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# 世界経済モデルにおけるフランス経済の短期予測モデル $ ^{*} $

豊田利久, 広瀬晴子

伊東順一, 長橋敦子

## はじめに

本稿は，当研究所が開発した世界経済モデル（EPA World Economic Model）の一環として作られたフランス経済モデルの解説をすることを目的としている。世界経済に占めるフランス経済とその通貨の地位，およびわが国の貿易相手国としての重要性を考慮して，国別モデルが開発された9カ国の中にフランスも含まれたが，そのモデルとしては中規模のものが要請された。その線に沿ってわれわれが開発した最初のモデルである1980年12月版は，当世界経済モデル・ディスカッションペーパーNo.6[19]として発表された。その後，モデルの特定化やデータの変更を含めて大幅な修正がなされ，その修正モデルである1982年1月版は，同ディスカッションペーパーNo.10[23]として発表された。1980年12月版から1982年1月版への修正は，モデル特定化の理論的背景を明確にすること，使用されるデータの修正，併行的になされた世界経済モデル全体のリンク・シミュレーションの結果を改善すること，などを考慮してなされたものである。本稿では，この1982年1月版に若干の修正を加えたモデル体系に解説を加え，分析結果を検討することにする。

当世界経済モデルにおける各国モデルの中でも，フランス経済モデルは，その開発が最も困難なものの一つであった。標準的モデルに馴染まないという制度的特徴が多いことに加えて，利用可能なデータの制約が大きいこと，参考になるフランス経済モデルが少ないこと，などがその主な理由である。フランスにおいて開発されている四半期の本格的モデルは，国立統計研究所（INSEE）の「METRIC」 $ ^{(注)} $ だけであり，それも金融面や国際収支面が統合され，為替レートが内生化されたのは1977年以降に過ぎない。しかも，公表された結果からみると，この統合されたモデルの動学的パーフォーマンスは必ずしも満足のいくものではないようである。われわれは，フランスその国においてもこのような現状であるにも拘らず，為替レート（フランス・フランの対ドル・レート）を内生化し，しかも他のモデルとのリンク・シミュレーションに堪えるモデルを開発するという大きな試みをせざるを得なかった。

上に述べた理由によって，われわれがフランス経済モデルを開発するときの出発点として参考にしたモデルは，INSEEにおいてE．マラン
ヴォーを中心に開発されたMETRICであることは申すまでもない。もともとMETRICは，ケインジアンの実物体系を需要面のみならず供給面を重視してモデル化した多部門体系である。その体系に1977年に至って金融的側面が統合されたという経緯をもつ。1962年ベースの旧モデルは450本の方程式をもっていたが，1971年ベースの新モデルでは886本の方程式を有する大型四半期モデルとなっている。このMETRICモデルは世界的にみても注目すべきモデルの1つであることは確かで，多くの興味ある特徴を有している。いくつかを列挙すると，イ）モデルの実物面を規定する枠組としてパティ・クレイ型の技術進歩が前提とされ，資本・労働の代替可能性に関して事前と事後で異なるという供給面の重要な性質が取り入れられている。これに基づいて，生産関数や投資関数，要素需要や相対価格などが規定されるという特徴をもつ。ロ）マクロ諸変数が生産能力（稼働率），労働市場状況，企業の資金調達状況，および金融市場の需給状況によって説明づけられ，これら諸市場の需給は基本的には不均衡状態であり，短期的にはその変動が影響を及ぼすものの中期的には安定性が保たれると想定されている。ハ）為替レートについては，いわゆるアセット・アプローチに期待形成を明示的に導入し，外国為替に対する需給が均衡するところで為替レートが決定される。ニ）アンケート調査による予想統計データを多く活用し，各主体の期待が積極的に経済変動をもたらすメカニズムを導入している。例えば，遊休設備能力調査（稼働率指標），資金調達状況調査，在庫投資計画状況調査などの予想に関するアンケート結果がモデルの短期的変動をもたらす要因として指標化されて活用されており，物価予想アンケート調査が短期および長期のインフレ期待の指標として用いられている。

われわれのモデルは，このMETRICの体系を圧縮し，しかも種々の変更を加えたものである。まず，モデルの規模について述べると，方程式数は80本で，そのうち推定される式は38本となっている。METRICと同じく，実物・金融面を統合したモデルであるが，多部門モデルであるMETRICからみれば集計度が高い。すなわち，財の種類については，前者の8財がここでは2財（財貨およびサービス）に集計されている。経済主体については，前者の10主体が6主体（企業，家計，政府，中央銀行，都市銀行，外国）に集計されている。モデルの特徴としては，上述されたMETRICモデルの特徴が取り入れられていることは申すまでもない。それらをまとめると次のようになるであろう。

第1に, 実物面の諸関係, とりわけ生産関数, 投資関数, 要素需要関数, 相対価格等を規定する枠組としてはパティ・クレイ型の技術進歩が前提とされている。

第2に，マクロ諸変数の短期的変動は，生産能力（稼働率），労働市場状況（失業率），外国為替市場状況（為替レート），および利子率によって影響されると想定されている。生産能力と有効需要，労働の需要と供給には絶えず不均衡があるというケインズ的世界を対象としており，また，外国為替市場はその不均衡が毎時点調整されると考える。短期利子率も基本的には需給調整によって決定されると考える。

第3に, 為替レートと利子率は基本的には各市場の需給調整によって決定されると考えるが, それぞれの調整過程における政策介入を認めた形になっている。外国為替市場については, 通貨当局が為替レートの過度な変動を防ぐ形で積極的に介入するメカニズムが組み込まれ, またMETRICでは必ずしも保証されていない均衡レートの収束メカニズムも組み込まれている (詳しくは第2章参照)。金融市場については, 当初, 各主体の金融的取引のバランスを考慮した資産選択理論の定式化と推定を行ったが, 必ずしもフランスの金融制度に馴染まないということもあり, 満足のいく結果が得られなかった。そこで, ここでは, 短期金利は主として為替レートの安定化をめざす通貨当局の介入を考慮した需給均衡によって決定されると考え, それを基本に期間構造によって長期利子率
が決定されると想定されている。

第4に, アンケートによる予想データについては, 短期における企業家の期待として稼働率指標が用いられ, また, 長期におけるインフレ期待として長期債券から計算される予想配当インフレ率が用いられている。

