} $ $ ^{*} $ = 第 i 資産の第 t 期末における望ましい保有高，

$ A_{i,t} $ = 第 i 資産の第 t 期末における現実の保有高，
$ A'_{i,t-1}= $ 第 t 期の価格で評価した第 i 資産の第 t-1 期末における現実の保有高，すなわち $ (P_{t-1}/P_{t})\times A_{i,t-1} $ 。（ただし $ P_{t} $ は t 期における価格指数の値）

$ W_{t} $ = 第 t 期末の正味資産保有高 $ ^{3)} $

$ YN_{t} $ = 第 t 期の所得

$ R_{i,t}^{i} $ = 第 t 期における第 i 資産の実質収益率 $ ^{4)} $

$ u_{i,t}^{*}, u_{i,t} $ = 確率誤差項

$$ \alpha_{i}^{*},\beta_{i}^{*},\gamma_{ij}^{*},\varepsilon_{i}^{*},\theta_{ij}^{*}= パラメーター $$

$ A_{i,t} $ , $ A_{i,t}^{*} $ , $ A'_{i,t-1} $ , $ W_{t} $ および $ YN_{t} $ は, すべて一世帯当り実質額である $ ^{5)} $ 。

この方程式体系は，各期末の資産保有高を正味資産，所得，およびすべての資産の収益率の関数として示している。パラメータの間で（2-4）なる関係が存在するならば，各資産保有高の合計は正味資産に一致し，いわゆるadding-up restraintを満足させることになる。この意味で，上記の体系はブレイナード・トービン型であると言いうる $ ^{6)} $ 。

推定のため，(2-1)式を(2-2)式に代入することにより次式をうる。

$ (2-5) $

$$ \begin{aligned}\mathcal{A}_{i,t}=\alpha_{i}W_{t}+\beta_{i}YN_{t}+\sum_{j=1}^{n}r_{ij}R_{j,t}\\ &\\+\sum_{j=1}^{n}\theta_{ij}A_{j,t-1}^{i}+\varepsilon_{i}+\omega_{i,t}\\ &\\i=1,2,\cdots\cdots,n,\end{aligned} $$

$ z \geq \bar{z} $

$$ \alpha_{i}=\sum_{k=1}^{n}\theta_{ik}*a_{k}* $$

$$ \beta_{i}=\sum_{k=1}^{n}\theta_{k}*\beta_{k}* $$

$ (2-6) $

$$ \gamma_{ij}=\sum_{k=1}^{n}\theta_{ik}*\gamma_{kj}*,j=1,2,\cdots\cdots,n, $$

$$ \begin{aligned}\boldsymbol{e}_{i}&=\sum_{k=1}^{n}\boldsymbol{\theta}_{ik}*\boldsymbol{e}_{k}*\\\boldsymbol{\theta}_{ij}&=\boldsymbol{\delta}_{ij}-\boldsymbol{\theta}_{ij}*,\qquad j=1,2,\cdots\cdots,n,\\\boldsymbol{w}_{i,t}&=\sum_{k=1}^{n}\boldsymbol{\theta}_{ik}*\boldsymbol{w}_{i,t}*+\boldsymbol{w}_{i,t},\\&\quad i=1,2,\cdots\cdots,n,\end{aligned} $$

なお，$\delta_{ij}$ はクロネッカーのデルタである。(2-5)式は多数の独立変数を含み，しかも時系列における，$A_{i,t}, A'_{i,t-1}, W_t, YN_t$ は同一方向への趨勢的変動を示す傾向があるから，多重共線性により係数推定値が不安定になる可能性が強い。これがわれわれの研究においてとくにクロス・セクション・データと時系列データをプールする方法を採る理由である。

### 3. データ

時系列データは日本銀行の資金循環勘定の各年12月末の金融資産負債残高表を用いる。資産負債の各項目はつぎの9項目に集計することとした⁷)。

(1) 現金通貨，(2) 通貨性預金，(3) 定期性預金，(4) 生命保険，(5) 株式，(6) 債券，(7) その他金融資産，(8) 金融機関借入金，(9) その他負債。

家計の金融資産勘定は，最近，昭和45－50年の新SNAデータが利用可能になり，それは新SNAの他の諸勘定と育合的であるという長所を有するが，昭和45年以前がまだ作成されていないため，日銀の資金循環勘定を用いることとした $ ^{8} $ 。前節で記したごとく，われわれは多重共線性を避けるため，プーリング法を用いる。すなわち，方程式（2－5）を書きかえて

$ (3-1) $

$$ \begin{aligned}&A_{i,t}-\dot{\alpha}_{i}W_{t}-\dot{\beta}_{i}YN_{t}-\sum_{j=1}^{n}\dot{\theta}_{ij}A_{j,t-1}^{\prime}\\ &\\ &=\sum_{j=1}^{n}\gamma_{ij}R_{j,t}+\bar{\varepsilon}_{i}+\omega_{i,t},\\ &\\ &\quad i=1,2,\cdots\cdots,n,\\ \end{aligned} $$

