Silviase/jgov_v1.4_full_ann huggingface dataset:
とする。(II-28)を(II-29)へ代入し，調整係数ρが稼働率に線型的に依存すると仮定し，ρと他の変数の交叉項を省略すれば，

$$ \begin{aligned}ln\left(LE\right)&=\beta_{0}+\beta_{1}ln\left(\frac{GNPV}{H\cdot W}\right)\\&+\beta_{2}ln\left(CU\right)+\beta_{3}ln\left(LE_{-1}\right)\end{aligned} $$

を得る。

同様に，上の利潤極大化の必要条件より，雇用時間数の最適水準は

$$ H^{*}=\left(1-\alpha\right)\left(\frac{GNPV}{52LE\cdot W}\right) $$

で与えられる。実際の雇用時間数はこれに部分調整される形で与えられるとして，その部分調整メカニズムを

$$ \begin{aligned}(II-32)\\ \frac{H}{H_{-1}}=\left(\frac{H^{*}}{H_{-1}}\right)^{\eta}\end{aligned} $$

とする。(II - 31)を(II - 32)に代入し,調整係数ηが稼働率に線型的に依存すると仮定し,それと他の変数との交叉項を省略すれば,

(II - 33)

$$ \begin{aligned}lnH&=\beta_{0}+\beta_{1}ln\bigg(\frac{GNPV}{LE\cdot W}\bigg)+\beta_{2}ln\big(CU\big)\\&+\beta_{3}ln\big(H_{-1}\big)\end{aligned} $$

を得る。

稼働率関数は，前述のコブ・ダグラス生産関数と潜在的GNP（GNPP）および潜在的雇用量（LEP）を考慮することによって求められる。ここに，GNPPおよびLEPは次のように定義されるものである。

$$ \begin{aligned}&(II-34)\\&\quad GNPP=GNP/CU\\&(II-35)\\&\quad LEP=(1-u^{*})LF/CU^{y}\end{aligned} $$

u*は摩擦的失業率で，ここでは一定と仮定する。さらに，生産関数（Ⅱ-27）において，Hの最大値をH*（一定）としてGNPPを求めると，（Ⅱ-36）

$$ G N P P=A\cdot K P^{\alpha}\text{·}_{1}(\text{}\text{52}H^{\text{·}}\cdot L E P)^{\text{1}\text{-}\alpha}e^{\lambda\text{}\text{t}} $$

よって, (II - 34), (II - 35), (II - 36) より

(II - 37)

$$ \begin{aligned}ln\left(CU\right)&=\beta_{0}+\beta_{1}ln\left(\frac{GNP}{LF}\right)\\&\quad-\beta_{2}ln\left(\frac{KP_{-1}}{LF}\right)-\beta_{3}t\end{aligned} $$

が求まる。

ところで，完結した計量経済モデルを構築するためには労働力（LF）を内生化する必要があるであろう。そのためには，年令別・性別の人口構成や労働力率の分析が必要であるし，西ドイツの労働供給にかなりのウェイトを占める外国人労働力の問題もあり，これらをモデル化することは厄介な問題である。幸いなことに公式の労働力予測統計が発表されており，過去においてそれがかなり正確なものであったという実績をみれば，将来の予測に利用することが十分に許されるであろう。このような理由から，このモデルでは労働力を外生扱いにしている。

## I I - 3 物価・賃金ブロック

西ドイツ・モデルでは六つの物価変数が考慮されている。それらは，国内アブソープション・デフレーター（PA），卸売物価指数（WPI），民間消費デフレーター（PC），財の輸出価格（PXG），財の輸入価格（PMG），およびサービスの輸出価格（PXS）である。

世界経済モデルでは集計された1財の世界を考えているので，本来ならば国内物価水準として国内アブソープション・デフレーターだけを扱えばよい。例えば，FEDの西ドイツ・モデル〔11〕ではそのような取扱いが厳守されている。われわれも，当初は，集計された物価水準をアブソープション・デフレーターだけで分析することを試みたが，いくつかの関数における推定結果も，体系全体としてのシミュレーション結果も満足すべきものではなく，その大きな原因がPAの取扱いによることが判明した。企業と家計の行動においてメルクマールとされる物価の違い，財とサービスの価格の性格の違い等を考慮すれば，これは当然の結果であろう。そこで，われわ
れはよりディスアグリゲートされた2つの物価水準，すなわち卸売物価指数と民間消費デフレーターを導入することにした。国内アブソープション・デフレーターは，理論的には次のように定義されるものである。

(II - 38)

$$ \begin{aligned}PA=&\left(GNP\cdot PGNP/100+XV-MV\right)/\\&\left(GNP+X-M\right)\cdot100\end{aligned} $$

ここに，PGNPはGNPデフレーター。そこでPGNPを何らかの方法で内生化することが考えられる。例えば，名目GNPを構成する各要因の名目額を合計して，それを実質額で除するというのも一つの方法であるし，PGNPを適当な説明変数に回帰させるというのも一つの方法であるう。しかし，われわれは新しいデフレーター（PGNP）を導入することを避けて，直接にPAを説明する式を導入することにした。変化率の形で定式化し，説明要因として単位労働費用，消費デフレーター，輸入財価格，稼働率のそれぞれの変化率を考慮した。すなわち，

(II - 39)

$$ \begin{aligned}GF\left(PA\right)=&f\left[\left.GF\left(\frac{W}{GNP/\left(LE\cdot H\right)}\right)\right.,\right.\\&\left.GF\left(PC\right),GF\left(PMG\right),\right.\\&\left.GF\left(CU\right)\right]\end{aligned} $$

ここに，CUは利潤マージン（賃金コストに対するマークアップ）を説明する変数として導入された。

卸売物価指数は，賃金コスト，輸入コスト（PMG），労働生産性の変化，賃金コストに対するマークアップによって決定され，マークアップが稼働率に依存するものと仮定する。国内消費デフレーターは，卸売物価に加えて単位労働費用によって決定されると仮定する。したがって，それぞれ次のように定式化される。