第5に，経済政策の効果をみるために，主要な種々の政策手段が組み込まれている。例えば，政府の一般的支出や移転支出，付加価値税率などの財政および社会保障に関する政策などがある。しかし，金融政策については，フランスの特徴に鑑みて，短期利子率（コールレート）が通貨当局のreaction functionを通じて決定されるように政策が内生化されている。

われわれのフランス経済モデルの動学的パーフォーマンスを最終テストの誤差（率）でみるならば，METRICモデルに比べてより良いといえるし，本世界経済モデルの他国モデルともほとんど比肩できるものとなっている。また，METRICの伝統を引き継いで供給面の枠組は理論的に充実しており，多くの他国モデルが，むしろ需要面のみに重点をおいているのと対照的である。しかし，まだ動学的特性などで不満足な点も残されており，それらの個所は以下の本文の中で指摘されるであろうが，将来の改良に委ねられている点も多いのである。

以下の構成は次の通りである。まず第1章では、本モデルの理論的背景の説明と推定結果の吟味が、各方程式毎になされる。さらに、各ブロック毎の各変数間の関連を明示するために、推定された方程式体系と構造分析表が掲載されている。また、章末には、モデルの特定化において重要な役割を果たした3つのトピックスに関する解説が補論として付け加えられている。第2章は、本モデルにおける為替レート決定のメカニズムを解説することに当てられている。第3章では、モデルを各変数の相互依存体系として動学的に解いたときのパーフォーマンスが示される。第4章では、いくつかのシミュレーションによるモデルの動学的特性に関する解説がなされる。最後に第5章では、方程式体系と変数記号表が一覧できるように示されている。

## 第1章 モデルの構造

この章では，フランスのマクロ経済体系を構成するブロックを6つに分け，それぞれに含まれる方程式の説明を行なう。すなわち，各方程式の理論的背景，特定化と推定結果の吟味などが主要な内容である。フランス・モデルに課せられているサイズ上の制約があるので，各方程式は集計度が非常に高くなっているが，明確な理論的仮説とフランスの制度的特質をできるだけ取り入れるように努めた。

なお，以下で用いられる記号を説明しておくと次の通りである。

## 〔說 明〕

$$ \begin{aligned}&1.\ 记 \quad\quad 号 \quad\\ &\begin{aligned}\\ &G1(X)=\frac{X-X_{-1}}{X_{-1}}\bullet400\quad&G4(X)=\frac{X-X_{-4}}{X_{-4}}\bullet100\\ &\end{aligned}\\ &\\&GF(X)=\frac{X}{\frac{1}{4}\sum\limits_{i=1}^{4}X_{-i}}\quad&\Delta X=X-X_{-1}\\ \end{aligned} $$

2. 分布ラグ推計

本モデルにおいては分布ラグの推計のためにアーモン・ラグ法（Almon-method）とシラー・ラグ法（Shiller-method）を使用した。推計結果は以下のとおり示される。

d : degree (0次, 1次, 2次)

s.c.: starting zero-constraint (yesあるいはno)
e.c. : ending zero-constraint (yesあるいはno) ……アーモン・ラグ法

ending prior (yesあるいはno) ……シラー・ラグ法

k : tightness prior……シラー・ラグ法

<例 示>

$$ Y=const.+\sum_{i=0}^{n}a_{i}\ X_{-i}+\sum_{i=0}^{m}b_{i}\ Z_{-i} $$

$ a_{i} $ : Almon-lag, d=2, s.c=no, e.c.=yes

(アーモン・ラグ法, degree=2次, starting zero-constraint=no, ending zero-constraint=yes)

$$ b_{i}:Shiller-lag,\ d=1,\ k=0.1,\ e.c.=no $$

(シラー・ラグ法, degree=1次, tightness prior=0.1, ending prior=no)

3. $ \overline{R}^{2} $ ：自由度修正ずみ決定係数

S: 誤差の標準偏差

D.W.: ダービン・ワトソン比

ρ：自己相関係数（コクラン・オーカット法による）

4. 推計された係数の下の（）の内の数字はt値である。またlnは自然対数である。

## 第1節 最終支出ブロック

最終支出ブロックでは，主要な国内支出項目を説明する。そのうち次の項目については，行動方程式を通じて内生的に説明される。

民間消費支出

民間設備投資

民間住宅投資

在庫投資

これらのうちで特に大きな特徴をもつものは民間設備投資であり，C.W. ビショフによって開発された投資関数が採用されたために，最適資本係数も内生的に説明される。財およびサービスの輸出・輸入については，国際収支ブロックで内生的に決められる値が国民所得統計上の値にブリッジ方程式を通じて変換される。

このブロックにはいくつかの重要な定義式が含まれる。名目および実質表示の国内総支出，各資本ストックおよび正味資産などの定義式である。

### 1. 1 民間消費支出

消費関数の特定化は，M．フリードマンの恒常所得仮説とも，あるいは部分調整仮説とも解釈される形となっている。1つの重要な特徴は，所得の性格によって消費主体である家計を2分し，賃金所得者と財産所得者の消費性向の違いを組み込んだ点である。このようにして，

という消費関数が設定された。実際の推定は対数線形型でなされたが，それによって弾性値としての係数の解釈が容易になされる。インフレーションやその予想は，消費の通時的配分の尺度として，あるいは将来の所得に関する不確実性を増す要因として消費支出に影響を及ぼすと考えられるが，われわれは安定的な形でその影響を推定することはできなかった。しかし，1968年の5月革命（May Revolution）は消費減退に明白な影響を与えており，それはダミー変数で検出されている。

推定結果によれば，賃金所得に対する短期と長期の所得弾性値はそれぞれ0.365，0.631であるのに対して，財産所得に対する弾性値はそれぞれ0.170，0.294と計測されている。

### 1.2 民間設備投資

ここではビショフ型投資関数が用いられているが，その理論的背景の概略については，補論1を参照されたい。ここではそのエッセンスのみを述べておこう。基本的なアイディアは，将来の予想生産水準に見合うだけの生産能力の拡大または調整をするために設備投資がなされ
世界経済モデルにおけるフランス経済の短期予測モデル