をうる。ここで、$\hat{\alpha}_{i},\hat{\beta}_{i},\hat{\theta}_{ij}$ はクロス・セクション・データによる推定値である。左辺は、時系列データおよび既知のパラメター推定値のみからなるゆえ、その時系列を算出することができる。したがってこの時系列を被説明変数と
し，各資産の収益率時系列を説明変数とする回帰方程式を推定しうる。

さて，筆者ら〔2〕はさきに昭和45－49年の貯蓄動向調査個票を用いて，(3－1)式の左辺のパラメータの推定値を求めた⁹)。ただし，貯蓄動向調査と資金循環表とは，各項目が含む範囲が必ずしも一致しない。また経済主体についても資金循環表は勤労者家計，個人企業，農漁業者，非営利団体を包含するのに対し，貯蓄動向調査はそのうち前2者を含むだけである。このような点を考慮して〔2〕でえた係数推定値につぎのような調整を行なった。貯蓄動向調査の主体は，勤労者世帯と一般（非勤労者）世帯に分かれているが，われわれはそのおのおののデータに回帰方程式をあてはめることにより，両世帯に対してパラメター推定値を得ている¹⁰)。そこで，(3－1)式に対するパラメター推定値としては，両者の加重平均を用いることとした。ウェイトは，昭和45年の貯蓄動向調査の各世帯の標本数を用いることにした¹¹)。このことは，農漁業者についても，この勤労者および一般世帯のパラメター推定値の加重平均を利用したことを意味する。農漁業者が国民経済の中に占めるウェイトは最近では小さい点，また勤労者世帯と一般世帯の間でパラメター推定値にそれほど大きな差がなかった点を考慮し，この処置をとることにした。また，非営利団体について，特別の調整は行なっていないが，金融資産の額がきわめて小さい点からみて，大きな誤差は生じないであろう。

現金通貨については，貯蓄動向調査の調査対象とされていないので，その係数を次のような方法により推定した。まず正味資産の効果は，現金通貨需要の正味資産に関する弾力性を貯蓄動向調査から推定した通貨性預金の正味資産に関する弾力性に等しいとおく。そうして，この弾力性から，資金循環表の現金通貨と正味資産の45年の値を用いて，限界係数を算出する。現金通貨および通貨性預金の添字をそれぞれ1および2とすれば，

$$ \begin{aligned}&a_{2}=\alpha_{2}(W_{45}/A_{2,45})\\&\hat{\alpha}_{1}=a_{2}(A_{1,45}/W_{45})\\ \end{aligned} $$

が，資金循環勘定における現金通貨需要の正味資産に関する限界係数である $ ^{12)} $ 。同様にして現金通貨需要の所得に関する限界係数は

$$ \begin{aligned}&b_{2}=\beta_{2}(YN_{45}/A_{2,45})\\&\hat{\beta}_{1}=b_{2}(A_{1,45}/Y_{45})\\ \end{aligned} $$

として算出することにする。さらに，同じ意味で通貨性預金需要の前年の資産残高に関する弾力性を $ t_{2j} $ とすると， $ A'_{3,t-1} $ ， $ A'_{4,t-1} $ ，…… $ A_{9,t-1} $ の $ A_{1,t} $ に与える効果の限界係数も

$$ \hat{\theta}_{1j}=t_{2j}(A_{1,45}/A^{\prime}{}_{j,44}),j=3,\cdots\cdots,9 $$

として計算しうるし， $ A'_{1,t-1} $ が $ A_{3,t} $ ， $ A_{4,t} $ ，……， $ A_{9,t} $ に与える効果の限界係数も

$$ \hat{\theta}_{i1}=t_{i2}(A_{i,45}/A^{\prime}_{1,44}),\quad i=3,\cdots\cdots,9 $$

として計算しうる。

ただし， $ A'_{2,t-1} $ の $ A_{1,t} $ に与える効果の限界係数，および $ A'_{1,t-1} $ が $ A_{2,t} $ に与える効果の限界係数は，それぞれ

$$ \begin{aligned}\hat{\theta}_{12}&=t_{23}(A_{1,45}\left/\right.A^{\prime}{}_{2,44})\\\hat{\theta}_{21}&=t_{32}(A_{2,45}\left/\right.A^{\prime}{}_{1,44})\end{aligned} $$

