Silviase/jgov_v1.4_full_ann huggingface dataset:
第2節 妊産婦や乳幼児に関する栄養指導

とから、「健康日本21（第二次）」において、「肥満傾向にある子供の割合の減少」について目標を設定しています。

## 第2節

妊産婦や乳幼児に関する栄養指導

## 1 妊産婦に対する栄養指導

近年、20～30歳代の女性において食事の偏りや痩身（低体重）など健康上の問題が指摘されており、妊娠期・授乳期においても、母子の健康の確保のために適切な食習慣の確立を図ることが極めて重要な課題となっています。特に、妊娠期の適切な体重増加量については、出生体重との関連が示唆されることなどから、妊娠中の体重増加量が一律に抑制されることのないよう、肥満や痩身といった妊娠個々の体格に配慮した対応が求められています。

このため、妊娠期・授乳期における望ましい食生活の実現に向け、何をどれだけ食べたら良いかを分かりやすく伝えるための食事の望ましい組合せや量を示した「妊産婦のための食事バランスガイド」や妊娠個々の体格に応じて適切な体重増加量が確保されるよう妊娠中の推奨体重増加量を盛り込んだ「妊産婦のための食生活指針」（平成18（2006）年2月）を、妊産婦に対する健康診査や各種教室等において活用するなどの普及啓発を図っています。

## 2 乳幼児の発達段階に応じた栄養指導の充実

授乳期・離乳期は子供の健康にとって極めて重要な時期であり、親子双方にとって、慣れない授乳、慣れない離乳食を体験する過程を支援することが重要です。このため、産科施設、小児科施設、保健所・市町村保健センター等の機関における保健医療従事者が適切な支援に関する基本的事項を共有化することにより、授乳や離乳について適切な支援が推進されるよう「授乳・離乳の支援ガイド」（平成19（2007）年3月）による普及啓発を進めています。

地域においては、市町村保健センターを中心に管理栄養士・栄養士等による乳幼児を対象とした栄養指導が実施されており、健康診査や各種教室等における保健・栄養指導を通じて、出産から離乳食の開始時期以降に至るまでの一貫した支援が図られるよう取組を行っています。平成26（2014）年度に保健所及び市区町村で栄養指導を受けた乳幼児は3,076,359人です（厚生労働省平成26（2014）年度地域保健・健康増進事業報告）。

児童福祉施設においては、食事は、入所する子供の健やかな発育・発達や健康の維持・増進の基盤であるとともに、望ましい食習慣や生活習慣が形成される機会となることから、その果たす役割は極めて大きいものです。そこで、適切な栄養管理方法や食事提供における留意点、食を通した自立支援など食育の推進についてまとめた「児童福祉施設における食事の提供ガイド」（平成22（2010）年3月）を参考に、子供の健やかな発育・発達を支援する観点も踏まえ、児童福祉施設における食事提供を充実させています。なお、毎年、ブロック別児童福祉施設給食関係者研修会を開催し、子供の食を通じた健康づくりの推進に関する情報共有を行うと
ともに、取組事例等を発表するなど質の向上にも努めています。

また、21世紀の母子保健における課題解決に向け、国民運動として取組を推進する「健やか親子21（第2次）」が、平成27（2015）年4月から10年間を計画期間として新たにスタートしました。

平成13（2001）年から平成26（2014）年までの計画であった「健やか親子21」の取組では、食育の取組を推進する地方公共団体が9割を超え、取組は充実しました。しかし、乳幼児において

「健やか親子21（第2次）」公式ホームページ(http://sukoyaka21.jp)

て、授乳期・離乳期からの心の安定や、食べる意欲につながる豊かな食体験を今後も積み重ねていけるよう、家庭、学校、保育所、地域等関係機関の更なる連携による食育の推進が望まれています。

加えて、第2次の計画では、「すべての子どもが健やかに育つ社会」を目指し、学校など関係機関のほか、食品産業や子育て支援に関連する民間企業などとも新たに連携、協働し、子供だけでなく、親への支援や親子を取り巻く温かな環境の形成などを通し、幅広い対象者に向けて「健やか親子21（第2次）」の啓発を進めていきます。さらに、平成27（2015）年度より、「健やか親子21（第2次）」のスタートにあわせ、「健康寿命をのばそう！アワード」に母子保健分野を加え、食育を含む母子の健康増進を目的とする優れた取組を行う企業・団体・自治体を表彰する制度を創設しました。

## 第3節

## 子供や若者及びその保護者に対する食育推進

子供や若者の食生活の状況として、朝食の欠食率は小学生に比べて中学生で高い傾向です（図表－46）。また、20歳代から30歳代の若い世代では、朝食欠食率が他の世代に比べて高い状況にあり（図表－47）、特に中学、高校生の頃から朝食欠食が習慣化している人が2割程度存在しています（図表－48）。

平成27（2015）年11月の「子ども・若者育成支援強調月間」（内閣府、関係省庁、地方公共団体、その他関係諸団体が実施主体）で、その実施要綱中、取り組むべき課題の重点事項の一つとして、「生活習慣の見直しと家庭への支援」を掲げ、食育の推進、生活時間の改善等により、子供の生活習慣の見直しに取り組むこととするなど、国民運動の一環として全ての子供・若者に対して食育の推進が図られ、それぞれの年代に応じた生活習慣の改善や、食生活の自立に向けた取組が各地で行われています。

また、特に貧困の状況にある子供たちに対して、「子どもの貧困対策の推進に関する法律」（平成25年法律第64号）に基づく「子供の貧困対策に関する大綱」（平成26（2014）年8月29日閣議決定）において、子供の生活支援として、「食育の推進に関する支援」が明記されています。
第3節 子供や若者及びその保護者に対する食育推進

さらに、ひとり親家庭の子供に対して、学習支援や食事の提供等を行うことが可能な居場所づくりを行うほか、官公民の連携・協働プロジェクトとして平成27（2015）年に開始した「子供の未来応援国民運動」において、民間資金による基金の活用等を通じて、貧困の状況にある子供たちに食事の提供等を行う団体等に対する支援等を行い、それらの中で、食育の観点も踏まえ、民間活動等の一層の促進を図っていきます。

図表－46 朝食を欠食する小学校6年生及び中学校3年生の割合

※平成23（2011）年度は、東日本大震災の影響等を考慮し、調査を実施していない。資料：文部科学省「全国学力・学習状況調査」
※1 「週に2～3日食べる」、「ほとんど食べない」と回答した人の割合