(II - 40)

$$ \begin{aligned}H-40)\\GF\left(WPI\right)=&f\left[GF\left(W\right),GF\left(PMG\right),\right.\\&\left.GF\left(GNP/\left(LE\cdot H\right)\right),\right.\\&\left.GF\left(CU\right)\right]\end{aligned} $$

$$ \begin{aligned}(II-41)\\GF\left(PC\right)=f\left\langle\begin{array}{l}GF\left(WPI\right),\\\end{array}\right.\\GF\left(\frac{W}{GNP/(LE\cdot H)}\right)\end{aligned} $$

商品の輸出価格は，国内における生産コストとしての卸売物価指数と，マルク建の外国輸出価格によって決定される。後者は購買力平価の働きをみようとするものである。すなわち，

$$ \begin{aligned}(II-42)\\GF(PXG)&=f\left\langle GF(WPI),\\GF(PEIW\cdot FXS)\right\rangle\end{aligned} $$

と定式化されるが，PEIWは世界工業品輸出物価指数（ドル建）である。

商品の輸入価格は，原則としてドル建輸入価格から為替レートの変換によって外生的に決まるのであるが，実際の輸入品のなかには邦貨建のものもあるので，それらをドル建価格と為替レートの弾力性によって考慮した。すなわち，(II-43)

$$ PMG=\beta_{0}(PMGD)^{\beta_{1}}(FXS)^{\beta_{2}} $$

の形に特定化した。

サービスの輸出価格は，単位労働費用とマークアップによって決定され，マークアップが稼働率に依存するものと想定される。すなわち

(II - 44)

$$ P X S=f\left\lfloor\frac{W}{G N P/(L E\cdot H)}\right.,C U\left\rfloor $$

と定式化される。

期待変数が果たす役割については，最近のマクロ経済学で多くの論議をよんでいるが，中でもインフレ期待（予想物価上昇率）の作用が最も重視されている。また，ハイパー・インフレーションを経験したドイツ国民はインフレに特に敏感であるといわれている事情を勘案して，いくつかの行動方程式にインフレ期待を導入することを試みた。最終的には，消費関数，フィリップス曲線，利子率の期間構造式に導入するに留めた。明示的な期待変数を導入するときの大きな困難は，いかなる期待変数が最も妥当なものであるかということが明確でないことである。一つの方法
は，直接に観測されるサーベイ・データを使用することが考えられるが，その場合でも，データの作成方法で全経済主体の期待を代表しているか否か明確ではない。そこで，何らかの期待形成機構を仮定して期待変数を作成することが考えられるが，その場合にも，単純な適合的期待から合理的期待までいろいろな形成機構が考えられ，どれを採用するかによってモデル全体の行動（特に政策効果）が非常に異なったものになる。われわれは，適合的期待と合理的期待の中間的な一つの期待形成機構として，インフレ期待が過去のインフレ率と過去のマネー・サプライ（M2）のそれぞれの分布ラグによって形成されるものと想定した（補論IV-2を参照）。これによれば，期待が単に自己回帰型で決定されるのではなく，モデルに含まれる他の重要な変数としてマネー・サプライを考慮していることになり，このように形成される期待は「部分的に合理的な期待」（partially rational expectations）と呼ばれることもある（McCallum〔36〕参照）。合理的期待仮説では期待がモデルに含まれるすべての政策変数や他の変数に依存するから，計量経済モデルの各方程式がそもそも識別不可能になってしまう。われわれは，合理的期待仮説が提示した，政策から期待形成へのフィードバック効果は従来の計量経済モデルで無視された重要な問題であると考え，政策変数を代表するものとしてM2を戦略的に選ぶことによってモデルの識別問

（注2）例えば，Lucas and Sargent〔35〕参照。

第II - 3図 物価・賃金ブロックのフローチャート
題を解決することにする。ここに，各経済主体は必ずしも明確にM2の動向を意識して行動すると考えているのではなく，各経済政策の結果が数量的に具現される代表的な指標としてM2が取り上げられているのである。もちろん，西ドイツの現在のマネー・サプライの指標としては中央銀行通貨の方がより適切であるが，われわれの標本期間全体にわたるデータが存在しないし，データが利用可能な期間についてもM2との相関が高いという理由でM2が使用されている。

賃金率は，「期待で拡張されたフィリップス曲線」(the expectations augmented Phillips curve)で決定されるものと仮定する。この場合の期待変数としては，消費の場合と同様に，消費デフレーターの予想変化率が用いられる。したがって，フィリップス曲線は次のような通常の形に特定化される。

$$ \begin{aligned}&(Ⅱ-45)\\&\quad GF(W)=\upbeta_{0}+\upbeta_{1}(1/UR)+\upbeta_{2}GF(PC)^{e}\end{aligned} $$

われわれは，また，労働生産性を説明変数に加えることも考慮した。労働生産性は，本来，労働の需要関数（雇用関数）の説明要因であり，（われわれの用いている生産関数では，厳密にはGNPV/(W·H)がその役目をしている），失業率（UR）の中にその影響は取り上げられているはずである。しかし，何らかの労働の準固定性（quasi-fixity）が存在しているとすれば，景気変動に応じて比例的に雇用量は増減せず，労働生産性がその影響を受けて変動する（一部は労働時間による調整もある）。したがって，URの他に労働生産性によっても労働市場の需給の状態を考慮することができる。また，従来の西ドイツ経済の計量経済モデルで計測されたフィリップス曲線でも，生産性が説明変数に加えられているケースがあるという実際上の配慮もして，次のようなフィリップス曲線も代替的に考慮することにした。

$$ \begin{aligned}(II-46)\\GF(W)&=\upbeta_{0}+\upbeta_{1}(1/UR)+\upbeta_{2}(GNP/LE)\\&+\upbeta_{3}GF(PC)^{e}\end{aligned} $$