とする。すなわち，ラッグの効果に関しては，現金通貨と通貨性預金の関係は通貨性預金と定期性預金の関係と弾力性において等しいと仮定
(1) 正味資産 W	(2) 所得 YN	(3) $ A'_{1,-1} $	(4) $ A'_{2,-1} $	(5) $ A'_{3,-1} $
A1: 現金通貸	0.0258	0.0231	0.4358	0.0156	0.0044
A2: 通貨性預金	0.0494	0.0441	-0.0113	0.4179	0.0084
A3: 定期性預金	0.2197	0.0739	-0.0421	-0.0211	0.5937
A4: 生命保險	0.0384	0.0540	-0.0058	-0.0029	-0.0201
A5: 株式	0.1081	0.0149	-0.0313	-0.0157	-0.1140
A6: 債券	0.0673	0.0296	0.0556	0.0279	-0.0676
A7: その他金融資産	0.0300	0.0236	-0.0566	-0.0284	-0.0298
A8: 金融機関借入金	0.3070	-0.1743	-0.1998	-0.2282	-0.2469
A9: その他負債	0.1543	-0.0889	-0.1445	-0.1651	-0.1281

第2表 金融資產需要方程

(1) 正味資産 W	(2) 所得 YN	(3) $ A'_{1,-1} $	(4) $ A'_{2,-1} $	(5) $ A'_{3,-1} $
A1: 現金通貸	0.0435	0.0268	0.3813	-0.0007	-0.0002
A2: 通貨性預金	0.0832	0.0513	-0.0198	0.3657	-0.0004
A3: 定期性預金	0.1874	0.0989	-0.0738	-0.0370	0.4544
A4: 生命保險	0.0586	0.0798	-0.0167	-0.0084	-0.0182
A5: 株式	0.1163	0.0100	-0.0313	-0.2032	-0.0718
A6: 債券	0.0233	0.0103	-0.0891	-0.0447	0.0218
A7: その他金融資産	0.0041	0.0068	0.0134	0.0067	-0.0036
A8: 金融機関借入金	0.3980	-0.2282	-0.1553	-0.0742	-0.3279
A9: その他負債	0.0856	-0.0557	-0.0087	-0.0042	-0.0541

第3表 金融資產需要方程

(1) 正味資産 W	(2) 所得 YN	(3) $ A'_{1,-1} $	(4) $ A'_{2,-1} $	(5) $ A'_{3,-1} $
A1: 現金通貸	0.0317	0.0243	0.4175	0.0101	0.0029
A2: 通貨性預金	0.0608	0.0465	-0.0142	0.4004	0.0054
A3: 定期性預金	0.2088	0.0823	-0.0528	-0.0264	0.5469
A4: 生命保險	0.0452	0.0627	-0.0095	-0.0047	-0.0195
A5: 株式	0.1109	0.0133	-0.0313	-0.0787	-0.0998
A6: 債券	0.0525	0.0231	0.0070	0.0035	-0.0376
A7: その他金融資産	0.0213	0.0180	-0.0331	-0.0166	-0.0210
A8: 金融機関借入金	0.3376	-0.1924	-0.1848	-0.1764	-0.2741
A9: その他負債	0.1312	-0.0777	-0.0989	-0.1110	-0.1032
式 係 数 推 定 值（勤労者世帯）

(6) $ A'_{4,-1} $	(7) $ A'_{5,-1} $	(8) $ A'_{6,-1} $	(9) $ A'_{7,-1} $	(10) $ A'_{8,-1} $	(11) $ A'_{9,-1} $
-0.0163	-0.0023	-0.0270	-0.0314	-0.0188	-0.0152
-0.0311	-0.0044	-0.0516	-0.0601	-0.0359	-0.0290
-0.1465	-0.1867	-0.2246	-0.1746	-0.1029	-0.1238
0.5572	-0.0136	-0.0309	-0.0586	-0.0420	-0.0321
-0.0651	0.6552	-0.0727	-0.0321	-0.0914	-0.1158
-0.0484	-0.0662	0.7925	-0.0719	-0.0318	-0.0405
-0.0275	-0.0216	-0.0452	0.8080	-0.0343	-0.0238
-0.1851	-0.2468	-0.2123	-0.2073	0.5173	-0.2888
-0.0372	-0.1136	-0.1282	-0.1720	-0.1602	0.6690

式 係 数 推 定 值（一般世带）

(6) $ A'_{4,-1} $	(7) $ A'_{5,-1} $	(8) $ A'_{6,-1} $	(9) $ A'_{7,-1} $	(10) $ A'_{8,-1} $	(11) $ A'_{9,-1} $
0.0016	-0.0551	-0.0195	0.0507	-0.0306	-0.0023
0.0030	-0.1053	-0.0372	0.0969	-0.0586	-0.0044
-0.0130	-0.1761	-0.1833	0.1130	-0.1558	-0.0505
0.4218	-0.0791	-0.0759	-0.1270	-0.0693	-0.0421
-0.0729	0.7698	-0.0932	0.0266	-0.1151	0.0014
-0.0553	-0.0364	0.7655	0.0440	-0.0153	0.0252
-0.0025	-0.0002	-0.0119	0.3805	-0.0006	-0.0075
-0.2642	-0.2594	-0.2798	-0.2950	0.4703	-0.3002
-0.0185	-0.0582	-0.0647	-0.2897	-0.0250	0.3804