※ 2 20歳代、30歳代とする。

※3 平成25（2013）年は当該データをとっていない。

資料：内閣府「食育に関する意識調査」

図表－48 朝食欠食が始まった時期（20歳以上）

資料：厚生労働省「国民健康・栄養調査」(平成21（2009）年)
## 事例

## 「一緒につくって一緒に食べる」子供に向けた、さりげない支援の形

ていーだこども食堂運営委員会

ていーだこども食堂（沖縄県浦添市）では、給食以外にご飯を食べられない子供や孤食になりがちな子供に、自尊心を傷つけることのない、さりげない支援の必要性を認識したことから、こども食堂の運営を始めるに至りました。自己肯定感を高め、共に未来を築いていく居場所を考える上で、学校以外に子供が警戒することなく出入りでき、設備があり、すぐに活動を始められる場所が、浦添市においては児童センターや、地域の自治会であったため、そこを拠点に活動しています。

活動における一番の特徴は、地域の大人と子供が一緒になって食事をつくるという点です。献立は、ごはん、味噌汁、常備菜を基本にしており、毎回、食堂に来る子供は食材や栄養のこと、調理の段取りを学ぶことができます。時には、地元料理の沖縄そばや、ナン・ピザを粉から手づくりすることもあり、手でこねる作業が楽しいと人気を集めています。これらの調理体験は食に関する知識や経験だけでなく、チームワークや協調性など、子供たちのコミュニケーション能力を高めることも狙いの一つとしています。

さらに月に一度、季節に根差したイベントも開催しています。夏は流しソーメンやカレーパーティー、秋は親子でのバーベキューやシークワーサー狩り、冬はクリスマス料理やおせち料理への挑戦など、子供たちの心に残る思い出づくりにも力を注いでいます。

運営は当初、小学校のPTA会員や民生委員、てだこ市民大学の学生、地域住民及び大学生から成る、見守りボランティアの21名から始まりました。活動を始めてまもなく報道に取り上げられたことをきっかけに、地域の6自治会の協力、近隣地域の個人的な協力が得られるようになりました。

食材については、地域住民からの寄付や寄贈、さらに食品メーカー3社からの提供支援により、現在は備蓄できるまでの状況になっています。

活動を通じた子供達の反応は“お母さんが体調不良の時にご飯を作ってあげると喜んでくれていたのが嬉しかった”、また地域の大人たちも、“自分の子や孫が通っている学校にもそういう子がいるんだ”と身近な問題として感じるようになり、“自分にもできることを…”と地域の協力者が増えてきています。

今後は、この活動がどの校区内でも地域と連携してできるものとし、沖縄県内各地に広がりつつあるこども食堂との情報共有や連携を深めていく予定です。

地域住民からいただいた野菜を使い、みんなで作った料理をみんなで食べる風景。

地元の料理である沖縄そばを手作り。

こねる作業は子供たちから楽しいと評判。
## 事例

## 調理体験を通じて、子供たちの「環境に配慮した食の自立」、「五感の育成」を推進

東京ガス株式会社

東京ガスでは、子供の食の知識の低下と、生活習慣病の低年齢化に危機感を抱いたことから、まだ食育という言葉が一般には流布していない平成4（1992）年より、小学生及び親子を対象とした料理教室「キッズイン ザ キッチン」を開始しました。また、世間に環境への意識の高まりが見え始めた平成7（1995）年からは、食生活を入口に環境にやさしい生活を考える「エコ・クッキング」の普及活動を開始し、「キッズイン ザ キッチン」の中にもその要素を取り入れて、エネルギーや環境問題について考えるきっかけを提供しています。

「キッズ イン ザ キッチン」では、「環境に配慮した食の自立」と「五感の育成」の2つを柱に、食を通して「生きる力」を身に付けてもらうことを目的に、経験豊かな講師が、旬の素材を使ったバランスの良いメニューを教えています。4歳～小学2年生の親子を対象にした親子クラスでは、加熱前と加熱後で見た目の変化を感じるなど、料理の楽しさや、食材がおいしく変化していくことを親子一緒に五感で学ぶ体験を提供しています。小学3年生から6年生を対象にした子供クラスでは、包丁やコンロの使い方などの調理技術の他に、食材や行事食などの食文化にも興味を広げ、子供たちだけで料理を学び体験する機会を提供しています。また同時に、各回のレシピの中には、火力調節や、鍋にふたをするといった「エコ・クッキング」のアイデアを効果的に盛り込み、「買い物・調理・食事・片づけ」という一連の食の体験の中でできる環境への配慮の仕方についても伝えています。

「キッズ イン ザ キッチン」は年間約1万人の子供が参加しており、好評です。子供からは“楽しかった”、“嫌いなものが食べられた”、“ぐつぐつという音が面白かった”などの声が、また保護者からは、“子供が食や調理、五感に興味を持つようになった”、“手伝いをするようになった”などの意見が聞かれ、子供の食への意識が高まるとともに、食卓でも話題に上がり家庭にも浸透している様子がうかがえます。

今後もこれまで同様、食とエネルギーが台所で結びついて生まれる「炎の調理」を核に、幅広い食育活動を展開していく予定です。

子供たち同士で協力しながら、真剣な眼差しで調理をする。

エコ・クッキングの一例。

（左）鍋底の水滴を拭きとってから火にかける

（中）鍋底から炎がはみ出さないようにする

（右）鍋を火にかける時はふたをする

「エコ・クッキング」、「キッズ イン ザ キッチン」は東京ガスの登録商標です。
コラム

# 「生きる力を育む、『食』のぬくもり」 ～映画「はなちゃんのみそ汁」とのタイアップ～

農林水産省では、平成27（2015）年12月から公開された映画「はなちゃんのみそ汁」とのタイアップを行い、地方農政局等や関係団体を通じて、タイアップ版のポスター・チラシを配布することにより、映画の周知を行いました。

この映画は実話を元にしており、病魔に襲われ残り少ない命を覚悟した母親が、当時4歳の娘の「はな」に、鰹節を削り、出汁をとるところから始めるみそ汁づくりや、自家製のみそづくりなど料理や家事を教えることを通じて、生きる力を伝えていく、という物語です。映画のテーマは「食べることは生きること」であり、映画全体から食べることの大切さが伝わってくる内容となっており、食を通して家族のあたたかい時間が記憶に刻まれていく様子が描かれています。