## 補論II - 1 在庫投資の取扱いについて

次のような理由で，在庫投資を外生扱いにすることにした。第1に，西ドイツにおける在庫投資のデータは公表されているものがなく，次の式により作成されたものであり，統計上の不突合を含んでいるため，満足な推定式を得ることができなかった。すなわち，在庫投資は

$$ \begin{aligned}&(A II-1)\\&\quad II=GNP-(C+IFP+IHP+G+X-M)\\&\quad として作成されている。\end{aligned} $$

第2に，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。ちなみに，シミュレーションに使用した式は次の通りである（記号についてはIV章を参照されたい）。

$$ \begin{aligned}II=&-197.6355-0.3765+\sum_{i=2}^{1}(C+IFP+IHP+XG-MG)-i/2\\&\sum_{i=2}^{6}a_{i}(C+IFP+IHP+XG-MG)-i+0.4663MG\\&-0.5209KI-1+2.7230CU\\&(2.23)\quad(5.28)\\&\overline{R}^{*}=0.543\quad s=5.266\quad D.W.=1.16\\& 期間 \quad1966:IV-1977:IV\\a_{i}&\cdots\cdots\cdots\cdots ララ一 \quad ラグ :d=1,k=10.0,e.p=Y\end{aligned} $$

（注 $ ^{3} $ ） Vanderkamp $ ^{[55]} $ 参照。

（注 $ ^{4} $ ）Krelle et al. [33] 参照。
a_{i}	……	2	3	4	5	6	計
0.0250	0.0974	0.0951	0.0930	0.0281	0.3386
(0.20)	(0.92)	(0.83)	(0.86)	(0.30)

シミュレーション・テストの段階で，いろいろな変数を外生にしてテストを行なったところ，在庫投資を外生にすると非常に良い結果を得た。したがって，在庫投資の関数に良いものが得られれば問題は解決しそうであるが，前にも述べたように，統計上の不突合含みのデータであるためそれも困難である。そこで，在庫投資の内生化を断念した。

## 補論II - 2 インフレ期待と消費関数

ここでは，推定に用いられた民間消費関数の理論的背景を説明する。

まず，ミクロ単位としてのある個人に関する次のような変数を定義しよう。

$ c_{t} $ = t期における実質消費水準

$ c_{t}^{*} = t $ 期における望ましい実質消費水準

$ yd_{t}^{e} = t $ 期で得られると期待される実質可

処分所得

$$ \begin{aligned}n w_{t}\quad&=t 期末における実質資産 \\r_{t}\quad&=t 期における実質利子率 \\p_{t}\quad&=t 期におけるインフレ率 \\p_{t}^{e}\quad&=t 期に形成される将来の期待インフレ率 \\T\quad&= 現在の年齢 \\L\quad&= 寿命年齢 \end{aligned} $$

個人の効用関数は，現在から生涯期間にわなる消費と残される資産の関数であり，

(A II - 2 )

$$ U=U\left(c_{t},c_{t+1}\cdots,c_{L},n w_{L}\right) $$

と表わされる。Uはwell - behavedで加法的に分離可能，かつ任意の正の同次性をもつものと仮定しよう。個人の予算式は，

$$ \begin{aligned}&(A II-3)\\&\quad n w_{T-1}+\sum_{t=T}^{I}\frac{y d_{t}^{e}}{\left(1+r_{t}\right)^{t-T+1}}=\sum_{t=T}^{I}\frac{c_{t}}{\left(1+r_{t}\right)^{t-T+1}}+\frac{n w_{I}}{\left(1+r_{t}\right)^{L-T+1}}\end{aligned} $$

(A II - 3) の制約の下で (A II - 2) を極大化すれば,

(A II - 4)

$$ c_{i}^{*}=\delta\quad\Big(\sum_{t=T}^{T}\frac{yd_{t}^{e}}{\left(1+r_{t}\right)^{t-T+1}}+nw_{t-1}\Big) $$

が得られる。ここに，δは比例定数で，実質利子率，年齢および嗜好に依存する。

ここで，期待生涯可処分所得を期待可処分所得の期間別フロー系列— $ yda^{e} $ と定義する—へ，次のように変換しよう。

(A II - 5)

$$ y d a_{t}^{e}=\sum_{t=T}^{\tau}\frac{y d_{t}^{e}}{\left(1+r^{t}\right)^{t-T+1}}/\sum_{t=T}^{\tau}\frac{1}{\left(1+r^{t}\right)^{t-T+1}} $$

そうすれば,(A II - 4)は

(A II - 6)

$$ c_{i}^{*}=\delta\left(yda_{i}^{*}\left(\sum_{i=1}^{L}\frac{1}{\left(1+r_{i}\right)^{s-t+1}}\right)+nw_{i-1}\right) $$

ここで，割引かれたフロー系列としての期待所得をあらためて $ yd_{t}^{e} $ と表わすことにすれば，(A II - 6) 式は
$$ \begin{aligned}&(A II-7)\\&\quad c_{t}^{*}=\delta\left[y d_{t}^{e}+n w_{t-1}\right]\end{aligned} $$

と表わせる。(A II - 7)を集計してマクロ関係式に直せば（以下ではマクロの変数を対応する大文字で表わす）

$$ \begin{aligned}\left(A II-8\right)\\C_{t}^{*}&=\delta^{\prime}\left[Y D_{t}^{e}+N W_{t-1}\right]\\ ここに ,&\end{aligned} $$

$ \delta'=\delta' $ （利子率，年龄，嗜好）

ここで，名目利子率を $ i_{t} $ で表わし，

(A II - 9)

$ r_{t}=i_{t}-p_{t}^{e} $

が成立するものとする。さらに， $ \delta' $ が実質利子率の線型関数であると仮定すれば，

(A II - 10)

$ \delta'=b_{0}-b_{1}r_{t} $

$ =b_{0}-b_{1}i_{t}-b_{1}p_{t}^{e} $

(AⅡ-10)を(AⅡ-8)へ代入すれば,

$$ \begin{aligned}&(A II-11)\\&\quad C_{t}{}^{*}=\left(b_{0}+b_{1}i_{t}-b_{1}{p_{t}}^{e}\right)\left[Y D_{t}^{e}+N W_{t-1}\right]\end{aligned} $$