式係数推定值（全家計）

(6) $ A'_{4,-1} $	(7) $ A'_{5,-1} $	(8) $ A'_{6,-1} $	(9) $ A'_{7,-1} $	(10) $ A'_{8,-1} $	(11) $ A'_{9,-1} $
-0.0103	-0.0200	-0.0245	-0.0038	-0.0228	-0.0109
-0.0196	-0.0383	-0.0468	-0.0073	-0.0435	-0.0207
-0.1016	-0.1831	-0.2107	-0.0779	-0.1207	-0.0992
0.5117	-0.0356	-0.0460	-0.0816	-0.0512	-0.0355
-0.0677	0.6937	-0.0796	-0.0124	-0.0994	-0.0764
-0.0507	-0.0562	0.7834	-0.0329	-0.0263	-0.0184
-0.0191	-0.0144	-0.0340	0.6643	-0.0230	-0.0183
-0.2117	-0.2510	-0.2350	-0.2368	0.5015	-0.2926
-0.0309	-0.0950	-0.1069	-0.2116	-0.1148	0.5720
するのである。最後に$A_{1}^{t}$に対する$A^{^{\prime}1}^{t-1}$の効果は，$A_{2}^{t}$に対する$A^{^{\prime}2}^{t-1}$の効果と弾力性において等しいと仮定して，その限界係数を

$$ \hat{\theta}_{11}=t_{22}(A_{1,45}/A^{\prime}_{1,44}) $$

によって決定する。

以上のようにして算出した限界係数は一般には, adding-up restraintのための条件を満足していない。そこで W の効果については, 上記のようにして計算した $ \hat{\alpha}_{i} $ を, $ \sum_{i=1}^{9} \hat{\alpha}_{i} $ で除して

$ \hat{\alpha}_{i} $ の合計が1となるように調整した。また,

所得および前期の資産残高については, 資産に

対する $ \hat{\beta}_{i} $ , $ \hat{\theta}_{ij} $ はそのまま用いることにし, 負

債に対する $ \hat{\beta}_{i} $ , $ \hat{\theta}_{ij} $ に対して, その合計が資産

に対する係数の合計と逆符号で絶対値が等しく

なるよう調整を行なうことにした $ ^{13)} $ 。

このようにして計算した勤労者世帯に対する

$ \hat{\alpha}_{i} $ , $ \hat{\beta}_{i} $ , $ \hat{\theta}_{ij} $ は第1表に示されている。また同様

にして, 一般世帯に対する $ \hat{\alpha}_{i} $ , $ \hat{\beta}_{i} $ , $ \hat{\theta}_{ij} $ に対

する推定値を貯蓄動向調査の一般世帯に対する

回帰係数より算出したが, その結果は第2表のと

おりである $ ^{14)} $ 。そうして, この第1表と第2表の

係数を勤労者世帯および一般世帯の昭和45年の

標本数により加重平均した係数は, 第3表に掲げ

た。

## 4 ．時系列による推定結果

（3－1）式では，各資産の期末残高に対する需要とその決定要因である正味資産，所得，前期の資産残高，および資産収益率の関数関係を1次式によってあらわした。しかし，昭和29－49年というと21年間の時系列を扱うとき，収益率1ポイントの変化が資産残高に与える影響は標本期間の初期ではその後期よりも小さいと考えられるから，単純な1次式で収益率の効果を計測するには問題がある。そこで，収益率の効果についてのみ（3－1）式の関数型を修正し各資産残高が正味資産に占める割合を収益率の1次式としてあらわすことにする。すなわち，（3－1）式の両辺を収益率の項を除いて $ W_{t} $ で除した形とし，さらに若干の修正を加えてつぎの方程式をうる。

$$ \begin{align*}(4-1)\quad&\frac{A_{,t}}{W_{t}}-\dot{\alpha}_{i}-\dot{\beta}_{i}\frac{YN_{t}}{W_{t}}-\sum_{j=1}^{n}\theta_{ij}\frac{A^{\prime}_{j,t-1}}{W_{t}}\\&=\sum_{j=1}^{n}\gamma_{ij}R_{j,t}+\delta_{i}\dot{P}_{t}+\varepsilon_{i}\frac{1}{W_{t}}+\phi_{i}+v_{i,t}\end{align*} $$