食育基本法においても、子供たちが豊かな人間性を育み、生きる力を身に付けていくためには何よりも「食」が重要であること、また、子供たちに対する食育は、

生きる力を育む、「食」のぬくもり

映画のポスター（農林水産省タイアップ版）

心身の成長及び人格の形成に大きな影響を及ぼし、生涯にわたって健全な心と身体を培い豊かな人間性を育んでいく基礎となるものであることがうたわれています。

本映画を見た感想として「家族みなが、健康で元気に笑顔で過ごすことができるよう、食生活に気をつけて、子どもの成長を見守っていきたい」、「健康を意識して自分で和食を作ることができるようになることが大変重要と改心し、具だくさんのみそ汁を作ることから始めました」などが寄せられており、本映画が、食について考える一つのきっかけとなることが期待されます。
## 事例

# スポーツ栄養のプロフェッショナルが企画・運営するジュニアアスリートの保護者・指導者への食育

# ～未来のトップアスリートのための体感型スポーツ栄養セミナー～

公益社团法人 日本栄養士会

日本栄養士会では、2020年の東京オリンピック・パラリンピック競技大会で活躍が期待されるジュニアアスリートの年代の保護者と指導者を対象に、スポーツ栄養のプロフェッショナルである公認スポーツ栄養士 $ ^{*} $ がチームを組み、「体感型スポーツ栄養セミナー」を企画・運営しています。平成27（2015）年度の東京での開催を皮切りに、平成28（2016）年度より全国で展開し、4年後には5,000名の修了者を輩出する予定です。

発育発達期であるジュニアアスリートは、栄養・運動・休養をバランスよく保つことが大切です。最近では、社会環境の変化により、このバランスを保つために、正しい、あるいは、適切な知識を習得し、生活の中に取り入れることが必要となっています。そこで、今回のセミナーでは、ジュニアアスリートの健やかな発育発達を促すとともに競技力向上のためのスポーツ栄養の基礎知識と、その知識が家庭やスポーツの現場で活用・実践できるように、体感型の教育を行うことを目的にプログラム内容を組み立てました。

## ～プログラム～

1 時間目「食の基礎知識－競技力向上のベースとなる心とからだづくり－」

身体活動と身体づくりの関係、毎食バランスよく食べなくてはいけない理由、バランスの良い食事とは、たんぱく質や糖質の摂取の考え方、睡眠と朝食のかかわりについて講義。

2時間目「アスリートの食事－食べる！喜ぶ！アスリートメニュー・レシピ」

バランスよく食べるために、食事構成（主食・主菜・副菜）、献立、レシピ、料理、食材に分け、それぞれの考え方と実践するために必要なスキル、食べる量について詳しく解説。

3時間目「毎日の食卓に、スポーツ栄養を」

昼食での献立を例に、献立の組み立て方、レシピ、調理上のスキルや留意点について説明するとともに、デモンストレーションを実施。

※レバーの下処理や手が痒くならない山芋の摺り方、大麦の戻し方などを実演。

## 4 時間目「実践！試合前・中・後の食事

## 一 勝利に近づくためにー」

食事が試合期の大切なコンディションニング要因のひとつであることから、試合前・当日・後の食生活について具体的に、注意点や留意点を含めて解説。

## 5 時間目「熱中症の予防 ーリスクを回避する、正しい水分補給法を学ぶー」

体内の水分代謝のメカニズム、脱水とは、熱中症の症状と予防法、水分補給の必要性とその方法について解説。その際、スポーツ飲料の内容を確認するための表示の見方などを、実際にスポーツ飲料を手にした実習。

レバーが苦手な子供のための

「スポーツ栄養ハンバーグ」や

「鶏レバーとおつまみナッツの炒め和え」など

献立一つひとつにテーマを持たせた

「アスリート弁当（アス弁）」を味わって体感
第3節 子供や若者及びその保護者に対する食育推進

修了式では、受講者に修了証を授与し、6時間に及ぶセミナーを終了しました。

今回の公認スポーツ栄養士が企画・運営したセミナーを通して受講者に伝えたことは、「ジュニアアスリートの健やかな発育発達のために保護者や指導者が正確な知識を持ち、それを活用することの大切さと、家庭やスポーツ現場での知識の活用がアスリートへの教育につながり、それが食習慣となって一生にわたる財産となる」ことです。2020年に開催される東京オリンピック・パラリンピック競技大会は、子供たちがスポーツの楽しみや喜びを感じ、競技力向上への興味を育む絶好の機会となります。この機会を利用して、スポーツ栄養から子供たちへの食育の重要性を普及・啓発する発信元として、公益社団法人日本栄養士会はこのセミナーを継続して実施していきます。

※公認スポーツ栄養士は、アスリート、スポーツ愛好家、健康の保持・増進のために運動を行っている人に対して栄養サポートや栄養管理を専門に行う管理栄養士であり、公益社団法人 日本栄養士会と公益財団法人 日本体育協会が共同で認定している資格です。

東京で開催したセミナーでは151名に修了証が授与されました

受講者に授与した修了証
論的にはっきりした意味を持っており,資本移動が過去の金利差の変化にラグを以って反応することを明確にしている。そのラグ・パターンを具体的に計量的に推定することが次章での課題である。

## 第2章 資本移動関数の計測

## 金利裁定

本章では,前章で述べてきた資本移動関数をわが国のデータに即して計量的に推定することを試みる（従って,式の番号は前章から連続しているので注意されたい）。

前章において導いた資本移動関数によれば，資本移動はすべて金利裁定によって生じると考えられている。したがって我々はまず，この金利裁定は現実に行われているとみなして差支えないかどうかについて考えてみたい。

金利裁定による資本移動が活発に行われているかどうかを知るにはさまざまなアプローチがありえよう。一方においては,短資移動に関するさまざまな規制がいつ,どのような形で撤廃されていった（あるいは強化されていった）かを歴史的に跡づけることが有益である。たとえば東京外国為替市場においては1979年5月以降現先取引・譲渡性預金（CD）等について非居住者の市場参加が認められ,裁定的取引が拡大する条件のひとつが整備された。後にも見るように,この措置は利子裁定取引の活発化を促進する上で極めて効果的であったと考えられる。今ここで,資本取引の自由化のプロセスを詳細に追うことは試みないが $ ^{1} $ ,この種の知識は金利裁定取引が現実にどの程度可能であったかを考える上で極めて有益である。

さて,本稿では金利裁定取引が現実に充分行

11）なお,この点に関しては次章の付論（神取道宏氏による）も参照されたい。

Niehans(1975)は資本移動を金利差の関数であると同時に $ s_{t+1}-f_{t} $ の関数でもあるともみなしていると解される(Niehansは先物レートを考えていないけれども)。下図は自国金利が上昇した場合に自国から資本が流出されるケース $ (a_{4}<0) $ を図示したものであるが,この図からわかるように,そのような場合は $ s_{t+1}(P $ 曲線と $ f_{t} $ 軸との交差点がそれにあたることが先物為替の投機的需要関