る，と想定することである。しかし，限界資本係数（＝追加的生産能力に対する投資の比率）は単純な加速度モデルのように一定ではなく，資本と労働の代替性を規定する相対要素費用や技術進歩などの予想される生産条件に応じて可変的である。

最適資本係数をCKで表わし, 経済全体の生産水準をGDPで測ることにすれば, ビショフ型投資関数は最終的には次のような形をとる(補論1参照)。

$$ \begin{aligned}IFPRP=&\sum_{i=0}^{q}a_{i}\;CK_{-}\;_{i}\quad\left\langle GDP\right.\\&\left.-(1-\delta)\;GDP_{-1}\right\rangle\;\underline{\quad}\end{aligned} $$

ここで, 資本の減耗率 ( $ \delta $ ) の値とラグの次数 (q) については, METRIC で得られている情報を用いることにした。すなわち, $ \delta = 0.025 $ , q = 15 の値がここでも用いられた。推定結果は次の通りであった。

$$ \begin{aligned}IFPRP=&-41.6+\sum_{i=0}^{15}a_{-i}CK_{-i}\left(GDP-0.975GDP_{-1}\right)\_{i}\tag{3}\\&\overline{R}^{2}=0.951,\ S=0.026,\ D.W.=0.79\\& 期間 \quad1967:IV—1978:IV\end{aligned} $$

a_{-i} : Almon-lag, d=2, s.c.=no, e.c.=yes
0	1	2	3	4	5
a_{-i}	0.340(13.43)	0.340(16.62)	0.337(20.46)	0.331(24.53)	0.322(27.64)	0.310(28.49)
6	7	8	9	10	11
a_{-i}	0.296(27.12)	0.279(24.69)	0.259(22.17)	0.236(19.96)	0.211(18.12)	0.183(16.61)
12	13	14	15	sum
a_{-i}	0.152(15.37)	0.118(14.35)	0.081(13.49)	0.042(12.77)	3.837

われわれは当初この推定結果を用いて乗数分析や種々のシミュレーションを行なったが，この投資関数に起因する複雑な循環的な変動が多くの内生変数の予測値に発生し，この特定化に何らかの修正を加える必要があった。さまざまな検討の末に，財およびサービスの輸入を生産水準に加えるならば，モデル全体における循環的変動が著しく和らぐことが分かった。したがって，フィットは若干落ちるけれども，この拡張されたヴァージョンが最終的には採用された。

可変的な最適資本係数は，相対的費用と技術進歩率に依存するとして，次のように定式化された。

$$ CK=(WW/UCK)^{\alpha}EXP(-\mu t) $$

そして，METRICから得られる先験情報として，$\alpha=0.40,\mu=0.01$ の値が用いられた。WWは賃金支払いと社会保险負担の合計を1人当りで表示した賃金コストであり，UCKは次のように定義される資本の使用者費用である。

$$ \begin{aligned}U C K=F I\cdot P A\cdot\left\lfloor1-\left(1/\left(1+(R S E C\right.\right.\right.\\ \left.\left.\left.-P G D P E\right)/100\right)\right\rfloor\left.\right/\left\lfloor1-\left(1/\left(1+\left(R S E C-P G D P E\right)/100\right)\right)^{n}\right\rfloor\quad(5)\end{aligned} $$

ここでも，METRICの情報からn=17と固定された。また，ここで長期実質利子率が取り入れられているので，UCKは金融面から実物面への波及の重要な経路となっている。

先験的におかれたり，あるいは推定されたパラメターの値から，設備投資に関する数量的性質は次のようなものであることが分かる。まず，平均ラグは約6.0四半期であることが分かる。もしGDP+Mが毎年1％ずつ上昇するならば，投資は長期的に6％ずつ上昇するであろう。

### 1.3 民間住宅投資

住宅投資関数はストック調整原理に基づいている。いま，1人当り住宅資本ストックを

$$ kh1=KHP/POP $$
と定義し, kh 1の最適水準を kh 1*で表わすことにする。現実の kh 1は最適な水準に部分調整されるものとすれば

$$ \begin{aligned}kh1/kh1_{-1}=&(kh^{*}/kh1_{-1})^{\lambda}\\&0<\lambda\leqq1\end{aligned} $$

そして，最適水準 $ kh1^{*} $ は，1人当り恒常所得（YP）と期待インフレ率（\hat{P}^{e}）に依存して決められるものと仮定し，

$$ kh1^{*}=\left(YP/POP\right)^{m}\left(1+\hat{P}^{e}\right)^{b} $$

と特定化しよう。(8)を(7)へ代入し，両辺に対数をとれば,

$$ \begin{aligned}ln\left(kh1/kh_{-1}\right)=&\lambda m ln\left(YP/POP\right)\\&-\lambda ln\left(KHP_{-1}/POP_{-1}\right)\\&+\lambda bln\left(1+\hat{P}^{e}\right)\quad(9)\end{aligned} $$

ここで， $ POP \simeq POP_{-1} $ を仮定し， $ ln(1+x) \simeq x $ なる関係を用い，さらに減価償却率を一定と仮定すれば，（9）は次のように変形される。

$$ \begin{aligned}IHP/KHP_{-1}&=\beta_{0}+\beta_{1}ln\left(YP/POP\right)\\&+\beta_{2}ln\left(KHP_{-1}/POP_{-1}\right)\\&+\beta_{3}\hat{P}^{e};\beta_{1}>0,\beta_{2}<0,\\&\beta_{3}>0\quad(10)\\ \end{aligned} $$

（10）式を実際に推定するに際しては，YPの代りに賃金所得と財産所得の現時点での加重平均が，また$\hat{P}^{e}$ の代りに現実のG1（PA）の過去の値の加重平均が用いられた。

推定結果によれば,1人当り住宅資本ストックの所得弾性値は0.13，期待インフレ率に対する弾性値は約1.0となっている。

### 1.4 在庫投資

われわれの1980年12月版のモデル〔19〕における在庫投資関数は，加速度原理を基本とし，同時に輸入価格の変化を考慮したものであった。すなわち，次のような推定結果を用いていた。

$$ \begin{aligned}II=&6.85+\sum_{i=0}^{8}a_{i}\cdot\Delta\left(GDP+MG+MS-II\right)_{-i}+\sum_{i=0}^{10}b_{i}\cdot G1(PM)_{-i}\\&\overline{R}^{2}=0.791,\ S=3.60,\ D.W.=1.60\\& 期間 \quad1965:IV—1978:IV\end{aligned} $$

