Silviase/jgov_v1.4_full_ann huggingface dataset:
### V. 各種施策

国立高度専門医療研究センター及び国立病院機構における政策医療等の実施（一部再掲）41,705百万円

国立高度専門医療研究センター及び国立病院機構の円滑な運営に必要な経費を確保する。

## 国立ハンセン病療養所の充実

32, 376百万円

国立ハンセン病療養所において、入所者の療養環境の充実に必要な経費を確保する。

## 経済連携協定などの円滑な実施

## 166 百万円及び医療提供体制推進事業費補助金15,025百万円の内数

経済連携協定などに基づく外国人看護師候補者について、インドネシア及びフィリピンに加え、平成26年度よりベトナムからの受け入れを開始したことに伴い、その円滑かつ適正な受入れ及び受入れの拡大のため、看護導入研修を行うとともに、受入施設に対する巡回指導や学習環境の整備、候補者への日本語や専門知識の学習支援等を行う。

## 「統合医療」の情報発信に向けた取組

10百万円

「統合医療」の有効性や安全性に関する学術論文等の情報を収集し、それらの信頼性（エビデンスレベル）の評価を行うために必要な支援を行う。

## 死因究明等の推進

153百万円

死因究明等推進計画（平成26年6月13日閣議決定）に基づき、検案する医師の資質向上や死亡時画像診断の活用を含めた死因究明の推進を図るとともに、歯科診療情報が有効に活用されるよう、歯科診療情報の標準化及び普及等を行う。
補聴器の安全で効果的な使用に資するため、質の高い補聴器技能者の養成等を支援する。

## サミット関係費

135百万円

平成28年度に我が国で開催されるサミットについて、各国要人等や毒劇物によるテロ災害等に対する救急医療体制の確保を図る。【新規】

## 【27 年度補正予算案】

## サミット緊急医療機器等整備事業

108百万円

平成 28 年度に三重県志摩市の賢島で開催される主要国首脳会議(サミット)において、要人等が急病になった場合に受け入れる協力病院が、より適切な医療を提供できるよう医療機器等の整備を行う。
# 平成 25 年度 事業コスト等情報・ 省庁別財務書類の概要

皇室費
## 政策別コスト情報（事業コスト等）とは

政策別コスト情報は、より一層の財務情報の充実を図るため、平成21年度より各省庁において作成・公表されているものです。省庁別財務書類の業務費用計算書において人件費などの形態別に表示されている費用を、各省庁の政策評価項目毎配分して表示したセグメント情報として作成しています。

さらに、政策別コスト情報ではフローの情報だけではなく、政策によっては各省庁が保有する資産を活用して事務事業を行っているもののほか、政策にかかるコストとして算入された減価償却費についても基となる資産があることから、政策に関する主な資産（負債）をストック情報として表示しています。

なお、皇室費においては、政策評価体系を持たないことから、政策別コスト情報に準じた「事業コスト等に関する調書」を作成しております。

事業コスト等に係る主なストック情報は、6頁を、業務費用計算書については、11頁を参照してください。

## ～事業コスト等の前年度比較～

<平成 24 年度>

<平成 25 年度>
# 事業コスト等の経費別内訳概要

## 【25 年度事業コスト等 経費別内訳】

(一般会计)

(单位：億円)

区 分	合計	経費
内廷費	宮廷費	皇族費	減価償却費	資産処分損益
1 人にかかるコスト	-	-	-	-	-	-
2 物にかかるコスト(庁舎等を含む)	-	-	-	-	-	-
3 内廷に必要な経費	3	3	-	-	-	-
4 宮廷に必要な経費	58	-	39	-	19	0
5 皇族に必要な経費	2	-	-	2	-	-
コスト計	64	3	39	2	19	0

・単位未満切り捨てのため、合計額が一致しないことがあります。

・単位未満の計数がある場合には「0」で表示し、該当計数が皆無の場合には「一」で表示しています。
## ～事業コスト等の経費別 前年度比較～

・皇室費の事業コストについては，宮廷に必要な経費が主なものとなっています。

(单位：億円)

事業コスト（24'→25'）

(单位：億円)

区 分	24 年度	25 年度	对前年度（增▲减）	主な増▲減要因
内廷に必要な経費	3	3	—
宮廷に必要な経費	58	58	▲0
皇族に必要な経費	2	2	▲0
## ～事業コスト等のストック情報の前年度比較～