数の形から明らかである。）と$f_{t}$との間には$t_{t}s_{t+1}>f_{t}$なる関係がある。すなわち,このような場合投機者は自国通貨が将来減価すると予想しているのである。したがってNiehansの如く資本流出量が$t_{t}s_{t+1}-f_{t}$の増加関数であると考えるのは理由のないことではない。ただしNiehansのようにこの種の資本移動を投機的と名付けるのはミスリーディングである。ここでの資本移動は要するに利子裁定に伴って生じているのであり,それ以上でも以下でもない。

そのような試みは小宮・須田[1983]が包括的に行っている。

2] 元来のモデル(1)～(3)にとって,金利裁定式(3)の成立は必ずしも必要ではない。(3)が成立すると仮定する代りに,利子裁定に基づく為替需給を $ \widetilde{A}(i-i^{*}-f+s) $ と定式化しても,ツィアンのモデルは殆ど同様に成立する。したがって,たとえ利子裁定式(3)が厳密に成立しなくても理論的な問題は生じない。しかし,以下に見るように,現実には(3)の関係はほぼ成立しているように思われる。特に最近ではそうである。
われているか否かを見るため,前章の金利裁定式

$$ i=i^{*}+f-s\quad\cdots\cdots\cdots\cdots(3) $$

が成立しているか否かを計量的に検討することとする $ ^{2} $ 。

第1表を見てみよう。この表は被説明変数として東京外国為替市場における3ヶ月物の先物プレミアム,説明変数として3ヶ月物現先レート・マイナス・ユーロダラー金利をとり,回帰係数を計算したものである。もし金利裁定式の関係が成立するのなら定数項はほぼゼロ,国際金利差 $ (i-i^{*}) $ にかかる係数はほぼ1と推定されるはずである。さらに,第2表には,説明変数iとして現先レートの代りに手形レート（2山越）をとったものの推定結果を用いてある。いずれもデータは月次データである $ ^{3} $ 。

第 1 表 金利裁定条件

(先物プレミアム vs 現先レートマイナスユーロ・レート) (i) (i*)

期間	定数項	i-i*	R²	DW
1 52. 2～55.12	-.011 (2.8)	.88 (10.6)	.71	.52
2 52. 7～55.12	-.013 (2.5)	.85 (8.3)	.63	.50
3 53. 2～55.12	-.007 (1.2)	.92 (8.0)	.65	.44
4 53. 7～55.12	.002 (.3)	1.04 (8.9)	.73	.55
5 54. 2～55.12	.007 (2.0)	.98 (15.1)	.91	1.91

## 推 定 结 果

推定結果は標本期間のとり方によりさまざまであるが,全体として次の傾向を見ることができる。まず,第2表の最初の二つの推定結果から見てもあきらかなように,第一次石油危機（昭和48年後半)直後の観測値を含むサンプルを用いると推定式の適合度は極端に悪くなる。実際,48年10月～49年3月頃までのサンプルでは金利裁定の関係が大きく乱れていることがサンプルを一見しただけでも明らかであり,第一次石油危機に伴う資本流出規制・流入促進の諸措置がこのような観測値を生み出すのに大きな役割を果たしていることは言うまでもないことであろう $ ^{4} $ 。

第 2 表 金利裁定条件

(先物プレミアム vs 手形レートマイナスコーロレート) (i) (i*)

期間	定数項	i-i*	R²	DW
47. 6～55.12	-.20×10-2 (.37)	.988 (6.8)	.31	.57
48. 6～55.12	.51×10-3 (.08)	.984 (6.6)	.32	.53
49. 6～55.12	-.15×10-1 (6.9)	.758 (14.7)	.73	.69
50. 6～55.12	-.13×10-1 (5.9)	.845 (16.3)	.80	.90
51. 6～55.12	-.12×10-1 (4.6)	.88 (15.3)	.81	.90
52. 6～55.12	-.15×10-1 (3.8)	.82 (10.1)	.71	.81
53. 6～55.12	-.96×10-2 (1.8)	.88 (9.1)	.73	.85
54. 6～55.12	-.46×10-2 (1.2)	.80 (11.8)	.89	1.90

このように利子裁定式の関係が大きく乱れた時期は,第一次石油ショック後の数ヶ月を除くと,ほとんどない。第一表の各式や第2表の第3式以下では推定式の適合度は次第に上昇する傾向を見せており,利子裁定的な関係は大体において成立するようになってきている。特に,第一表の最終式（観測期間54/2～55/12）では金利
差にかかる係数はほぼ1に近く,適合度 $ (\overline{R}^{2}) $ も.91であって説明力が高い。この推定式では,ダービン・ワトソン比が1.91に達しており,残差の系列相関はほとんど見られない。つまり,この推定式では先物プレミアムは金利差 $ i-i^{*} $ によってほぼ完全に説明されているのであり,金利裁定は厳密な意味で充分成立していると言って差し支えない。先に述べた通り,54年5月には現先取引への非居住者の参加が認められるようになっており,このことが金利裁定式の厳密な意味での成立に大きな役割を果たしていることはほぼ確実なことのように思われる。

今までに説明した式以外の推定式（第1表の第1式～第4式,第2表の第3式～第8式,但し,第8式では金利裁定関係はやはりほぼ成立していると見てよいであろう。同式のDW比の値が他と比べて格段に大きいことに注意せよ）は,どうであろうか。これらの式においては金利差 $ (i-i^{*}) $ に付せられる係数の推定値は1より小さい（が有意）場合が多く $ ^{5} $ ,ダービン・ワトソン検定の結果によれば,残差には明らかに正の

第6図 第1表第1式の残差

系列相関が見られる。第6図aに,第1表第1式の残差項を示しておいた。サンプルとして最近時点のもののみをとればこの系列相関は消える（先述）のであるから,第1表の第1式～第4式に正の系列相関があらわれたのはこれらの式の推定に用いられたサンプルが短資移動に規制のあった時期に産み出されたものであるためと考えるのが最も自然であろう。特に,1977年から1979年はじめまではわが国の経常収支が大幅な黒字を呈した時期が含まれており,そのため資本流入抑制・流出促進のさまざまな手段がとられていた。この結果として金利裁定関係式の成立が妨げられたものと考えられる。