$ a_{i} $ : Almon-lag, d=2, s.c.=no, e.c.=yes
$ b_{i} $ : Almon-lag, d=2, s.c.=no, e.c.=yes
0	1	2	3	4	5
$ a_{i} $	0.128	0.131	0.130	0.125	0.115	0.100
(3.36)	(4.55)	(4.77)	(4.20)	(3.59)	(3.14)
6	7	8	sum
$ a_{i} $	0.082	0.059	0.032	0.902
(2.81)	(2.57)	(2.38)
0	1	2	3	4	5
$ b_{i} $	39.87	19.49	2.466	-11.21	-21.54	-28.52
(4.99)	(3.31)	(0.54)	(-2.75)	(-5.17)	(-6.47)
6	7	8	9	10	sum
$ b_{i} $	-32.14	-32.14	-29.34	-22.91	-13.13	-129.374
(-7.11)	(-7.44)	(-7.62)	(-7.73)	(-7.79)

しかし，この推定結果を用いたときのIIの最終テストの結果は良好でなく，また全体の乗数分析でもPMの波及効果が循環的変動を与える大きな原因となっていることが分かった。そこで，在庫を除外した総需要の変化ではなくその水準を考え，輸入価格ではなく財の輸入量そのものを説明要因として用いた。さらに，景気循環に応じてのそれらの加速度的効果をみるために，それぞれ稼働率指標と輸入量の増分が付加的に用いられた。

推定結果によれば，財貨輸入が与える効果の平均ラグは約1.3四半期となっている。

### 1. 5 財貨とサービスの輸出・輸入

以前のヴァージョンでは，輸出と輸入は国民所得勘定のベースで行動方程式として推定された。しかし，このモデルで重要な役割を果たす
為替レートを決定する重要な要因である経常収支の動きをなるべく正確に把えるために，ここでは国際収支勘定のベースで名目的な輸出と輸入を行動方程式として推定し，ブリッジ方程式を通して国際収支勘定から国民所得勘定へ変換することにした。

### 1. 6 資本ストックと正味資産

民間設備資本ストックは次式によって定義される。

$$ \begin{aligned}KFPV=&(P/P_{-1})KFPV_{-1}\\&+(P_{-1}\cdot IFPRP_{-1})/400-D_{-1}\end{aligned} $$

ここに, Pは固定資本の価格であり, Dは資本減耗を示す。いま資本減耗率をRCCPとすれば,

$$ D=RCCP\cdot KFPV $$

が成立する。Pの代理変数としてPAを用いれば，名目資本ストックの定義式は次のようになる。

$$ \begin{aligned}KFPV=&((PA/PA_{-1})-RCCP_{-1})\cdot KFPV_{-1}\\&+(PA_{-1}\cdot IFPRP_{-1})/4\end{aligned} $$

民間住宅資本ストックについても同様な式が最終支出ブロックの方程式体系

導かれるが，減耗率が全期間にわたってほとんど一定であったので，一定の値が用いられた。

$$ \begin{aligned}KHPV=&((PA/PA_{-1})-0.0029)KHPV_{-1}\\&+(PA_{-1}\cdot IHP_{-1})/100\quad(15)\end{aligned} $$

次に，民間正味資産について触れておこう。正味資産は金融正味資産と実物正味資産に分けて考えることができる。実物正味資産については，データの関係で在庫ストックを無視すれば， $ KFPV+KHPV $ で与えられる。金融正味資産は，非銀行民間の金融資産と負債の差額として定義できる。これは，最終的には政府の赤字と海外の赤字（経常収支の黒字）の累積和となる（例えば，豊田他 $ ^{[24]} $ ，p. 25参照）。よって，

$$ FNW=BPC-CSB+FNW_{-1} $$

が成立するはずである。しかし，FNWやCBSの厳密なデータが得られないために，金融資産のフローを説明する次のようなブリッジ式が推定された。

$$ \Delta FNW=f\left(BPC-CSB\right) $$

推定結果によれば, 説明変数の係数はほぼ1であり, 除外されている他の要因が存在するために定数項の推定値が有意になっている

## 1 —1 民間消費支出（実質）

$$ \begin{aligned}ln\left(C\right)=&0.4707+0.3653ln\left(0.75\cdot\left(YWS/PA\right)\cdot100+0.25\cdot\left(YWS/PA\right)^{-1}\cdot100\right)\\&\left(5.48\right)\quad\left(7.84\right)\\&+0.1701ln\left(0.75\cdot\left(YO/PA\right)\cdot100+0.25\cdot\left(YO/PA\right)^{-1}\cdot100\right)+0.4222ln\left(C^{-1}\right)\\&\left(4.83\right)\\&-0.0277D682\\&\left(4.34\right)\\&\quad\overline{R}^{2}=0.999,\ S=0.006,\ D.W=1.91\\& 期間 \quad1964:II—1978:IV\end{aligned} $$

## 1 —2 民間設備投資（実質）

$$ \begin{aligned}IFPRP=&-11.870+\sum_{i=0}^{15}a_{i}\cdot CK_{-i}\cdot\left(\left(GDP+MG+MS\right)\right.\\&\left.-0.975\cdot\left(GDP+MG+MS\right)^{-1}\right)_{-i}\\&\overline{R}^{2}=0.899,\ S=3.408,\ D.W.=0.64\\& 期間 \quad1967:IV—1978:IV\end{aligned} $$

$$ \begin{aligned}&a_{i}:Almon-lag,\ d=2,\ s.c.=no,\ e.c.=yes\\&\begin{array}{ccccc}{{{0}}}&{{{1}}}&{{{2}}}&{{{3}}}&{{{4}}}&{{{5}}} \\{{{a_{i}}}}&{{{0.187}}}&{{{0.193}}}&{{{0.196}}}&{{{0.197}}}&{{{0.195}}}&{{{0.192}}} \\{{{(10.37)}}}&{{{(13.06)}}}&{{{(16.01)}}}&{{{(18.61)}}}&{{{(20.02)}}}&{{{(19.94)}}} \\\end{array}\end{aligned} $$
6	7	8	9	10	11
$ a_{i} $	0.186	0.177	0.167	0.154	0.139	0.121
(18.88)	(17.46)	(16.07)	(14.85)	(13.81)	(12.93)
12	13	14	15	sum
$ a_{i} $	0.120	0.080	0.055	0.029	2.368
(12.20)	(11.58)	(11.05)	(10.60)

$$ a_{i} $$

$$ a_{i} $$
世界経済モデルにおけるフランス経済の短期予測モデル

1−11 サービス輸出

$ (XS \cdot PXS + XG \cdot PXG)/100 = 7.9685 + 0.7718(BPXS + BPXG) + 6.7978DQ\ 1 $