$ \phi_{i} $ は常数項であり，(3-1)式をその表まで $ W_{t} $ で除した場合 $ \phi_{i} $ は不要である。しかし，クロス・セクション・データと時系列データの間の経済主体の範囲の相違等を考慮して右辺にも常数項を付することにする。また， $ v_{i,t} $ は確率誤差項であり，(3-1)式の誤差項との関係でいえば

$$ v_{i,t}=\frac{1}{W_{t}}\omega_{i,t} $$

である。すなわち， $ v_{i,t} $ は $ W_{t} $ の分散に逆比例すると仮定されている。実際，(3-1)式では $ A_{i,t} $ の分散は標本期間の初期よりも後期において増大していると考えられるから，(3-1)式の $ \omega_{i,t} $ はいわゆる不均一分散性をもつ可能性があるが，(4-1)式の $ v_{i,t} $ はこの点を改善することになるであろう $ ^{15} $ 。

収益率に関しては,最終的につぎの4種の収益率の実質収益率（すなわち名目収益率マイナス物価変化率）を説明変数として用いることにした。

$ R_{3} $ t = 定期預金利子率

$ R_{5} $ t = 株式收益率

$ R_{6} $ t = 債券利廻り（新規発行分）

$ R_{8} $ t = 銀行貸付利子率

その他, $ R_{2} $ , t(普通預金利子率)をも試みたが, $ R_{3} $ , tとの相関関係が高いため, $ R_{3} $ , tのみをとり
あげることにした。 $ A_{7} $ すなわちその他金融資産と $ A_{9} $ すなわちその他負債には，適当な利子率が存在しないので，これらの資産項目に対しては特定の利子率を対応させることはしなかった。生命保険についても，同様の理由で特定の収益率を用いなかった。

上記のように収益率として実質収益率を用いるが，さらに消費者物価変化率 $ \dot{P}_{t} $ そのものを単独に独立変数に加えることにより，物価変化率が個々の金融資産の構成比率に与える影響をみることにした $ ^{16)} $ 。

なお，現金通貨，通貨性預金の2者について，昭和29-31年の値は昭和32年の金融引き締め以後と比べて，大幅に高位にあり，これはその後の変動の幅とはかなり異質とみなされる。また，この2者の（4-1）式左辺の値は昭和47，48年の過剰流動性の時期において，それ以外の時期の変動とくらべて著しく高位にあった。したがって，これら2つの時期については，それぞれダミー変数 $ D_{1} $ および $ D_{2} $ を用いることとした。

推定結果は第4表に示した。表において，各係数の下の括弧内の数字はt-統計量であり，
(1) 1/W	(2) 定期預金利 子率 $ R_{3} $	(3) 株式收益率 $ R_{5} $	(4) 債券利廻り $ R_{6} $	(5) 貸付利子率 $ R_{8} $	(6) 物価变化率 $ \dot{P} $
A1:現金通貸	2.3443 (1.09)	-0.1102 (0.37)	-0.0002 (0.05)	0.5578 (2.07)	-0.7137 (1.98)	-0.2350 (1.04)
A2:通貨性預金	-6.7617 (1.59)	-0.2521 (0.42)	-0.0052 (0.68)	-0.3555 (0.67)	-0.5285 (0.74)	-1.0966 (2.45)
A3:定期性預金	-16.5254 (1.66)	5.9542 (4.26)	-0.0793 (4.36)	3.9262 (3.13)	-10.6849 (6.37)	-0.8879 (0.84)
A4:生命保険	-39.9061 (7.32)	1.1977 (1.57)	-0.0301 (3.03)	0.8433 (1.23)	-2.1768 (2.38)	-0.2763 (0.48)
A5:株式	-31.3602 (1.32)	-10.3708 (3.12)	0.2065 (4.77)	-4.2592 (1.43)	15.1994 (3.81)	0.9770 (0.39)
A6:債券	-23.0689 (4.30)	0.0804 (0.11)	-0.0241 (2.47)	2.5921 (3.84)	-2.9918 (3.32)	-0.3986 (0.70)
A7:その他金融資産	11.9720 (0.75)	-0.5110 (0.23)	-0.0444 (1.52)	-0.6855 (0.34)	0.2714 (0.10)	-0.9362 (0.55)
A8:金融機関借入金	87.0471 (6.98)	-0.5709 (0.33)	-0.0197 (0.87)	-2.1466 (1.37)	1.2484 (0.60)	-1.4744 (1.12)
A9:その他負債	16.2315 (1.45)	4.5812 (2.92)	-0.0033 (0.16)	-0.4737 (0.34)	0.3803 (0.20)	4.3290 (3.66)

$\overline{R}^{2}$ は自由度調整ずみの重相関係数，D.W.はダービン・ワトソン比である。また，Seは方程式の標本推定誤差である。フィットに関しては，その他金融資産を除けば良好である。すなわち定期性預金，生命保険，債券，金融機関借入金の$\overline{R}^{2}$ は0.9以上であり，それ以外の項目の$\overline{R}^{2}$ も0.68～0.87の範囲にあった。また，ダービン・ワトソン比も，その他金融資産の3.20を除けば，1.57～2.83の範囲にあるが，この場合説明変数の数が多いため，すべて系列相関の有無について判定を下しえない範囲に入いることになる。