## 1 ヶ月ものについての金利裁定

以上の推定は,3ヶ月金利および3ヶ月もの先物プレミアムを用いて行ったものである。そこで次に,1ヶ月ものの金利と1ヶ月先物プレミアムを用いた場合を考えてみよう。

第3表は日本の現先レートと1ヶ月もののユーロダラー・レート $ ^{6} $ との間に金利裁定式が成

5」もっとも,この係数が1である必然性は必ずしもない。iとi*とが性質のほぼ類似した証券の利子率ならばともかく,そうでなければこの係数を1とする理由も薄弱である。

6」現先レートは経済統計月額,1ヶ月ものユーロダラー・レートは,World Financial Markets (Morgan Guarantee Trust)による。
第 3 表 OLS による 1 ヶ月ものの金利裁定式

1 ヶ月もの先物プレミアム= $ a+b(i-i^{*}) $

i : 現先レート $ i^{*} $ : ユ一口金利

推定式番号	推 定 期 間	定 数 項	金 利 差	R²	DW	SE
1	77.2～80.12	-.10×10-1(1.8)	.96(8.2)	.59	.74	.27×10-1
2	77.2～82.12	-.10×10-1(2.4)	.91(12.9)	.70	.78	.22×10-1
3	77.7～80.12	-.14×10-1(2.0)	.89(6.5)	.51	.65	.27×10-1
4	78.2～80.12	-.11×10-1(1.2)	.94(5.8)	.49	.57	.29×10-1
5	78.7～80.12	.64×10-2(0.78)	1.16(8.4)	.71	.46	.23×10-1
6	79.2～80.12	.15×10-1(3.2)	1.12(14.5)	.91	1.18	.12×10-1
7	77.2～79.4	-.18×10-1(2.6)	1.23(6.7)	.63	1.36	.26×10-1
8	79.5～80.12	.16×10-1(4.3)	1.12(18.1)	.95	.85	.98×10-2
9	79.5～82.12	.10×10-1(3.5)	1.10(26.4)	.94	1.09	.95×10-2

第 3 表 a GLS（Cochrane-Orcutt）による金利裁定式

推定式番号	推 定 期 間	定 数 项	金 利 差	R²	DW	SE	ρ
1 a	77.3～80.12	-.82×10-2(0.74)	1.00(5.5)	.40	2.46	.21×10-1	.63
2 a	77.3～82.12	-.91×10-2(1.15)	.93(8.1)	.48	2.43	.18×10-1	.61
3 a	77.8～80.12	-.14×10-1(1.1)	.93(4.9)	.37	2.53	.20×10-1	.68
4 a	78.3～80.12	-.89×10-4(0.01)	1.08(5.3)	.45	2.64	.20×10-1	.69
5 a	78.8～80.12	.12×10-1(1.0)	1.16(8.1)	.70	2.58	.14×10-1	.70
6 a	79.3～80.12	.17×10-1(4.0)	1.13(16.6)	.93	1.37	.94×10-2	.18
7 a	77.3～79.4	-.17×10-1(1.8)	1.19(4.6)	.44	2.05	.25×10-1	.30
8 a	79.6～80.12	.16×10-1(2.7)	1.13(13.8)	.91	1.91	.84×10-2	.53
9 a	79.6～82.12	.72×10-2(1.7)	1.05(18.5)	.89	2.11	.86×10-2	.45
被説明変数	同 時 内 生 変 数	先
最終支出
プロック	労 働・
稼 動率
プロック	賃金・物価
プロック	分配所得・
財 政
プロック	国内金融
プロック	国際収支・
為替レート
プロック	最終支出
プロック
KLA	KDLA
KLPA
KLL	KDIL
KLPL
KSA	FSA
FSL	FSA
BPSC
KSL	FSL
FP	FXF
FXS
SP	FXSE
FXS
BPO	BPSC
BPC
BPLC

(貿易連関モデルとのインターフェイス)

PXCATL	PXG	FXS
MCATL PMCATL	MGV FXS
PMG	FXS
XG

## 第3節 最終テストの結果

前節で説明したカナダ・モデルを単独モデルとして操作した場合に，それが全体としてどの程度現実のカナダ経済の変動を追跡できるかを見るために，われわれはいわゆる最終テストと呼ばれる標本期間内における動学的シミュレーションをいくつかの期間について行ってみた。第3．1表は，1969年第1四半期～1978年第1四半期（37四半期）および1974年第1四半期～1978年第1四半期（17四半期）というシミュレーション期間についての最終テストの結果を示したものである。前者は最も長い期間を，また後者は変動レート制度採用後の比較的最近の期間を取り上げたものである。また，前者の期間については，主要変数の動きを実績値と比較したグラフが本節への付録として掲げられている。

第3．1表からも明らかなように，平方平均二乗％誤差で見た誤差率の全般的な水準は，実質GNPで1％前後，労働供給および雇用量が1％弱，名目賃金率およびデフレーターが1～2%（ただし，住宅投資と輸入のデフレーターは3％前後），名目GNPおよび可処分所得が2％程度，長・短期利子率が3～5%，実質財
世界経済モデルにおけるカナダ経済の短期予測モデル

決 内 生 変 数	外 生 変 数	方程式番号
労 働・稼動率プロック	賃金・物価プロック	分配所得・財 政プロック	国内金融プロック	国際收支・為替レートプロック	国内変数	海外変数
6-39
6-40
KSA	6-41
6-42
KSL	6-43
6-44
6-45
6-46

7-1
7-2

PMCATL	7-3
XCATL	7-4

貨輸出入が2～6%，為替レートが2～3%であり，また平方平均二乗誤差で見た各種国際収支尻の誤差の大きさは，貿易収支，経常収支，長期資本収支がいずれも20億ドル（カナダ・ドル）弱，そして短期資本収支が20億ドル台となっている。これは，この種のマクロ計量モデルとしては，ほぼ満足できる水準といえるであろう。

百分比誤差率が類似のモデルと比べて比較的小さいと思われる変数は，為替レート，稼動率，名目利子率等であり，失業率もその中へ加えることができるかもしれない。他方，誤差率の大きい部類に属する変数としては，住宅投資と住宅投資デフレーター，および貨輪入が挙げられるであろう。住宅投資については，循環的変動をやや過度に再現している傾向があり，また住宅投資デフレーターについては，1973～74年における急上昇がうまく把えられていない。財貨輸入については，必らずしも輸入関数自体の問題というよりは，説明変数である国内支出項目とデフレーターの誤差に起因する部分が大きいものと思われる。また，民間設備投資関数が1973～75年の高投資水準を説明していないのは，エネルギー関連投資に考慮を払わなかったためであろうし，在庫投資関数が在庫投資の循環的変動をきわめて緩慢にしか追ってい
ない点にも反省すべき問題がある。これらの点は，将来のモデル改訂の際に改善して行くこととしたい。