$ (2.09) $ $ (84.71) $ $ (1.89) $

$ -4.0245DQ\ 2 + 14.9540DQ\ 3 $

$ (1.12) $ $ (4.17) $

$ \overline{R}^{2} = 0.995 \quad S = 7.995 \quad D.W. = 2.07 $

期間 1969 : I—1978 : IV

1−13 サービス輸入（実質）

(MS·PMS+MG·PMG)/100=3.9977+0.7992(BPMS+BPMG)
(1.550) (127.72)
+1.6513DQ1+1.1490DQ2+11.5398DQ3
(0.68) (0.47) (4.73)
$ \overline{R}^{2}=0.998 $ S=5.439 D.W.=1.78
期間 1969 : I—1978 : IV

1-14 国内総生産（実質）

1—15 国内 総生産(名目)

1—16 金融正味資產

1—17 民间正味资產

$ NW=KFPV+KHPV+FNW $

## 1 －18 民間設備資本ストック（名目）

1－19 民間住宅資本ストック（名目）

$$ KHPV=((PA/PA_{-1})-0.0029)\cdot KHPV_{-1}+(PA\cdot IHP/400)_{-1} $$
表1－1 最 終 支 出 ブ ロ ッ

従属変数	同 時 内 生 変 数
最終支出
プロック	雇用・稼働
率プロック	賃金・物価
プロック	所得分配・
政府財政
プロック	金 融
プロック	国際収支
プロック	最終支出
プロック
C	PA	YWS
YO	C
IFPRP	CK
GDP
MG
MS	CK
GDP
MG
MS
CK	WW
UCK
WW	LW	YWF
SCCW
UCK	PA
PGDPE	RSEC
IFPR	IFPRP
IHP	PA	YWS
YO	KHP
KHP	IHP	KHP
II	GDP
MG
MS
II	CUU	MG
XG	PXG	BPXG
XS	XG	PXS
PXG	BPXS
BPXG
MG	PMG	BPMG
MS	MG	PMS
PMG	BPMS
BPMG
GDP	C
IFPR
IHP
II
XG
XS
MG
MS
GDPV	C
IFPR
IHP
II
XG
XS
MG
MS	PA
PXG
PXS
PMG
PMS
FNW	CSB	BPC	FNW
世界経済モデルにおけるフランス経済の短期予測モデル

クの構造分析表

先 决 内 生 变 数	外 生 变 数	方程式番号
雇用·稼働率ブロック	賃金·物価ブロック	所得分配·政府財政ブロック	金 融ブロック	国際収支ブロック	国 内	外 国
PA	YWSYO	1-1
1-2
TIME	1-3
H	1-4
FI	1-5
IFPRG	1-6
PA	POP	1-7
1-8
1-9
1-10
1-11
1-12
1-13
IFBG	1-14
GIFB	1-15
1-16
従属変数	同 時 内 生 変 数
最終支出 プロック	雇用・稼働 率プロック	賃金・物価 プロック	所得分配・ 政府財政 プロック	金 融 プロック	国際収支 プロック	最終支出 プロック
NW	KFPV KHPV FNW
KFPV	PA	KFPV IFPRP
KHPV	PA	KHPV IHP

## 第2節 雇用・稼働率ブロック

この節では，雇用と失業，生産能力と稼働率など，経済の供給側の枠組が説明される。前節でビショフ型の投資関数が用いられたので，そこで前提とされた生産技術とコンシステントに雇用量も決められるはずである。われわれも当初はそれに忠実な形の定式を試みた。しかし，第1次石油危機以後の大きな雇用の落ち込みを説明するためには，ビショフ型の雇用関数を少し修正する必要が生じた。

稼働率については，ビショフ型生産技術から与えられるものの他に，サーベイ・データから作製されたものが利用可能である。理論的整合性からいえば前者の方が望ましいが，推定結果に基づいて作製されるデータなので，その良否は推定結果のパーフォーマンスに大きく依存する。その点，後者のサーベイ・データから作製される稼働率の系列は，理論的整合性において劣るけれども，直接に観測されたものであるという利点をもっている。そこで，われわれは2つの指標を代替的に用いることにした。

### 2.1 雇用

ビショフ型投資関数とコンシステントな雇用関数は，次のように求められる。まず，最適投資決定理論から得られる最適雇用量をXLWとすれば（補論1参照），

$$ \begin{aligned}XLW=&(1-\delta)\cdot XLW_{-1}\\&+(WW/UCK)\cdot IFPRP\end{aligned} $$

現実の雇用LWは最適水準XLWへ部分調整され，その調整係数が稼働率に依存するものとするば，

$$ \frac{LM}{LW_{-1}}=\left(\frac{XLW}{LW_{-1}}\right)^{f(CU)} $$

これは近似的に

$$ \begin{aligned}ln\left(LW\right)=&\beta_{0}+\beta_{1}ln\left(LW_{-1}\right)+\beta_{2}ln\left(XLW\right)\\&+\beta_{3}(CU)\tag{20}\end{aligned} $$

と表わされる。これに忠実な推定結果は,

$$ \begin{array}{c}ln\left(LW\right)=-0.345+0.945ln\left(LW_{-1}\right)\\\left(2.06\right)\quad\left(16.48\right)\\+0.084ln\left(XLW\right)\\\left(1.49\right)\\+0.073\cdot CU\\\left(2.87\right)\end{array} $$

$$ \overline{R}^{2}=0.997\quad S=0.003\quad D.W.=0.57 $$

である。これは，誤差項の自己相関が高いことや，稼働率の長期効果が1を越えるという点からみて満足できるものではないが，第1次石油危機後の雇用をうまくフォローできない点に最大の欠点がある。