第1—a図～第9—a図は各資産構成比率の推定値を現実値と対比させて図示したものである。われわれの資産需要方程式は連立定差方程式システムであるが，これらの図の推定値は，説明変現金通貨および通貨性預金については，静学的推定値と動学的推定値はともに現実値を非常

われわれは，この現実値と推定値の対比を標本期間内（昭和29年—49年）のみならず，標本期間外（昭和50年—52年）に対して試みたが，最初に標本期間内の結果を検討しよう。

数であるラグつきの資産構成比率 $ A'_{i,t-1}/W_{t} $ にその現実値を代入して計算したものであり，これを静学的推定値と呼ぶことにする。これに対し，ラグつきの資産構成比率に前期の推定値を代入して資産構成比推定値を算出し，この計算を各期ごとに繰返すことによって各資産構成比率の動学的経路を求める $ ^{17} $ 。これを動学的推定値と呼ぶ。第1—b図～第9—b図は動学的推定値を現実値と対比させて図示したものである $ ^{18} $ 。なお，負債は絶対値を図示した。
(7)29—31年ダミーD1	(8)47,48年ダミーD2	(9)定数項	(10)R²(Se)	(10)D.W.	(11)Ai/Wの最大値(ピークの年)	(12)Ai/Wの最小値(ボトムの年)	(13)Ai/Wの平均値
0.0094(3.50)	0.0039(1.69)	0.0183(1.07)	0.7642(0.0021)	2.121	0.161(昭29年)	0.089(昭40年)	0.100
0.0182(3.41)	0.0113(2.46)	0.0976(2.89)	0.7675(0.0042)	2.829	0.232(昭29年)	0.165(昭35年)	0.189
-0.0056(0.45)	0.0283(2.62)	0.3235(4.07)	0.9577(0.0098)	1.566	0.747(昭49年)	0.541(昭35年)	0.615
0.0046(0.67)	0.0010(0.18)	0.0790(1.82)	0.9711(0.0054)	1.983	0.203(昭46年)	0.089(昭29年)	0.152
-0.0488(1.63)	-0.0497(1.93)	-0.2703(1.43)	0.6786(0.0234)	1.969	0.385(昭36年)	0.164(昭49年)	0.284
0.0058(0.86)	0.0001(0.02)	0.0741(1.73)	0.9361(0.0053)	1.670	0.207(昭46年)	0.091(昭32年)	0.143
-0.0099(0.49)	0.0120(0.70)	0.0403(0.32)	0.0075(0.0158)	3.197	0.050(昭29年)	-0.009(昭36年)	0.024
0.0027(0.17)	-0.0315(2.34)	-0.0424(0.43)	0.9693(0.0123)	2.761	-0.215(昭30年)	-0.460(昭48年)	-0.317
0.0236(1.67)	0.0245(2.03)	-0.3204(3.59)	0.8730(0.0111)	2.480	-0.142(昭49年)	-0.242(昭42年)	-0.193

に良く追跡していることが，図より知られる。現金通貨構成比の誤差の絶対値は最大の値でも，静学的推定値が昭和36年の0.0044，動学的推定は昭和36年の0.0043程度であった。通貨性預金構成比の誤差も，最大値が，静学的推定値では昭和38年の0.0063，動学的推定値では昭和43年の0.0068と小さかった。定期性預金では，これらより誤差がやや拡大しているが，それでも静学的推定値の最大の誤差は昭和35年の0.0174であった。動学的推定値では誤差の最大値は昭和33年の0.0170と静学的推定値とほぼ同程度であった。定期性預金構成比は現金通貨構成比や通貨性預金構成比と較べて，かなり大きい振動が認められるが，動学的推定値はほぼその振動を追跡しており，過大推定ないし過少推定が継続する兆候や誤差が累積する兆候はなかった。

生命保険では，静学的推定値の最大の誤差は昭和39年0.0095のであった。動学的経路では昭和38年の0.0077が最大の誤差であった。

株式は，もっとも誤差の大きい資産項目であった。すなわち静学的推定値では誤差の最大値は昭和43年の0.0339であり，動学的推定値の誤差の最大値は昭和44年の0.0372にまで達している。しかし定期性預金の場合と同様の意味では，推定結果は良好であった。すなわち株式の構成比率は昭和29年から昭和36,37,38年まで上昇し，その後最近まで減少し続けてきたが，その動きは静学的および動学的推定値がともによく再現しているといえる。債券については，静学的推定値の最大誤差が昭和41年の0.0113程度であり，よく現実値にフィットしている。動学的推定値でも最大の誤差は昭和41年の0.0111で，全体として同じ程度のすぐれたフィットを示している。