消費の異時点間の所得効果が代替効果を上回れば $ b_{1} $ は正，逆の場合は負である。現実の消費と所得を望ましい恒常的（permanent）な水準と一時的（transitory）な水準へ分割すれば，

$$ \begin{aligned}&(A II-12)\\&\quad C_{t}=C_{t}^{*}+C_{t}^{t}\\&(A II-13)\\&\quad YD_{t}=YD_{t}^{e}+YD_{t}^{t}\end{aligned} $$

ここに， $ C_{t}^{t} $ と $ YD_{t}^{t} $ はそれぞれ一時的消費と一時的所得を表わす。そして，一時的消費は一時的所得のみに比例するものとして，

$$ \begin{array}{l}(\mathrm{A}\mathrm{I}\mathrm{I}-14)\\ \quad C_{t}^{t}=\gamma Y D_{t}^{t};0<\gamma<1\end{array} $$

と仮定する。(A II - 11), (A II - 14) を (A II - 12) へ代入して整理すれば,

(A II - 15)

$$ \begin{aligned}&C_{t}={\gamma YD_{t}}+(b_{0}+b_{1}i_{t}-\gamma)YD_{t}^{e}\\&-b_{1}p_{t}^{e}\cdot YD_{t}^{e}+(b_{0}+b_{1}i_{t}-b_{1}p_{t}^{e})NW_{t-1}\\ \end{aligned} $$

となる。本文の（Ⅱ-7）式では，YDは名目値で定義されているし， $ \left(b_{1}i_{t}-b_{1}p_{t}^{e}\right)NW_{t-1} $ は省略されている。

なお，Modigliani and Brumberg [39]，Friedman [23]，豊田 [51] を参照。
## 【様式2】

平成21年度以降も競争性のない随意契約とならざるを得ないもの(平成20年度下半期契約分)

(府省名:金融庁)

契約名称及び内容	契約担当官等の氏名並びにその所属する部局の名称及び所在地	契約結日	契約の相手方の商号又は名称及び住所	随意契約によることとした会計法令の根拠条文及び理由	予定価格	契約金額	落札率	再就職の役員の数	随意契約によるときを得ない事由	随意契約によるときを得ない事由	随意契約によると
通信料	東京都千代田区霞が関3-2-1支出負担行為担当官金融庁総務企画局総務課長森信親	-	東京都新宿区西新宿3-19-2東日本電信電話(株)	会計法第29条の3第4項予算決算及び会計令第102条の2電気通信役務契約に基づく長期継続契約であり、かつ行政需要に適合した供給を行える事業者が特定されており、契約価格の競争による相手方の選定を許さないため。	-	13,499,719円	-	-	電気通信役務契約に基づく長期継続契約であり、かつ行政需要に適合した供給を行える事業者が特定されているため	二(口)	単価契約平成20年度支払実績額
通信料	東京都千代田区霞が関3-2-1支出負担行為担当官金融庁総務企画局総務課長森信親	-	東京都港区東新橋1-9-1ソフトバンクテレコム(株)	会計法第29条の3第4項予算決算及び会計令第102条の2電気通信役務契約に基づく長期継続契約であり、かつ行政需要に適合した供給を行える事業者が特定されており、契約価格の競争による相手方の選定を許さないため。	-	10,635,925円	-	-	電気通信役務契約に基づく長期継続契約であり、かつ行政需要に適合した供給を行える事業者が特定されているため	二(口)	単価契約平成20年度支払実績額
通信料	東京都千代田区霞が関3-2-1支出負担行為担当官金融庁総務企画局総務課長森信親	-	東京都千代田区永田町2-11-1山王パークタワー(株)工・ティ・ティドコモ	会計法第29条の3第4項予算決算及び会計令第102条の2電気通信役務契約に基づく長期継続契約であり、かつ行政需要に適合した供給を行える事業者が特定されており、契約価格の競争による相手方の選定を許さないため。	-	7,355,067円	-	-	電気通信役務契約に基づく長期継続契約であり、かつ行政需要に適合した供給を行える事業者が特定されているため	二(口)	単価契約平成20年度支払実績額
通信料	東京都千代田区霞が関3-2-1支出負担行為担当官金融庁総務企画局総務課長森信親	-	東京都千代田区飯田橋3-10-10KDDI(株)	会計法第29条の3第4項予算決算及び会計令第102条の2電気通信役務契約に基づく長期継続契約であり、かつ行政需要に適合した供給を行える事業者が特定されており、契約価格の競争による相手方の選定を許さないため。	-	1,577,247円	-	-	電気通信役務契約に基づく長期継続契約であり、かつ行政需要に適合した供給を行える事業者が特定されているため	二(口)	単価契約平成20年度支払実績額
通信料	東京都千代田区霞が関3-2-1支出負担行為担当官金融庁総務企画局総務課長森信親	-	東京都港区東新橋1-9-1ソフトバンクモバイル(株)	会計法第29条の3第4項予算決算及び会計令第102条の2電気通信役務契約に基づく長期継続契約であり、かつ行政需要に適合した供給を行える事業者が特定されており、契約価格の競争による相手方の選定を許さないため。	-	1,036,194円	-	-	電気通信役務契約に基づく長期継続契約であり、かつ行政需要に適合した供給を行える事業者が特定されているため	二(口)	単価契約平成20年度支払実績額
通信料(モバイルカード)	東京都千代田区霞が関3-2-1支出負担行為担当官金融庁総務企画局総務課長 森 信親	-	東京都港区東新橋1-9-1ソフトバンクモバイル(株)	会計法第29条の3第4項予算決算及び会計令第102条の2電気通信役務契約に基づく長期総務契約に基づく長期総務契約に基づく長期総務契約に基づく長期総務契約に基