## 平成 25 年度末におけるストック情報

・皇室費の事業コストに係る資産は、宮廷に必要な経費に係る土地、建物、工作物などの皇室用財産（有形固定資産）が主なものとなっています。

・平成25年度においては、土地の国有財産台帳の台帳価格改定などにより、増加しています。

(単位：億円)
## 省庁別財務書類とは

省庁別財務書類は、各省庁のこれまでの予算執行の結果である資産や負債などのストックの状況、当該年度の費用や財源などのフローの状況といった財務状況を一覧でわかりやすく開示する観点から企業会計の考え方及び手法（発生主義、複式簿記）を参考として、平成14年度決算分より作成・公表しているものです。なお、皇室費においては、所管する特別会計及び独立行政法人等がないため、一般会計だけで省庁別財務書類を作成しています。

## 貸借対照表（平成25年度末）

(单位:億円)

前年度(平成25年3月31日) (平成26年3月31日)	前年度(平成25年3月31日) (平成26年3月31日)
<資産の部>	<負債の部>
有形固定資産	5,197	5,321
国有財産(公共用財産を除く)	5,192	5,317
物品	4	4
無形固定資産	0	0
その他の資産	0	0
負債合計	-	-
<資産・負債差額の部>
資産・負債差額	5,197	5,322
資産合計	5,197	5,322	負債及び資産・負債差額合計	5,197	5,322

## 業務費用計算書（平成25年度）

(单位:億円)

前年度	25年度
(自平成24年4月1日)	(自平成25年4月1日)
(至平成25年3月31日)	(至平成26年3月31日)
内廷費	3	3
皇族費	2	2
宮廷費	38	39
減価償却費	20	19
資産処分損益	0	0
業務費用合計	64	64
# ～省庁別財務書類（皇室費）の概要～

○ 皇室費においては、所管する特別会計及び独立行政法人等がないため、一般会計だけで省庁別財務書類を作成しています。

また、ここでは、「貸借対照表」と「業務費用計算書」を中心に説明していますが、省庁別財務書類においては、このほか、資産・負債差額の増減を要因別に表している「資産・負債差額計算書」、財政資金の流れを決算を組み替えて区分別に明らかにしている「区分別収支計算書」、さらに各計算書の附属明細書も作成しています。

詳細については、別途公表している「省庁別財務書類」をご参照ください。

## ～貸借対照表のポイント～

## (資產)

○ 資産総額のほとんどが有形固定資産（5,321億円）となっており、これは、皇室用財産である土地、建物、工作物などの国有財産（5,317億円）などを計上しています。

○ 無形固定資産は、地上権等及び電話加入権を計上しています。

## (負債)

○ 皇室費においては、負債はありません。

## (その他)

○ 資産合計は、土地の国有財産台帳価格の価格改定による増（対前年度＋１３１億円）などの影響を受けて、対前年度末比＋１２４億円となっています。
# ～業務費用計算書のポイント～

○業務費用計算書は、政策別コスト情報（事業コスト等）の経費を国の予算・決算の科目に対応した形態別に表示している計算書です。

## (業務費用)

○ 平成 25 年度の皇室費においては、宮廷諸費のうち資産計上されない宮廷費が 39 億円と業務費用合計額の 6 割を占めています。

○ 減価償却費が１９億円で業務費用合計額の約３割を占め、宮廷費につぎコストがかかっています。
## ストックの状況（貸借対照表）

資産（5，322億円）

主な増減要因等について（対前年度末比＋124億円）

有形固定資産（5，321億円：対前年度末比＋124億円）

・土地の国有財産台帳価格の価格改定などにより、124億円の増加となりました。

(单位：億円)
## フローの状況

費 用（64億円）
行政機関における特定個人情報の漏えい事案等が発生した場合の対応について

平成27年9月28日

(平成〇〇年〇月〇日改正)

特定個人情報保護委員会

特定個人情報保護委員会においては、「特定個人情報の適正な取扱いに関するガイドライン（行政機関等・地方公共団体等編）」（平成26年特定個人情報保護委員会告示第6号。以下「ガイドライン」という。）を平成26年12月18日に策定・公表した。

ガイドラインの「第3－6 特定個人情報の漏えい事案等が発生した場合の対応」において、特定個人情報の漏えい事案等が発生した場合の対応については、別に定めることとしていたが、行政機関（「行政機関の保有する個人情報の保護に関する法律」（平成15年法律第58号）第2条第1項に規定する行政機関をいう。以下同じ。）における特定個人情報の漏えい事案その他の「行政手続における特定の個人を識別するための番号の利用等に関する法律」（平成25年法律第27号。以下「番号法」という。）違反の事案又は番号法違反のおそれのある事案が発覚した場合の対応について、次のとおり定める。