その他金融資産は，最大の誤差は，静学的推定値では昭和36年の0.0297と大きい部類に属するが，動学的推定値でもほぼ同額の誤差であって，とくに説明力の悪化は認められなかった。

金融機関借入金も静学的推定値の最大誤差は昭和30年の0.0176であり，全体的な動きはよく
第2—a図 通 貨 性 預 金

第2—b図 通貨性預金
第5—b図 株 式
第7—b図 その他金融資産
第8—b図 金融機関借入金
国会、裁判所、会计検査院、内閣、内閣府、復興庁、総務省、法務省、外務省、財務省、

所 管 · 組 織 · 項	事 项	目 の 区 分	予 定 額 (千円)	積 算 内 訳
06 (沖縄教育振興事業費)	14 公立文教施設整備に必要な経費	1,481,357	公立小中学校施設整備費地方公共団体8.5/10国庫債務負担行為の歳出化平成26年度国庫債務負担行為(參考)国庫債務負担行為限度額總計平成26年度支出額平成27年度支出予定額
防災対策推進公立学校施設整備費負担金	245,611
所 管 · 組 織 · 項	事 项	目 の 区 分	予 定 額 (千円)	積 算 内 訳
01 (復興庁共通費)	95 (復興庁一般行政に必要な経費)	国庫債務負担行為限度額総計2,055千円
平成27年度支出予定額651
平成28年度以降支出予定額1,404

95016-123-09 情報処理業務庁費	366,121	借 料 及 び 損 料266,571千円
雑 役 務 費99,550
うち国庫債務負担行為の歳出化302,904
電子計算機借入れ等264,661
平成26年度国庫債務負担行為(参 考)1,066,285
国庫債務負担行為限度額総計7,640
[うち 国庫債務負担行為を実行しなかった額]
平 成 26 年 度 支 出 額66,166
平 成 27 年 度 支 出 予定額264,661
平 成 28 年度以降支出予定額727,818
復興庁ホームページ運用15,604
平成25年度国庫債務負担行為(参 考)69,969
国庫債務負担行為限度額総計10,354
[うち 国庫債務負担行為を実行しなかった額]
平 成 26 年 度 以前支出額44,011
平 成 27 年 度 支出予定額15,604
復旧・復興支援制度データベース運用等18,086
平成26年度国庫債務負担行為(参 考)61,894
国庫債務負担行為限度額総計929
[うち 国庫債務負担行為を実行しなかった額]
平 成 26 年 度 支 出 額24,237
平 成 27 年 度支出予定額18,086
平 成 28 年度支出予定額18,642
復興庁地理情報システム運用等4,553
平成26年度国庫債務負担行為(参 考)
所 管 · 組 織 · 項	事 项	目 の 区 分	予 定 額 (千円)	積 算 内 訳
47 (内 間 共 通 費)	95 (内閣一般行政に必要な経費)	95016-111-03 職 員 諸 手 当	11,289	1人2人1人1人
03-03 通 勤 手 当	103
03-07 期 末 手 当	9,713
03-08 勤 勉 手 当	1,149
03-11 住 居 手 当	324
95016-111-05 退 職 手 当	1,162
95089-111-05 児 童 手 当	300
95016-123-09 庁 費	17	職 員 厚 生 經 費内 閣 共 济 組 合長 期 負 担 金短 期 負 担 金介 護 負 担 金事 務 費 負 担 金
95016-115-16 国家公務員共済組合負担金	2,443

48 総 務 省 共 通 費
95 総務省一般行政に必要な経費	41,678
95063-111-02 職 員 基 本 給	24,096
02-01 職 員 俸 給	21,360

02-02 扶 養 手 当	1,368
02-03 地 域 手 当	1,368
95063-111-03 職 員 諸 手 当	10,460
03-03 通 勤 手 当	804
03-07 期 末 手 当	5,568
03-08 勤 勉 手 当	3,212
03-11 住 居 手 当	324
03-12 单身赴 任 手 当	552
所 管 · 組 織 · 項	事 項	目 の 区 分	予 定 額 (千円)	積 算 内 訳
52 (農林水産省共通費)	95 (農林水産省一般行政必要な) 經費	短 期 負 担 金 介 護 負 担 金 事 務 費 負 担 金 林 野 庁 共 济 組 合 長 期 負 担 金 短 期 負 担 金 介 護 負 担 金 事 務 費 負 担 金