1. 本表は、「随意契約見直し計画」(公共調達の適正化に関する関係省庁連絡会議)の対象となっている契約を対象とすること。

## [記載要領]

2. 本表は、平成20年度に締結した契約のうち、平成21年度以降も競争性のない随意契約とならざるを得ないものについて、当該契約ごとに記載すること。

4. 「随意契約によらざるを得ない事由」欄は、随意契約によらざるを得ない事由を記載することとし、「随意契約によらざるを得ない場合とした財務大臣通知上の根拠区分」欄は、「公共調達の適正化について」記1.(2)①の区分(例:イ(口))又は③のイからハに掲げる区分を記載すること。

3. 本表は、「公共調達の適正化について」(平成18年8月25日付財計第2017号)記3.の記載方法に準じて記載すること。
## 国の債権に係る情報の公表

国土交通省 （社会资本整備事業特別会計道路整備勘定）

嵌入金債権の発生額及び消滅額等の推移

（单位：百万四）

平成22年度	平成23年度	平成24年度
管理对象帯額	消融額	管理对象帯額	消融額	管理对象帯額	消融額
前年度以前发生未消融額撥分	本年度发生分	前年度以前发生分	本年度发生分	前年度以前发生未消融額撥分	本年度发生分	前年度以前发生分	本年度发生分	前年度以前发生未消融額撥分	本年度发生分	前年度以前发生分	本年度发生分
合 註	3,466,484	1,707,141	545,898	606,672	137,364	99	469,307	0	2,140,356	1,646,105	494,250	562,562	141,660	97	420,902	0	2,120,199	1,575,788	544,410	645,433	147,754	64	497,709
儲 巻	[前年度以前发生分] [前年度以前发生分] [前年度以前发生分] [前年度以前发生分] [前年度以前发生分]

茶消滅額の項中「うち不納大損額」は、歳入徴収官事務規程（昭和二十七年大蔵省令第百四十一号）第二十七条第一項各号に該当する金額の合計額であ、消滅額の内数。

## 嵌入金債権の年度末現在額の推移

(单位: 百万四)

(单位:百万)

※1. 計数はそれぞれ単位未満切り格でによっているので、満数において合計とは合致しないものがある。

2. 「特別会計に関する法律」附則第六十七条第一項第五号の規定により設置された道路整備特別会計が廃止されたことに伴い、同法附則二百四十条第三項の規定により道路整備特別会計の平成十九年度末における権利義務は、一般会计並びに本会計の業務勘定及び本勘定に导属した。
## 特定個人情報ファイルの範囲 $ ^{①} $

○特定個人情報ファイルとは、個人番号をその内容に含む個人情報ファイル。

○個人番号による名寄せの危険性に鑑み、個人番号で名寄せできる範囲であって、検索性を有する体系的構成物が特定個人情報ファイルとなる。

## 1 「その内容に含む」の考え方

・事務を行う権限を有する者が個人番号と共に見ることができない情報は、原則、特定個人情報ファイルに該当しない。

・ただし、システムの内部処理で連携していれば、特定個人情報ファイルに該当する。

⇒ 機関Aが保有する特定個人情報ファイルの範囲は、グリーンの範囲。

(※)c課が個人番号とオレンジ破線部分の情報を個人番号と紐づけてアクセスできないように、アクセス制御していれば、原則、オレンジ破線部分は特定個人情報ファイルに該当しない。
## (別紙1)

## 政策ごとの予算との対応について(総括表)

（所管）內閣府（組織）特定個人情報保護委員會

(单位: 千円)

政策評価体系	一般会計	備考
26年度予算額	27年度予算額	比較増△減額
特定個人情報の適正な取扱いの確保	44,878	206,581	161,703
特定個人情報の取扱いに関する監視・監督	44,878	206,581	161,703
特定個人情報保護評価の推進
特定個人情報の保護に関する広報・啓発・国際協力

計	44,878	206,581	161,703

（注）1. 政策評価の対象となる予算及び政策評価の対象外の予算で政策に関連付けられるものを掲記している。

2. 26年度予算額は、当初予算額である。
## (別紙2)

## 政策ごとの予算との対応について(個別表)【一般会計】

（所管）內閣府（組織）特定個人情報保護委員會

(单位: 千円)

政策評価体系	組織	項	事項	26年度予算額	27年度予算額	比較增△減額
特定個人情報の適正な取扱いの確保	44,878	206,581	161,703
特定個人情報の取扱いに関する監視・監督	特定個人情報保護委員会	特定個人情報保護委員会	特定個人情報の取扱いに関する監視・監督等に必要な経費	44,878	206,581	161,703
特定個人情報保護評価の推進
特定個人情報の保護に関する広報・啓発・国際協力