ビショフ型の投資関数で前提とされている生産技術はいわゆるパティ・クレイ型のものであり，ひとたび投資がなされると労働投入も固定比率として決定される。各投資水準に応じて，生産量が最大になるときの労働投入量を求めることができるが，この稼動率最大時における雇用が $ LW^{*} $ であり，現実の雇用はLW稼働率の水準に応じて $ LW^{*} $ より低いどこかの水準に決まる。しかし，第1次石油危機後の雇用が，このようなパティ・クレイ型モデルでうまく説明できないのはなぜであろうか。それは，経済全体
世界経済モデルにおけるフランス経済の短期予測モデル

先決内生変数	外生変数	方程式番号
雇用・稼働率プロック	賃金・物価プロック	所得分配・政府財政プロック	金融プロック	国際収支プロック	国内	外国
1-17
PA	RCCP	1-18
PA	1-19

で投資や雇用の行動に大きな変化が生じたためと推察されるが,1つの理由はサービス部門の雇用が,ビジョフ型の生産技術を厳密には反映しなかったためと思われる。これはサービス部門の雇用者の動きを追跡して判明したことである。つまり,サービス部門ではパティ・パティ型の要因が働いていると類推されるのである。したがって,われわれが最終的に採用した推定式は,

$$ \begin{aligned}LW\cdot H=&f\left(XLW,\ CUU,\ \left(KFPV/PA\right)_{-1},\right.\\&\left.WW\cdot H/PA,\ TIME\right)\qquad(22)\end{aligned} $$

というものであり，雇用形態の異なる各部門を集計して雇用を考えるときには，いわばパティ・クレイ型とパティ・パティ型の技術を折衷した形で雇用が現われるという仮説を示している。

### 2.2 失業

失業は，一般には労働力マイナス雇用量で定義できる。問題は労働力（労働供給）が労働市場の状態に応じて変化するので，どのような状態の労働力を測るべきかという点である。ここでは，1954年の労働市場の状態を前提にして測られた潜在的労働力（LFP）の概念を用いることにした。すなわち，1954年の年齢別人口構成から得られる労働力参加率の情報を用いて，各期の潜在的労働力を測ることにした。

ここでは，失業を労働力マイナス雇用という定義式で与えるのではなく，労働力や雇用で説明する形をとった。その場合，雇用のなかでも公的部門の雇用（公務員）（LEG）は雇用政策としての側面を強くもっており，その効果を取り出すことにした。まず，次の推定結果が得られた。

$$ \begin{array}{c}U=0.929LFP-0.679LW+0.225(LEG\ $ 26.47)\quad(19.49)\quad(1.60)\\+LES)-0.572DUM\quad(23)\ $ 3.40)\end{array} $$

$$ \overline{R}^{2}=0.989\qquad D.W.=1.01 $$

ここに，LESは自営業者数，DUMは失業対策を示すダミー変数である。（23）式では，LEGの効果が必ずしも有意に計測されているとはいえないので，フランスの公的部門の雇用のうち約2割は失業対策として雇用されているという仮説をおき，その先験制約の下で失業関数を推定することにした。すなわち，

$$ U+0.2LEG=f\left(LFP,\ LW\right) $$

を推定した。さらに，1977年以降に明示的にとられた失業対策（“Pactes pour l’emploi”）の効果を把握するためのダミー変数も用いられた。

誤差項の自己相関が強いために，コクレーン＝オーカット法を用いて推定されている。LFPとLWの係数は，それぞれ0.94と－0.70であるが，最近の現実の観測値から判断しても妥当な値であるといえよう。

### 2.3 稼 働 率

ビショフ型投資関数の導出で用いられる資本係数（CK）の概念を用いるならば，生産能力（CAP）の増分は，

$$ \Delta CAP=IFPRP/CK $$

で与えられるから、生産能力は、
$$ CAP=(1-\delta)CAP_{-1}+IFPRP/CK $$

で与えられる（補論1参照）。METRICからの先験情報として，$\delta=0.025$が用いられると共に，右辺第2項の係数として0.4628が代入される。そして，稼働率（CU）は実際の産出水準の生産能力に対する比率として定義されるので，

$$ CU=GDP/CAP $$

が得られる。

ところで，METRICでは，各市場の逼迫度が産業界の景気予測アンケート調査によって直接に計測されている点に1つの特徴があるが，稼働率という生産能力と現実の産出水準とのギャップにもアンケート調査が用いられ，モデルの短期的特性に大きな役割を果たしている。そこで，上の（27）式で定義されるCUの他に，われわれもアンケート調査による稼働率データを代替的に用いることにした。以下，このアンケート調査による稼働率の概念を稼働率指標（CUU）と呼ぶことにするが，これは（27）式のような通常の概念の逆数として定義されていることに注意されたい。したがって，稼働率指標は上の生産能力とは正の相関をもち，実際の供給水準とは負の相関をもつ。さらに，金融的要因によって景気の状況判断をする指標として実質利子率を考慮することにしよう。そうすれば，稼働率指標を内生的に説明する関数として

$$ \begin{aligned}CUU=&f\left(CAP,\ GDP+MG+MS-II,\right.\\&\left.RLB-G\ 1(PA)\right)\\&f_{1}>0,\ f_{2}<0,\ f_{3}>0\ \quad(28)\end{aligned} $$

が考えられる。ここに，RLBは銀行貸出平均金利である。

稼働率指標は，本モデルでも短期的特性を規定する重要な変数として，いろいろな部分で用いられている。最終支出ブロックでは，稼働率の低下が直接に在庫の増分を減らす効果として取り入れられているし，労働ブロックでは，雇用の低下が失業を増大させ，それが賃金・物価上昇を緩和させる効果として取り入れられている。さらに，金融ブロックでは，稼働率が高まれば短期利子率を高めるという形の定式化がなされており，金融セクターと実質セクターの1つの経路となっている。

われわれのモデルにおける企業行動の最適化を考える場合，資本設備の稼働を期待した水準に調整することが利潤最大となるようになっている。それゆえ，この稼働率は，企業にとってのいわば「目的関数」であるともいえる。