上記のような内挿テストのパーフォーマンスの特徴は，他の期間区分についてもほぼ妥当する。もちろん，固定レート制度が採られていた期間については，為替レートの誤差は小さく，国際収支尻の変動規模も小さかったが，しかし変動レート制度の期間を含めても，また後者の期間だけを取り出しても，体系のパーフォーマンスが大きく異ならないのは，第3・1表も示すとおりである。また，シミュレーションの開始時期や動学的シミュレーション期間の延長によっても，モデルの追跡力が大幅に劣化するということはなかった。

第3・2表は，標本外の期間における最終テストの結果を要約したものである。これは通常事後予測と呼ばれているもので，方程式の推定に用いられた標本期間以後の期間について，外生変数に実績値を与えて動学的シミュレーションを行い，内生変数の計算値を実績値と比較してモデルの現実説明力を判断するために行われる。もっとも，第2節で示したように，われわれのモデルでは多くの方程式の推定期間がデータの利用可能性の制約によって1978年第1四半期までとなっており，他方，同年第4四半期までのデータを用いた推定式もかなり存在する。したがって，第3・2表では1978年第2四半期～1979年第4四半期の7期間について動学的シミュレーションを行い，誤差の指標については，同期間に関するものとともに1979年第1四半期～同年第4四半期に関するものをも算定した。また，為替レートの内生化による誤差の拡大がどの程度生じるかを確認するために，為替レートに実績値を与えた場合（上段）と為替レートを内生化した場合（下段）の比較も行っている。しかし，為替レートの事後予測誤差率が2～3％という低い水準であったため，輸入価格の誤差による名目輸入額の誤差率の若干の増大を別にすれば，両者の間に大きな相違は存在せず，むしろ為替レートを内生化した場合のほうが誤差（率）が小さくなっている変数も多く見られる。

第3. 1表 標本内の期間における最終テストの結果

変数	単位	平方平均二乗
誤差	平方平均二乗
%誤差	フォン・ノイ
マン比
GNP	100万カナダ・ドル	1366.2	1.30	0.70
1023.3	0.87	1.16
C	”	1161.9	1.81	0.41
1059.2	1.44	1.10
IFP	”	574.2	3.79	0.48
541.6	3.17	0.80
IHP	”	607.8	11.27	0.31
347.5	5.65	0.88
II	”	868.3	-	1.06
938.7	-	1.38
X	”	599.7	2.54	1.76
580.1	2.19	1.96
M	”	1355.5	5.22	0.24
961.5	3.12	0.61
GNPV	”	3688.4	2.28	0.32
3996.6	2.07	0.79
XV	”	1140.4	3.22	1.32
1283.3	2.66	1.29
MV	”	2102.6	5.38	0.32
2381.3	4.80	0.43
変数	単位	平方平均二乗誤差	平方平均二乗%誤差	フォン・ノイマン比
LF	100万人	0.060	0.65	0.58
0.065	0.64	0.54
LE	"	0.080	0.97	0.37
0.080	0.85	0.88
UR	%	0.49	8.96	0.29
0.38	6.47	1.09
CU	最大値=100	2.19	2.36	0.39
1.85	1.99	0.49
WR	時間当りカナダ・ドル	0.078	1.38	0.43
0.072	1.22	0.89
PGNP	1971=1.0	0.025	1.58	0.19
0.025	1.52	0.77
PC	"	0.021	1.48	0.14
0.016	1.07	0.65
PIFP	"	0.020	1.45	0.23
0.024	1.60	0.35
PIHP	"	0.048	3.34	0.09
0.060	3.33	0.25
PCG	"	0.033	1.92	1.20
0.035	1.93	2.24
PIG	"	0.033	2.32	0.38
0.044	2.78	0.48
PX	"	0.032	1.94	0.66
0.028	1.63	1.14
PM	1971=1.0	0.035	2.40	0.70
0.047	2.90	0.59
PXG	"	0.034	2.07	0.58
0.032	1.85	0.82
PMG	"	0.041	2.75	0.50
0.056	3.36	0.44
YD	100万カナダ・ドル	2652.5	2.51	0.38
2633.3	1.99	0.88
TR	"	557.4	4.22	0.63
468.4	2.37	1.20
M1	100万カナダ・ドル	360.1	2.51	0.16
250.5	1.36	0.83
RSO	年率%	0.359	5.13	1.45
0.334	3.71	1.12
RLO	"	0.330	4.25	0.82
0.334	3.71	1.11
RMO	"	0.398	3.78	0.81
0.479	4.14	0.54
XG	100万カナダ・ドル	472.0	2.46	2.02
445.6	2.09	1.95
MG	"	1197.4	6.25	0.24
845.2	3.70	0.59
BPT	"	1876.7	-	0.29
1742.3	-	0.49
BPC	"	1868.6	-	0.33
1644.8	-	0.67
変 数	単 位	平方平均二乗誤差	平方平均二乗%誤差	フォン・ノイマン比
BPLC	100万カナダ・ドル	1133.5	-	1.15
1756.3	-	1.39
BPSC	”	2109.8	-	1.41
2098.8	-	2.67
FXS	1972=1.0	0.028	2.75	0.52
0.035	3.36	0.45
FXF	”	0.028	2.76	0.51
0.035	3.39	0.45
FXSE	”	-	-	-
0.033	3.13	0.60

注）表中の数字は，1982年2月ヴァージョンのカナダ・モデルを用いた動学的シミュレーション・テストの結果を示したもので，上段の数字は1969：I～1978：I，下段の数字は1974：I～1978：Iのシミュレーション期間によるものである。