計	44,878	206,581	161,703

（注）1. 政策評価の対象となる予算及び政策評価の対象外の予算で政策に関連付けられるものを掲記している。

2. 26年度予算額は、当初予算額である。
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

(13) CUUに対する効果

数界	年 期	為替レート内生化クース	為替レート外生化クース
G	RC	PMFRD	WAGE	G	RC	PMFRD	WAGE	FXS
標準解からの乖離幅	1974-1234	0.247-1.6033-2.9634	0.3520.7191.1711.522	-0.386-0.1200.0970.597	-0.285-2.084-4.397-6.404	0.246-1.597-2.940-3.761	0.3440.7081.0821.402	-0.338-0.0290.4680.972	-0.297-2.111-4.553-6.637	0.0360.0580.4430.653
1975-1234	-4.209-4.494-4.622-4.352	1.9442.2212.3942.402	0.034-0.166-0.1690.306	-7.526-8.224-8.622-8.522	-4.121-4.240-4.114-3.755	1.6381.8381.9912.079	1.1291.1951.1130.939	-8.096-8.925-9.167-8.785	1.4611.9382.4842.440
1976-1234	-3.824-3.042-2.0874	2.3812.3082.3522.231	0.8781.2981.5131.482	-8.211-7.425-6.173-4.493	-3.160-2.441-1.615-0.774	2.1192.0942.0221.884	0.6730.350-0.004-0.398	-7.959-6.765-5.299-3.644	2.5102.2792.1691.660
1977-1234	-0.0180.8041.4171.943	2.2842.1631.7741.202	1.0040.248-0.566-1.256	-2.552-0.574-0.1172.448	0.0600.8121.4421.915	1.7151.4881.2430.981	-0.723-1.047-1.291-1.527	-1.926-0.1661.4472.866	1.3951.0190.7980.259
標準解からの乖離幅	1974-1234	1.6-9.1-15.7-17.2	2.34.1-6.2-7.1	-2.5-0.7-0.5-2.8	-1.9-11.8-23.3-29.7	1.6-9.1-15.6-17.6	2.34.0-5.76.5	-2.2-0.22.54.5	-2.0-12.0-24.1-31.0	0.20.32.33.1
1975-1234	-18.6-18.2-18.0-16.6	8.69.0-9.39.1	0.2-0.7-0.71.2	-33.2-33.2-33.5-32.4	-18.0-16.8-15.7-14.1	7.17.37.67.8	4.94.74.23.5	-35.3-35.4-34.9-33.0	6.47.79.59.2
1976-1234	-15.9-13.2-9.5-4.4	9.910.0-10.79.9	3.75.66.9-20.0	-34.2-32.1-28.1-20.0	-13.3-11.0-7.9-3.7	8.99.49.99.1	2.81.6-0.0-1.9	-33.6-30.4-25.9-17.6	10.610.310.68.0
1977-1234	-0.13.9-3.97.29.2	11.010.69.15.7	4.81.2-2.9-6.0	-12.3-2.85.211.6	0.34.37.99.7	9.07.96.85.0	-3.8-5.5-7.1-7.7	-10.1-0.98.014.5	7.35.44.41.3
(14) WRに対する効果

数界	年.期	為替レート内生化クース	為替レート外生化クース
G	RC	PMFRD	WAGE	G	RC	PMFRD	WAGE	FXS
標準解か繊幅	1974-1	-0.004	-0.003	0.027	0.608	-0.003	-0.000	0.015	0.614	-0.016
2	-0.005	-0.009	0.081	0.659	-0.006	-0.001	0.038	0.677	-0.040
3	0.001	-0.017	0.159	0.706	-0.009	-0.001	0.062	0.736	-0.064
4	0.009	-0.021	0.189	0.753	-0.010	-0.002	0.080	0.787	-0.082
1975-1	0.017	-0.021	0.191	0.793	-0.010	-0.003	0.095	0.819	-0.095
2	0.021	-0.019	0.182	0.857	-0.009	-0.004	0.108	0.871	-0.106
3	0.024	-0.020	0.184	0.913	-0.007	-0.005	0.119	0.918	-0.115
4	0.026	-0.024	0.187	0.959	-0.004	-0.005	0.128	0.959	-0.123
1976-1	0.026	-0.034	0.190	0.991	0.001	-0.006	0.136	1.000	-0.131
2	0.027	-0.046	0.200	1.022	0.008	-0.008	0.143	1.047	-0.138
3	0.039	-0.061	0.231	1.060	0.017	-0.009	0.147	1.094	-0.146
4	0.054	-0.067	0.269	1.102	0.027	-0.011	0.151	1.142	-0.154
1977-1	0.075	-0.064	0.312	1.161	0.038	-0.014	0.154	1.190	-0.162
2	0.090	-0.051	0.328	1.218	0.050	-0.017	0.156	1.239	-0.172
3	0.107	-0.039	0.333	1.286	0.063	-0.021	0.157	1.291	-0.182
4	0.123	-0.031	0.330	1.356	0.077	-0.025	0.158	1.344	-0.194
標準解か繊幅	1974-1	-0.1	-0.1	0.4	10.0	-0.0	-0.0	0.3	10.1	-0.3
2	-0.1	-0.1	1.3	10.4	-0.1	-0.0	0.6	10.6	-0.6
3	0.0	-0.2	2.4	10.5	-0.1	-0.0	0.9	11.0	-1.0
4	0.1	-0.3	2.7	10.7	-0.1	-0.0	1.1	11.3	-1.2
1975-1	0.2	-0.3	2.6	10.9	-0.1	-0.0	1.3	11.3	-1.3
2	0.3	-0.3	2.4	11.4	-0.1	-0.1	1.4	11.6	-1.4
3	0.3	-0.3	2.4	11.7	-0.1	-0.1	1.5	11.8	-1.5
4	0.3	-0.3	2.3	11.9	-0.0	-0.1	1.6	11.9	-1.5
1976-1	0.3	-0.4	2.3	11.9	0.0	-0.1	1.6	12.0	-1.6
2	0.3	-0.5	2.3	11.9	0.1	-0.1	1.6	12.1	-1.6
3	0.4	-0.7	2.6	11.8	0.2	-0.1	1.6	12.2	-1.6
4	0.6	-0.7	2.9	11.9	0.3	-0.1	1.6	12.3	-1.7
1977-1	0.8	-0.7	3.3	12.2	0.4	-0.1	1.6	12.5	-1.7
2	0.9	-0.5	3.3	12.4	0.5	-0.2	1.6	12.6	-1.7
3	1.1	-0.4	3.3	12.8	0.6	-0.2	1.5	12.7	-1.8
4	1.2	-0.3	3.2	13.1	0.7	-0.2	1.5	12.9	-1.9
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