行政機関は、その取り扱う特定個人情報（委託を受けた者が取り扱うものを含む。以下同じ。）について、漏えい事案その他の番号法違反の事案又は番号法違反のおそれのある事案が発覚した場合には、次の事項について必要な措置を講ずるものとする。

## 1 組織内における報告、被害の拡大防止

責任ある立場の者に直ちに報告するとともに、被害の拡大を防止する。

## 2 事実関係の調査、原因の究明

事実関係を調査し、番号法違反又は番号法違反のおそれが把握できた場合には、その原因の究明を行う。

## 3 影響範囲の特定

2 で把握した事実関係による影響の範囲を特定する。

## 4 再発防止策の検討・実施

2 で究明した原因を踏まえ、再発防止策を検討し、速やかに実施する。
## 5 影響を受ける可能性のある本人への連絡等

事案の内容等に応じて、二次被害の防止、類似事案の発生回避等の観点から、事実関係等について、速やかに、本人へ連絡し、又は本人が容易に知り得る状態に置く。

## 6 事実関係、再発防止策等の公表

事案の内容等に応じて、二次被害の防止、類似事案の発生回避等の観点から、事実関係及び再発防止策等について、速やかに公表する。

## 7 個人情報保護委員会への報告

行政機関は、番号法違反の事案又は番号法違反のおそれのある事案を把握した場合には、事実関係及び再発防止策等について、速やかに個人情報保護委員会に報告する。ただし、番号法第28条の4の規定に基づき、「特定個人情報の漏えいその他の特定個人情報の安全の確保に係る重大な事態の報告に関する規則」(平成27年特定個人情報保護委員会規則第___号。以下「規則」という。)第2条に規定する特定個人情報ファイルに記録された特定個人情報の漏えいその他の特定個人情報の安全の確保に係る重大な事態（以下「重大事態」という。）に該当する事案については、規則を根拠として個人情報保護委員会に報告することとなる。

また、行政機関は、重大事態に該当する事案又はそのおそれのある事案が発覚した時点で、直ちにその旨を個人情報保護委員会に報告する。

## （参考）規則に規定する重大事態

一次に掲げる特定個人情報が漏えい（不正アクセス行為（不正アクセス行為の禁止等に関する法律（平成11年法律第128号）第2条第4項に規定する不正アクセス行為をいう。）による漏えいその他番号法第19条各号に該当しない特定個人情報の提供を含む。）し、滅失し、又は毀損した事態

情報提供ネットワークシステム及びこれに接続された電子計算機に記録された特定個人情報

☐ 個人番号利用事務実施者が個人番号利用事務を処理するために使用する情報システムにおいて管理される特定個人情報

ハ 行政機関、地方公共団体、独立行政法人等及び地方独立行政法人が個人番号関係事務を処理するために使用する情報システム並びに行政機関、地方公共団体、独立行政法人等及び地方独立行政法人から個人番号関係事務の全部又は一部の委託を受けた者が当該個人番号関係事務を処理するために使用する情報システムにおいて管理される特定個人情報
二 次に掲げる特定個人情報に係る本人の数が100人を超える事態

イ 漏えいし、滅失し、又は毀損した特定個人情報

☐ 番号法第9条の規定に反して利用された個人番号を含む特定個人情報

八 番号法第 19 条の規定に反して提供された特定個人情報

三 個人番号利用事務実施者又は個人番号関係事務実施者の保有する特定個人情報ファイルに記録された特定個人情報を電磁的方法により不特定多数の者が閲覧することができる状態となり、かつ、その特定個人情報が閲覧された事態

四 不正の目的をもって、個人番号利用事務実施者又は個人番号関係事務実施者の保有する特定個人情報ファイルに記録された特定個人情報を利用し、又は提供した者がいる事態
# 経済分析

第 68 号 昭和 52 年 10 月

☆家計の資産需要方程式の計測

经济企画厅经济研究所编集
# 经 济 分 析

## 第 68 号

1977.10

経済企画庁経済研究所

## 目次

< 分 析 > 家計の資産需要方程式の計測

序……1
1. 動学的資産選択モデル……2
2. 推定結果の経済的意味……4
3. 推定結果の統計的意味……11
4. 不均一分散性……14
5. 資産効果の非線形性……23
6. 資産選択関数の同次性……23
7. 郵便貯金の需要関数……25
8. 一般（非勤労者）世帯の資産需要方程式……31
9. 結 語……32
10. 付 録……33
# 家計の資産需要方程式の計測 $ ^{*} $