表1−2 雇用・稼働率ブロ

従属変数	同時内生変数
最終支出プロック	雇用・稼働率プロック	賃金・物価プロック	所得分配・政府財政プロック	金融プロック	国際収支プロック	最終支出プロック
LW	WW	CUUXLW	PA	KFPV
XLW	IFPRPWW	UCK
U	LW
CAP	IFPRPCK
CU	GDP	CAP
CUU	GDPMGMSII	CAPPA	RLB	GDPMGMSII
UR	U
世界経済モデルにおけるフランス経済の短期予測モデル

## 労働・稼働率ブロックの方程式体系

## 2 −1 民間雇用者数（マン・アワー）

$$ \begin{aligned}ln\left(LW\cdot H\right)=&12.0873+0.2710ln\left(KFPV/PA\right)_{-1}-0.0024CUU-0.2338ln\left(WW\cdot H/PA\right)\\&\left(23.91\right)\quad\left(3.87\right)\quad\left(19.78\right)\quad\left(3.68\right)\\&+0.2170ln\left(XLW\right)-0.0010TIME\\&\left(3.68\right)\quad\left(1.42\right)\\&\quad\overline{R}^{2}=0.979,\quad S=0.002,\quad D.W.=1.04\\&\quad 期間 \quad1970:I—1978:IV\end{aligned} $$

## 2 −2 最適雇用者数（マン・アワー）

$$ XLW\cdot H=(1-0.025)\left(XLW\cdot H\right)^{-1}+1148.3112(UCK/WW)\cdot IFPRP $$

2−3 失業者数

$$ \begin{array}{c}U=-0.993\cdot10^{4}-0.2LEG+0.9376LFP-0.6969LW-0.6701DUM\ $ 43.28)\quad(24.85)\quad(15.35)\quad(4.11)\end{array} $$

$$ \overline{R}^{2}=0.971,\ S=28.842,\ D.W.=1.79,\ \rho=0.540 $$

期間 1964: I—1978: IV

2-4 生 座 能 力

$$ CAP=(1-0.025)\cdot CAP_{-1}+0.4628(IFPRP/CK) $$

2−5 稼 働 率

CU=GDP/CAP

2—6 稼 働 率 指 標

$$ \begin{array}{c}CUU=322.39+312.69(CAP/2+CAP_{-1}/3+CAP_{-2}/6)\ $ 10.54)\quad(10.58)\end{array} $$

ツクの構造分析表

先 决 内 生 变 数	外 生 变 数	方程式番号
雇用·稼働率ブロック	賃金·物価ブロック	所得分配政府財政ブロック	金 融ブロック	国際收支ブロック	国 内	外 国
PA	HTIME	2-1
XLW	H	2-2
LEGLFP	2-3
CAP	2-4
2-5
CAPPA	2-6
LFP	2-7
$$ \begin{aligned}+\sum_{i=1}^{6}a_{i}\cdot ln\left(GDP+MG+MS-II\right)_{-i}-0.2122\ G1(PA)+0.7038RLB\\\begin{array}{c}(2.06)\\\overline{R}^{2}=0.903,\ S=1.168,\ D.W.=1.23\\ 期間 \quad1969:I—1978:IV\end{array}\end{aligned} $$

$$ a_{i} $$

$$ a_{i} $$

$$ UR=(U/LFP)\cdot100 $$

## 第3節 賃金・物価ブロック

このブロックで重要な役割を果たすのは，国内価格の一般的指標としての国内アブソープション・デフレーター（PA）と，民間企業における平均賃金率（WR）の2つである。これらから輸出価格および長期期待インフレ率が導出される。多部門モデルであるMETRICでは，各部門の中間財価格や供給価格等が詳しく分析されているが，ここでは物価動向をアブソープション・デフレーターに集中させて簡略化している。このために，METRICの枠組でうまく機能するはずの価格機構が，この単純化されたモデルでは必ずしもうまく反映されていないきらいがあり，物価ブロックの拡充は将来に残された課題である。

### 3.1 民間企業平均賃金率

賃金率は単位労働費用（UCL）を決定する主要因であり，さらにそれは国内アブソープション・デフレーターを決定する際に重要な役割を果たすので，国内物価の動向を決める重要な変数である。ここでは，賃金率は非金融的民間企業における時間当たり賃金率の平均として測られている。理論的背景としては「期待で拡張されたフィリップス曲線」を用いているが，期待インフレ率を単純な適応的期待仮説に基づかせているために，コイック変換によって従属変数の1期ラグの付いたGF（WR） $ _{-1} $ が説明変数に含まれている。労働市場の状態を示す変数としては，失業者数（U）の逆数が用いられている。さらに，第1次石油危機の時の急激な賃金インフレを考慮するためのダミー変数が導入されている。

フランスでは，1968年の「5月革命」（May Revolution）以後の賃金決定とその動向は大きく変化したとされているので，ここでの推定期間も1970年第1四半期以後にした。推定結果で注目されるのは，賃金率変化の国内インフレ率に対する係数が短期的には約0.4であるが，長期的には約1.0であり，長期フィリップス曲線がほぼ垂直になっていることである。

### 3.2 国内アブソープション・デフレーター

フランスにおける付加価値税制を明示的に取り入れて，アブソープション・デフレーターを次のように定義する。

$$ PA=(1+TVAR)\cdot PATF $$

ただし，TVARは付加価値税率，PATFは付加価値税課税前の国内アブソープション・デフレーターである。PATFの決定に際しては，まず望ましい価格水準があり，現実の価格はその水準にラグをもって部分調整されるという仮定が用いられる。さらに，望ましい価格水準はマーク・アップ原理によって形成されると仮定し，したがって，単位労働費用と輸入価格が主要な説明変数となる。すなわち，

$$ GF(PATF)=f\left(UCL,\ PM\right) $$

実際の推定に際しては，部分調整の仮定から説明変数には分布ラグの形がとられる。推定結果によれば，PAの変化の単位労働費用の変化
# 平 成 28 年 度 特 别 会 计 辅 正 予 算(特第 1 号)

(平成28年度特別会計補正予算参照書添付)

第 190 回 国 会（常 会）提 出
## 総目録

## 平成28年度特別会計補正予算(特第1号)

予算総則補正

甲号歲入歲出予算補正

(添付)