(15) PGDPに対する効果

数効果	年.期	為替レート内生化クース	為替レート外生化クース
G	RC	PMFRD	WAGE	G	RC	PMFRD	WAGE	FXS
標準解かの乖離幅	1974-1234	-0.126-0.566-0.984-0.510	0.1900.090-0.074-0.326	-2.019-2.282-1.8695.296	1.0321.7121.7151.352	-0.163-0.358-0.549-0.733	0.0050.0180.0390.061	-1.345-1.013-0.450-0.134	0.7331.3521.8582.260	0.9410.197-0.398-0.595
1975-123	-0.599-0.593-0.678-0.790	-0.3710.002-0.162-0.138	2.6161.4901.7772.266	1.6272.5493.1763.205	-0.882-0.983-1.058-1.111	0.0920.1180.1470.177	0.1370.4180.6030.485	2.6212.9273.1143.280	-0.565-0.550-0.601-0.356
1976-123	-0.733-0.986-1.451-0.700	0.3760.042-0.253-0.679	2.2851.8191.4372.497	3.9343.5632.9813.609	-1.123-1.093-1.051-0.951	0.1950.2150.2420.251	0.4730.4710.4730.280	3.4793.6943.8934.200	-0.231-0.154-0.182-0.118
1977-123	-0.831-0.130-0.375-0.038	-0.384-0.569-0.125-0.125	2.5835.0203.6353.310	3.0994.5474.1965.220	-0.812-0.667-0.491-0.308	0.2400.2200.1960.152	0.3990.3530.4030.237	4.4704.8495.2865.816	-0.345-0.373-0.469-0.439
標準解かの乖離幅	1974-123	-0.1-0.4-0.7-0.4	0.2-0.1-0.1-0.2	-1.6-1.8-1.4-3.7	0.8-1.3-1.3-1.0	-0.1-0.3-0.4-0.5	0.00-0.00-0.0	-1.1-0.8-0.3-0.1	0.61.0-0.31.41.6	0.70.2-0.3-0.4
1975-123	-0.4-0.4-0.5-0.5	-0.3-0.0-0.1-0.1	1.81.01.21.5	1.11.72.12.1	-0.6-0.7-0.7-0.7	0.10.10.10.1	0.10.30.40.3	1.82.02.12.1	-0.4-0.4-0.2
1976-123	-0.5-0.6-0.9-0.4	0.2-0.0-0.2-0.4	1.41.10.91.5	2.52.21.81.5	-0.7-0.7-0.6-0.6	0.10.10.10.1	0.30.30.20.2	2.22.32.42.5	-0.1-0.1-0.1
1977-123	-0.5-0.1-0.2-0.0	-0.2-0.3-0.1-0.1	1.52.81.81.8	1.82.62.32.8	-0.5-0.4-0.3-0.2	0.10.10.10.1	0.20.20.20.1	2.62.83.03.2	-0.2-0.2-0.2
(16) PGDPEに対する効果

数効果	年.期	為替レート内生化クース	為替レート外生化クース
G	RC	PMFRD	WAGE	G	RC	PMFRD	WAGE	FXS
標準解か繩幅	1974-1	-0.072	-0.065	0.556	0.152	-0.057	0.002	0.314	0.260	-0.337
2	-0.071	-0.110	1.153	0.174	-0.106	0.006	0.512	0.420	-0.535
3	0.017	-0.148	1.730	0.218	-0.148	0.011	0.584	0.519	-0.589
4	0.016	-0.091	1.044	0.411	-0.180	0.017	0.539	0.573	-0.495
1975-1	-0.021	-0.006	0.584	0.641	-0.204	0.023	0.525	0.588	-0.436
2	-0.092	0.035	0.362	0.755	-0.215	0.029	0.512	0.582	-0.386
3	-0.131	0.010	0.486	0.729	-0.213	0.034	0.499	0.560	-0.356
4	-0.166	-0.030	0.492	0.635	-0.199	0.039	0.480	0.517	-0.320
1976-1	-0.214	-0.125	0.459	0.432	-0.176	0.041	0.456	0.495	-0.292
2	-0.207	-0.160	0.508	0.302	-0.147	0.041	0.412	0.483	-0.253
3	-0.061	-0.222	0.706	0.316	-0.106	0.038	0.344	0.472	-0.213
4	0.016	-0.088	0.717	0.360	-0.059	0.034	0.260	0.442	-0.144
1977-1	0.127	0.049	0.640	0.523	-0.000	0.027	0.148	0.392	-0.055
2	0.084	0.217	0.243	0.549	0.056	0.018	0.071	0.367	-0.009
3	0.130	0.231	0.060	0.647	0.109	0.006	0.019	0.364	-0.013
4	0.157	0.183	0.076	0.619	0.155	-0.006	-0.008	0.373	-0.031
標準解か繩幅	1974-1	-1.1	-1.0	8.6	2.4	-0.9	0.0	4.8	4.0	-5.2
2	-0.9	-1.5	15.4	2.3	-1.4	0.1	6.8	5.6	-7.1
3	0.2	-1.7	19.8	2.5	-1.8	0.1	7.1	6.3	-7.2
4	0.2	-1.2	14.1	5.6	-2.6	0.2	7.6	8.1	-7.0
1975-1	-0.3	-0.1	8.3	9.1	-2.9	0.3	7.5	8.4	-6.2
2	-1.4	0.5	5.5	11.4	-3.1	0.4	7.4	8.5	-5.6
3	-2.0	0.2	7.4	11.0	-3.1	0.5	7.2	8.1	-5.2
4	-2.5	-0.5	7.3	9.5	-2.9	0.6	6.9	7.4	-4.6
1976-1	-3.0	-1.8	6.5	6.2	-2.4	0.6	6.3	6.8	-4.0
2	-2.6	-2.0	6.4	3.8	-1.8	0.5	5.1	6.0	-3.1
3	-0.8	-2.7	8.7	3.9	-1.3	0.5	4.4	6.0	-2.7
4	0.2	-1.2	9.4	4.7	-0.8	0.5	3.5	5.9	-1.9
1977-1	1.8	0.7	9.1	7.4	-0.0	0.4	2.1	5.6	-0.8
2	1.4	3.5	4.0	8.9	0.9	0.3	1.1	5.6	-0.1
3	2.2	3.9	1.0	10.9	1.7	0.1	0.3	5.8	-0.2
4	2.6	3.1	1.3	10.4	2.5	-0.1	-0.1	6.0	-0.5
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