第3. 2表 標本外の期間における最終テストの結果

変数	単位	平方平均二乗誤差	平方平均二乗%誤差
78:II～79:IV	79:I～79:IV	78:II～79:IV	79:I～79:IV
GNP	100万カナダ・ドル	6075.2	7181.4	4.69	5.53
5753.4	6864.9	4.44	5.29
C	”	4665.5	5802.4	5.74	7.11
4405.8	5387.8	5.42	6.62
IFP	”	333.0	367.8	1.82	1.97
344.6	390.4	1.88	2.09
IHP	”	2354.9	2898.7	42.5	52.8
2296.5	2815.8	41.5	51.2
II	”	1057.4	1379.2	-	-
1017.8	1314.0	-	-
X	”	1145.1	1483.5	3.62	4.72
1267.0	1674.5	4.02	5.31
M	”	1130.6	1401.9	3.14	3.87
1132.3	1415.7	3.14	3.92
GNPV	”	21484.7	25599.7	8.30	9.70
20189.6	23958.7	7.82	9.06
XV	”	3694.5	3670.0	5.28	5.00
4053.6	4856.6	5.54	6.45
MV	”	2195.3	2729.4	2.62	3.15
3902.7	4879.9	4.65	5.71
LF	100万人	0.053	0.051	0.48	0.45
0.049	0.042	0.44	0.38
LE	”	0.061	0.073	0.60	0.71
0.055	0.064	0.54	0.63
UR	%	0.35	0.43	4.68	5.82
0.35	0.42	4.64	5.73
WR	時間当りカナダ・ドル	0.381	0.462	5.14	6.19
0.370	0.447	5.00	5.94
PGNP	1971=1.0	0.070	0.082	3.55	4.07
0.066	0.075	3.32	3.71
PC	”	0.019	0.024	1.02	1.28
0.021	0.028	1.12	1.47
世界経済モデルにおけるカナダ経済の短期予測モデル

变 数	单 位	平方平均二乘误差	平方平均二乘%误差
78:II~79:IV	79:I~79:IV	78:II~79:IV	79:I~79:IV
PIFP	1971=1.0	0.063	0.081	3.20	4.10
0.061	0.080	3.13	4.05
PIHP	”	0.145	0.187	5.70	7.31
0.142	0.183	5.59	7.15
PCG	”	0.108	0.140	4.66	5.37
0.104	0.134	4.48	5.76
PIG	”	0.153	0.186	7.47	9.17
0.153	0.191	7.44	9.22
PX	”	0.077	0.059	3.60	2.61
0.069	0.058	3.16	2.38
PM	”	0.016	0.021	0.71	0.92
0.051	0.060	2.30	2.62
PXG	”	0.083	0.060	3.85	2.60
0.070	0.049	3.23	1.96
PMG	”	0.000	0.000	0.00	0.00
0.064	0.075	2.77	3.11
YD	100万力ナダ・ドル	17568.3	21315.3	9.80	11.7
16572.4	20040.5	9.26	11.0
TR	”	3917.3	4983.1	14.7	18.6
3771.3	4803.2	14.1	18.0
M1	100万力ナダ・ドル	863.4	963.5	3.76	4.12
807.9	876.9	3.52	3.78
RSO	年率%	0.756	0.973	6.21	7.75
0.785	1.011	6.40	8.03
RLO	”	0.276	0.315	2.81	3.16
0.275	0.314	2.81	3.17
RMO	”	0.632	0.803	5.51	6.98
0.635	0.806	5.52	6.97
XG	100万力ナダ・ドル	1633.4	2126.5	6.22	8.09
1666.9	2181.1	6.33	8.22
MG	”	931.9	1105.0	3.54	4.10
885.2	1001.1	3.39	3.75
BPT	”	3007.5	3183.6	-	-
2816.7	2628.1	-	-
BPC	”	3672.5	3222.1	-	-
3191.7	2423.0	-	-
BPLC	”	4411.4	4363.3	-	-
4339.2	4300.3	-	-
BPSC	”	40221.2	44964.0	-	-
9960.3	12736.2	-	-
FXS	1972=1.0	0.000	0.000	0.00	0.00
0.033	0.037	2.77	3.11
FXF	”	0.001	0.002	0.12	0.12
0.033	0.036	2.69	3.02

注）表中の数字は，1978：II～1979：IVの期間について行われた動学的シミュレーション・テストの結果から，同期間および1979：I～1979：IVの期間についての誤差に基づいて算定されたものであり，上段の数字は為替レートを外生的に与えた場合，下段の数字はそれを内生的に決定した場合を示す。第3.1表で報告されたCUおよびFXSEについては，シミュレーション実行時に実績値がなかったため，誤差は計算されていない。
為替レートを内生化した場合のほぼ完全な標本外の期間における事後予測の誤差率は，実質GNPが5％程度，GNPデフレーターが4％，名目GNPが9％，短期および長期金利がそれぞれ8および3％，実質財貨輸出入がそれぞれ8および4％，貿易収支ならびに経常収支の平方平均二乗誤差が約25億ドル，長期および短期資本収支のそれがそれぞれ40億および130億ドルであった。住宅投資とそのデフレーターに問題がある点は内挿テストの場合と同様である。また短期資本収支が，国際収支制約を満足するための残差に近い仕方で決定されているために大幅な誤差を示しているが，これはいわば為替レートの誤差率が低いことの代償ともいえる。ともあれ，第2次石油危機の影響を含む期間についての事後予測の結果としては，比較的妥当なものといっても過言ではないであろう。

第3. 3表は，米国連邦準備制度多国モデルの中のカナダ・モデルに関するテスト結果が公表されているので，参考までにわれわれのそれと比較したものである。シミュレーション期間が異なるために厳密な比較はできないが，実質GNPとアブソープション・デフレーターについてはMCMの誤差が小さく，失業率，短期金利および為替レートについては，われわれのモデルの誤差が小さいといえるかもしれない。実質商品貿易の誤差の特徴が，輸出・輸入および標本内・標本外のいずれの面でもきわめて似通っているのが興味深い。

## 第3節への付録 最終テスト結果のグラフ

以下のグラフは，1982年2月ヴァージョンのカナダ・モデルについての1969年第1四半期～1978年第1四半期の期間における最終テストの結果を示したもので，実線が実績値を，点線が計算値を表わす。

第3. 3表 MCMのカナダ・モデルとの最終テスト結果の比較

変 数	標本期間内の平方平均二乗%誤差	標本期間外の平方平均二乗%誤差
MCM(64:IV～75:IV)	EPA(69:I～78:I)	MCM(76:I～77:I)	EPA(79:I～79:IV)
GNP	2.4	1.3	1.4	5.3
PA	0.6	1.5	0.6	3.4
UR	14.1	9.0	12.8	5.7
CU	4.0	2.4	1.1	—
RSO	26.1	5.1	17.5	8.0
XG	1.2	2.5	7.4	8.2
MG	6.7	6.2	3.6	3.8
PXG	2.2	2.1	10.6	2.0
PMG	2.6	2.7	10.6	3.1
FXS	2.5	2.7	10.8	3.1
NFA	57.7	22.6	23.7	37.4