平成28年度特別会計補正予算（特第1号）参照書

平成28年度特別会計歳入歳出予算補正予定計算書

(参考)

予算書情報について
# 平成 28 年度特別会計補正予算(特第 1 号)目録

予算総則補正

1

甲号歲入歲出予算補正 3

財務省所管3

国债整理基金 3
(添付)

# 平成 28 年度特別会計補正予算(特第 1 号)参照書目録

## 平成28年度特別会計歳入歳出予算補正予定計算書

財 務 省 所 管 5

国债整理基金 5

甲号歲入歲出予算補正予定計算書

5

(参考)

予算書情報について 9
平 成 28 年 度 特 别 会 計 補 正 予 算(特第 1 号)
# 平 成 28 年 度 特 別 会 計 補 正 予 算

## 予算総則補正

第１条 国債整理基金特別会計の平成２８年度歳入歳出予算補正は、「甲号歳入歳出予算補正」に掲げるとおりとする。

第2条 「特別会計に関する法律」第5条第2項の規定により、国債整理基金特別会計の「歳入歳出予算補正予定計算書」は、別に添付する。
甲号 歳入歳出予算補正
所 管	特 別 会 計	款	項	補 正 額
追 加 額(千円)	修正減少額(千円)	差 引 額(千円)
財 務 省	国債整理基金歳入歳出	他会計より受入	他会計より受入	0	△ 778,002,529	△ 778,002,529
国債整理支出	0	△ 778,002,529	△ 778,002,529
(添付)

平成28年度特别会計補正予算(特第1号)参照書
平 成 28 年 度 財 務 省 所 管10020 国 債 整 理 基 金 特 別 会 計甲号 歳入歳出予算補正予定計算書
区 分	平 成 28 年 度成立予算額(千円)	補 正 予 定	改平成 28 年度予 定 額(千円)
追加額(千円)	修正減少額(千円)	差 引 額(千円)
1 歳 入2 歳 出	201,539,966,319	0	△ 778,002,529	△ 778,002,529	200,761,963,790
201,539,966,319	0	△ 778,002,529	△ 778,002,529	200,761,963,790
[主要經費別內訳]20 国 債 費	201,539,966,319	0	△ 778,002,529	△ 778,002,529	200,761,963,790
[歳入歳出予算補正予定額內訳]歳 入款·項·目別区分並びに見積の事由及び計算の基礎
款 · 項 · 目	補 正 予 定	見 積 の 事 由 及 び 計 算 の 基 礎
追加額(千円)	修正減少額(千円)	差 引 額(千円)
0100-00 他会計より受入0101-00 他会計より受入0101-01 一般会計より受入	0	△ 778,002,529	△ 778,002,529	既定予算の不用額を修正減少することに伴い、公債の利子の支払財源に充てるための一般会計からの受入見込額の修正減少
出
事項別內訳
項・事項	平成28年度成立予算額(千円)	補正予定	改平成28年度予定額(千円)	說明
追加額(千円)	修正減少額(千円)	差引額(千円)
01 国債整理支出	199,495,033,440	0	△ 778,002,529	△ 778,002,529	198,717,030,911
20 公債等償還に必要な経費	186,964,112,088	0	0	0	186,964,112,088
20 公債利子等支払に必要な経費	12,307,904,508	0	△ 778,002,529	△ 778,002,529	11,529,901,979	公債利子等支払に必要な既定予算の不用額の修正減少
20 公債等の償還及び発行に関する諸費等に必要な経費	223,016,844	0	0	0	223,016,844
04 復興債整理支出	2,044,932,879	0	0	0	2,044,932,879
歳入歳出予算補正予定額科目別表
科目	平成28年度成立予算額(千円)	補正予定	改平成28年度予定額(千円)
追加額(千円)	修正減少額(千円)	差引額(千円)
歳
0100-00 他会計より受入	90,306,356,472	0	△ 778,002,529	△ 778,002,529	89,528,353,943
0101-00 他会計より受入	89,984,622,677	0	△ 778,002,529	△ 778,002,529	89,206,620,148
0101-01 一般会計より受入	23,610,994,497	0	△ 778,002,529	△ 778,002,529	22,832,991,968
0101-05 交付税及び議与税配付金特別会計より受入外8目	66,373,628,180	0	0	0	66,373,628,180
0106-00 東日本大震災復興他会計より受入	321,733,795	0	0	0	321,733,795
0800-00 租税
財務省所管 国債整理基金特別会計 7

科目	平成28年度成立予算額(千円)	補正予定	改平成28年度予定額(千円)
追加額(千円)	修正減少額(千円)	差引額(千円)
0803-00たばこ特別税	142,800,000	0	0	0	142,800,000
0200-00公債金	109,114,439,878	0	0	0	109,114,439,878
0201-00公債金	109,031,246,982	0	0	0	109,031,246,982
0206-00復興借換公債金	83,192,896	0	0	0	83,192,896
0600-00資産処分収入
0606-00東日本大震災復興株式売払収入	1,549,361,545	0	0	0	1,549,361,545
0700-00配当金収入
0706-00東日本大震災復興配当金収入	84,920,764	0	0	0	84,920,764
0300-00運用収入	200,808,635	0	0	0	200,808,635
0301-00運用収入	195,087,626	0	0	0	195,087,626
0306-00東日本大震災復興運用収入	5,721,009	0	0	0	5,721,009
0500-00雑収入	141,279,025	0	0	0	141,279,025
0501-00雑収入	141,276,155	0	0	0	141,276,155
0506-00東日本大震災復興雑収入	2,870	0	0	0	2,870
歳入合計	201,539,966,319	0	△ 778,002,529	△ 778,002,529	200,761,963,790
歳出
01国債整理支出	199,495,033,440	0	△ 778,002,529	△ 778,002,529	198,717,030,911
20100-919-18利子及割引料	12,307,904,508	0	△ 778,002,529	△ 778,002,529	11,529,901,979
20100-123-09証書等製造費外5目	187,187,128,932	0	0	0	187,187,128,932
04復興債整理支出	2,044,932,879	0	0	0	2,044,932,879
歳出合計	201,539,966,319	0	△ 778,002,529	△ 778,002,529	200,761,963,790