(17) PAに対する効果

数効果	年.期	為替レート内生化クース	為替レート外生化クース
G	RC	PMFRD	WAGE	G	RC	PMFRD	WAGE	FXS
標準解からの乖離幅	1974-1234	-0.181-0.215-0.012-0.001	-0.165-0.313-0.474-0.380	1.4053.2605.4824.279	0.3840.5170.7261.381	-0.145-0.300-0.466-0.625	0.0040.0150.0320.054	0.7931.4681.9172.060	0.6581.2041.6842.080	-0.852-1.528-1.932-1.937
1975-123	-0.099-0.316-0.475-0.648	-0.164-0.032-0.074-0.182	3.2942.7473.1363.237	2.2422.8663.1263.146	-0.772-0.892-0.975-1.015	0.0810.1080.1360.167	2.2472.4062.5512.669	2.3752.5942.7552.828	-1.967-1.971-2.001-1.995
1976-123	-0.885-0.979-0.616-0.381	-0.492-0.682-1.004-0.711	3.2903.7054.8655.724	2.7662.4982.6692.990	-1.024-1.003-0.939-0.851	0.1930.2110.2200.224	2.7862.8622.8972.933	2.9663.1523.3943.655	-2.023-2.043-2.108-2.155
1977-123	-0.016-0.026-0.229-0.374	-0.3350.2740.4690.494	6.5736.0285.7245.445	3.8664.3475.2555.860	-0.731-0.594-0.442-0.285	0.2190.2030.1760.143	2.9552.9732.9672.975	3.9564.2904.6785.082	-2.227-2.305-2.441-2.559
標準解からの乖離幅	1974-123	-0.1-0.2-0.0-0.0	-0.1-0.2-0.3-0.3	1.12.43.93.0	0.30.41.0	-0.1-0.2-0.3-0.4	0.00.00.0	0.61.11.41.4	0.50.91.21.5	-0.7-1.1-1.4-1.4
1975-123	-0.1-0.2-0.3-0.4	-0.1-0.2-0.0-0.0	2.31.92.12.1	1.51.92.12.0	-0.5-0.6-0.7	0.10.10.1	1.51.61.71.7	1.61.71.81.8	-1.4-1.3-1.3
1976-123	-0.6-0.6-0.4-0.2	-0.3-0.4-0.6-0.2	2.12.33.3	1.71.51.61.7	-0.6-0.6-0.5	0.10.10.1	1.71.71.7	1.91.92.02.1	-1.3-1.2-1.3-1.3
1977-123	0.0-0.0-0.0-0.2	-0.2-0.2-0.3-0.3	3.83.43.23.0	2.22.52.93.2	-0.4-0.3-0.2-0.2	0.10.10.1	1.71.71.61.6	2.32.42.62.7	-1.3-1.3-1.3-1.4
(18) PXGに対する効果

権数効果	年.期	為替レート内生化クース
G	RC	PMFRD	WAGE	G	RC	PMFRD	WAGE	FXS
標準解から	1975-1	-0.228	-0.694	2.838	-0.752	-0.082	0.002	0.448	0.372	-3.501
2	0.192	-1.254	7.561	-1.975	-0.174	0.009	0.851	0.699	-5.821
3	1.600	-1.827	14.296	-2.475	-0.276	0.019	1.137	0.998	-6.610
4	1.964	-1.437	7.045	-0.912	-0.374	0.032	1.226	1.240	-6.740
1975-1	1.795	-0.482	1.530	1.712	-0.458	0.048	1.304	1.391	-6.694
2	1.272	-0.167	0.437	3.246	-0.513	0.064	1.346	1.469	-6.524
3	0.774	-0.574	0.852	3.412	-0.551	0.079	1.406	1.532	-6.564
4	0.266	-1.115	0.766	3.226	-0.571	0.095	1.471	1.570	-6.696
1976-1	-0.650	-2.482	0.196	1.023	-0.570	0.109	1.518	1.630	-6.783
2	-0.929	-3.122	1.453	-0.329	-0.560	0.119	1.560	1.735	-6.946
3	0.625	-4.334	5.760	0.332	-0.533	0.126	1.604	1.895	-7.240
4	1.009	-2.963	8.101	0.804	-0.487	0.129	1.638	2.056	-7.458
1977-1	1.926	-1.352	10.352	3.373	-0.419	0.127	1.649	2.228	-7.615
2	1.091	0.850	7.118	4.060	-0.340	0.118	1.658	2.417	-7.777
3	1.458	1.454	5.524	6.090	-0.247	0.100	1.633	2.607	-7.888
4	1.612	1.402	5.059	7.167	-0.154	0.081	1.613	2.796	-7.977
標準解から	1974-1	-0.2	-0.5	2.2	-0.6	-0.1	0.0	0.3	0.3	-2.7
2	0.1	-0.9	5.5	-1.4	-0.1	0.0	0.6	0.5	-4.2
3	1.1	-1.2	9.7	-1.7	-0.2	0.0	0.8	0.7	-4.7
4	1.3	-1.0	4.8	-0.6	-0.3	0.0	0.9	0.9	-4.7
1975-1	1.3	-0.3	1.1	1.2	-0.3	0.0	0.9	1.0	-4.7
2	0.9	-0.1	0.3	2.3	-0.4	0.0	1.0	1.0	-4.6
3	0.6	-0.4	0.6	2.5	-0.4	0.1	1.0	1.1	-4.6
4	0.2	-0.8	0.5	2.3	-0.4	0.1	1.0	1.1	-4.6
1976-1	-0.5	-1.7	0.1	0.7	-0.4	0.1	1.0	1.1	-4.6
2	-0.6	-2.1	1.0	-0.2	-0.4	0.1	1.0	1.1	-4.6
3	0.4	-2.7	3.6	0.2	-0.3	0.1	1.0	1.2	-4.6
4	0.6	-1.8	5.0	0.5	-0.3	0.1	1.0	1.3	-4.6
1977-1	1.2	-0.8	6.3	2.1	-0.3	0.1	1.0	1.3	-4.6
2	0.7	0.5	4.4	2.5	-0.2	0.1	1.0	1.4	-4.6
3	0.9	0.9	3.4	3.8	-0.1	0.1	1.0	1.5	-4.7
4	1.0	0.9	3.1	4.4	-0.1	0.0	0.9	1.6	-4.7