注）MCMのカナダ・モデルについては，Howe(1982)，p．16参照。

EPAの欄は，第3．2表下段の為替レート内生化ケースによる。
C

IFP
IHP

II
X

M
MV

GNPV
UR

CU
WR

PGNP
PC

PIFP
PIHP

PCG
PIG

PA
PX

PM
PXG

PMG
PXS

PMS
YD

NW
YW

CCA
TAX

TR
M1

RS
表 2.5 と表 2.6 には，同じ標本期間で， $ s_{E} $ や $ s_{U} $ を入れて，勤労者世帯平均の貯蓄率を被説明変数として同様に推定した結果が示されている．有効求人倍率の逆数で測った指標を説明変数とした表 2.5 について見ると，有効求人倍率の逆数で測った予測の分散( $ s_{E} $ )を加えた推定では， $ s_{E} $ の係数が有意に正とならない $ ^{12} $ ．

これは，表2.5-1でも表2.5-2でも同じ結果である．完全失業率で測った指標を説明変数とした表2.6でも，予測の分散( $ s_{U} $ )を加えた推定では， $ s_{U} $ の係数が有意に正とならない $ ^{13} $ ．以上より，カールソン・パーキン法で生成された雇用環境の予測についての（世帯間）分散は，雇用リスクとして捉える指標と考えにくい上に，貯蓄率の動向に対する説明力もないことが確認された．

雇用環境の予測の分散（ $ s_{E} $ ， $ s_{U} $ ）の推移は，図2.4-3，2.4-4に示されているように，前述の市井で認識された雇用リスクとはほとんど整合的に対応していない．したがって，本稿での推定結果にもあるように，雇用環境の予測の分散（ $ s_{E} $ ， $ s_{U} $ ）は貯蓄率に対して有意な相関をもたなかったと考えられる．

### 2.3 雇用リスクによる予備的貯蓄仮説の説明力

前節の分析からは，雇用リスクによって説明できる予備的貯蓄仮説が，近年の貯蓄率の動向をうまく説明できる可能性が示唆される．ただし，この仮説の妥当性は，さらに他の変数を用いた推定を比較することによって吟味する必要がある．そこで，この節ではこの論点についてさらに分析を試みる．

まず，この雇用リスクの指標（ $ m_{E} $ と $ m_{U} $ ）は，所得リスクの指標（ $ s_{Y} $ ）と比較して，どれほど勤労者世帯平均の貯蓄率の動向に対して説明力を持つかを考察するべく， $ m_{E} $ や $ m_{U} $ と $ s_{Y} $ を同時に説明変数として推定を試みた．標本期間を
1986 年第 1 四半期～1998 年第 1 四半期として推定した結果は，表 2.7 に示されている．いずれのケースにおいても雇用リスクの指標の係数が有意に正の値となるが，（ケース 4 の $ m_{U} $ と $ s_{Y} $ を説明変数とした場合を除いて）所得リスクの係数は有意に正とはならないとの結果が得られた．これらの結果から，近年における貯蓄率の動向は，所得リスク $ s_{Y} $ よりも雇用リスク（ $ m_{E} $ や $ m_{U} $ ）を用いた方が説明力が高く妥当であると言える．

さらに，カールソン・パーキン法の計測方法から類推すれば，実質可処分所得成長率の予測の（世帯間）期待値（以下ではこれを $ m_{Y} $ と表す）も計測可能である．本稿では，『消費動向調査』のサーベイ・データを用いて計測できる $ m_{Y} $ も利用して，勤労世帯の貯蓄率の動向を説明できるか分析する．この $ m_{Y} $ は，実質可処分所得の期待成長率に関する世帯間平均ともいえる指標である． $ m_{Y} $ の推移は，図2.5に示されている．恒常所得仮説などから， $ m_{Y} $ と貯蓄率との間には次のような関係があると考えられる．家計が認識する実質可処分所得の期待成長率が高まれば，期待将来所得（恒常所得）が増加すると認識するから，今期の消費を増やして貯蓄を減らすと考えられる．

図 2.5: 実質可処分所得成長率の予測の期待値 $ m_{Y} $ : 勤労者世帯平均
注:()内は White の一致推定量を用いた t 值である。

(被說明變數：貯蓄率，推定方法：最小二乘法)

表 2.7：貯蓄率関数の推定

標本期間	1986年第1四半期～1998年第1四半期	1986年第1四半期～1998年第1四半期
標本	平均
テーズ1	平均
テーズ2	平均
テーズ3	平均
テーズ4	平均
テーズ1	平均
テーズ2	平均
テーズ3	平均
テーズ4
定数項	0.830	0.826	0.831	0.832	0.683	0.685	0.711	0.719
(8.753)	(8.973)	(10.176)	(8.539)	(7.012)	(7.245)	(8.602)	(7.081)
1/Y	-2.450	-2.502	-2.513	-2.503	-2.133	-2.125	-2.179	-2.176
(-8.423)	(-8.658)	(-9.251)	(-8.402)	(-7.122)	(-7.211)	(-8.214)	(-7.036)
mE	0.019	0.019	0.019	0.018
(5.720)	(5.864)	(4.641)	(3.976)
mU	0.016	0.016	0.015	0.014
(6.117)	(6.438)	(5.771)	(5.124)
sY	-0.043	0.012	0.010	0.019	0.009	0.017	0.034	0.055
(-1.309)	(1.194)	(0.399)	(0.552)	(0.288)	(1.708)	(1.653)	(2.095)
(FA-L)/Y	-0.0046	-0.0048	-0.0049	-0.0051	-0.0035	-0.0038	-0.0045	-0.0051
(-4.289)	(-4.397)	(-4.860)	(-3.325)	(-3.263)	(-3.329)	(-4.429)	(-3.476)
DUM1	0.030	0.033	0.032	0.032	0.056	0.056	0.052	0.051
(1.753)	(1.986)	(2.104)	(1.833)	(3.198)	(3.343)	(3.502)	(2.774)
DUM2	0.010	0.013	0.012	0.012	0.032	0.032	0.029	0.028
(0.654)	(0.886)	(0.895)	(0.797)	(2.073)	(2.185)	(2.191)	(1.772)
DUM3	0.003	-0.002	-0.004	-0.005	0.043	0.043	0.032	0.028
(0.095)	(-0.068)	(-0.124)	(-0.123)	(1.240)	(1.242)	(1.095)	(0.737)
自由度修正済み
決定保数	0.988	0.988	0.988	0.988	0.988	0.989	0.989	0.989
D.W.	2.530	2.513	2.441	2.468	2.540	2.664	2.593	2.688