53 環 境 省 共 通 費
95 環境省一般行政必要な經費	6,277,771
95016-111-02 職 員 基 本 給	2,487,701
02-01 職 員 俸 給	2,341,815
一 般 職 行政職俸給表(一) 600人
02-02 扶 養 手 当	91,848
02-03 地 域 手 当	54,038
95016-111-03 職 員 諸 手 当	1,016,010
03-01 管理 職 手 当	26,003
03-03 通 勤 手 当	64,572
03-04 特殊勤務手当	30,682
03-07 期 末 手 当	534,768
03-08 勤 勉 手 当	306,563
03-10 寒 冷 地 手 当	369
03-11 住 居 手 当	15,578
03-12 单身赴 任手当	20,616
03-13 管理職員特別勤務手当	259
03-17 広 域 異 動 手 当	16,600
95016-111-04 超 過 勤 務 手 当	219,965
所 管 · 組 織 · 項	事 項	目 0 区 分	予 定 額 (千円)	積 算 内 訳
10 (金融機能安定·円滑化) 復興政策費	95 (金融サービス向上推進に必要) な経費	95016-123-09 庁 費	20,273	消 耗 品 費 雑 役 務 費
一般社団法人個人版私的整理ガイドライン運営委員会
95062-405-16 個人債務者私的整理支援事業費補助金	203,311

11 消費生活復興政策費	岩手県、宮城県、福島県、茨城県 定 額
95 消費者政策に必要な経費	95016-815-16 地方消費者行政推進交付金	482,309
12 生活基盤行政復興政策費	2,561,524
95 情報通信技術の利活用高度化 に必要な経費	1,936,594
95063-122-08 職 員 旅 費	7,501	内 国 旅 費 監 督 検 查 等 旅 費
雑 役 務 費
95063-123-09 情報通信技術研究 開発調查費	22,731	地 方 公 共 固 体 1/3
95063-825-16 情報通信技術利活 用事業費補助金	1,906,362
95 情報通信技術の利用環境整備 に必要な経費	95063-825-16 情報通信基盤災害 復旧事業費補助金	290,151	地 方 公 共 固 体 1/3·2/3
95 消防防災体制等の整備に必要 な経費	334,779	地 方 公 共 固 体 10/10
95014-865-16 緊急消防援助隊活 動費負担金	34,560	地 方 公 共 固 体 10/10
95014-865-16 原子力災害避難指 示区域消防活動費 交付金	300,219
13 生活基盤行政復興事業 費	地 方 公 共 固 体 10/10
95 消防防災体制等の整備に必要 な経費	2,896,176
95014-825-16 消防防災設備災害 復旧費補助金	469,627	地 方 公 共 固 体 2/3
95014-825-16 消防防災施設災害 復旧費補助金	2,426,549	地 方 公 共 固 体 2/3
54 法務行政復興政策費	254,754
95 保護観察等に必要な経費	28,455	通 信 運 搬 費 光 熱 水 料
95014-123-09 更生保護業務庁費	24,711
1,138千円 559
所 管 · 組 織 · 項	事項	目の区分	予定額(千円)	積算内訳
15 (教育・科学技術等復興)政策費	95 (文化財の保存及び活用に必要)な経費	95072-715-16 文化芸術振興費補助金	307,613	地方公共団体 定額
95072-715-16 国宝重要文化財等保存整備費補助金	2,543,639	所有者又は管理団体等 85/100~50/100
16 教育・科学技術等復興事業費	25,741,292	独立行政法人日本学生支援機構
16 育英事業に必要な経費	16071-959-23 育英資金貸付金	4,524,137	学校法人等 1/2
15 私立学校の振興に必要な経費	15074-925-16 私立学校建物其他災害復旧費補助金	390,228
14 公立文教施設整備に必要な経費	20,826,927
14074-825-16 公立諸学校建物其他災害復旧費補助金	2,577,886	地方公共団体 2/3
14071-825-16 福島原子力災害避難区域教育復興施設整備費補助金	552,105	福島県 2/3
14074-825-16 公立社会教育施設災害復旧費補助金	1,680,195	地方公共団体 2/3
14074-825-16 公立諸学校建物其他災害復旧費負担金	16,016,741	地方公共団体 基本率 2/3
17 東日本大震災復興独立行政法人国立高等専門学校機構運營費	独立行政法人国立高等専門学校機構 定額(未尾記載の年度計画予算見積)
15 東日本大震災復興に係る独立行政法人国立高等専門学校機構運營費交付金に必要な経費	15071-305-16 独立行政法人国立高等専門学校機構運營費交付金	16,095
71 東日本大震災復興国立大学法人施設整備費	教育研究施設災害復旧費 国立大学法人 定額 国庫債務負担行為の歳出化 平成27年度国庫債務負担行為 (参考) 国庫債務負担行為限度額総計 平成27年度支出予定額 平成28年度以降支出予定額 176,776千円
15 東日本大震災復興に係る国立大学法人施設整備に必要な経費	15071-305-16 国立大学法人施設整備費補助金	176,776