斎 藤 光 雄

## 序

本稿は昭和45年から49年までの貯蓄動向調査の個票を用いて，家計の動学的資産選択モデルを計測した結果を報告するものである。現在，計量経済学的な実証研究において重要な障害の1つに多重相関性の問題がある。とくに時系列データに依存する分析においては，不十分な情報からあまりにも多くのものを推定しようとする傾向がある。このため，パラメターに対する点推定値が著しく不安定になり，その結果，経済理論上当然含められるべき変数が十分なテストも受けないままに無視されるということがしばしば行なわれる。これに対し，適切に設計されたクロス・セクション・データは，経済学研究における実験結果といってよいほどの大量のすぐれた情報を提供している。本研究もこのような意味で，クロス・セクション・データ分析の意義を重視し，貯蓄動向調査を用いて資産選択における正味資産および所得の影響の計測を意図するものである。

家計の資産選択において，もっとも基本的な決定要因が，家計の賞味資産，所得，および各

大鹿隆

資産の収益率であることはほとんど異論のないところであろう $ ^{1)} $ 。従来,同様な意味での家計行動の基本的決定要因に関し，たとえば多品目消費関数に対する所得効果（いわゆるエンゲル曲線），あるいは（総）消費関数における所得効果・流動資産効果については，きわめて多くの実証的計測結果が蓄積されており，これらは計量経済学的な実証研究の中でももっとも信頼すべき事実に属するといってよい。われわれは，資産選択においても，このような意味での一般的事実の存在を期待し，その計測を行なうことによって，資産選択に関する実証研究の基礎としたいと考えている $ ^{2)} $ 。

まず，第1節では家計の動学的資産選択モデルを説明する。このモデルは，静学的方程式も動学的方程式もともにadding-up restraintを満足させているという意味でブレイナード・トービン型であるということができる。第2節および第3節では，それぞれ推定結果の経済学的意味および統計学的意味の検討を行なう。クロス・セクション・データを取り扱う推定上の問題点の1つとして誤差項の不均一分散性が挙げられる。第4節ではこの点を考慮した推定結果
を示す。また，ここまでは資産需要関数の独立変数はすべて線形式であらわされていたが，第5節では，正味資産の非線形効果についての計測を行なう。資産選択の理論モデルでは，しばしば資産需要関数を正味資産および所得に関する1次同次関数であると仮定するが，第6節ではこの仮定の現実性を検討した。第7節では通貨性預金および定期性預金をそれぞれ郵便貯金と銀行預金に分割して，需要関数を計測した結果を掲げる。以上の計測結果はすべて，勤労者世帯のみを標本とするものであるが，最後に第8節において，一般世帯（非勤労者世帯）の場合の計測結果を示して勤労者世帯の結果との異同を論じることにする。

### 1. 動学的資産選択モデル

きわめて一般的にいって，家計の資産需要方程式は，正味資産，所得，および各資産の収。益率の関数としてつぎのようにあらわすことができる

$$ \begin{aligned}&(1)\quad A_{i}=f_{i}\ (W,Y,R_{1},R_{2},\ldots\ldots,R_{n})\\&\quad i=1,2,\ldots\ldots,n\\&(2)\quad\sum_{i=1}^{n}A_{i}=W\\& ここで ,\\&\quad A_{i}= 第 i 番目の資産の期末保有量 \\&\quad R_{i}= 第 i 番目の資産の収益率 \\&\quad W= 資産総額 , または正味資産 \\&\quad Y= 所得 \end{aligned} $$

である。 $ A_{i} $ は資産であるときは正，負債であるときは負の値をとるものと定める。したがって，Wは金融資産についての正味資産（または純資産）である。

この方程式システムの推定に際しては，次の2つの問題点が指摘される。第1に，この資産需要方程式が全体として矛盾のない資産選択行動をあらわしているためには，連立方程式(1)が，同時に adding-up restraint (2)を満足していなければならない。これはブレイナード・トービンによって強調された点である $ ^{3} $ 。第2に，資産項目が多数になるにしたがって，(1)式の独立変数は多数になり，多重相関性のため，係数推定値の信頼性が低下するおそれがある $ ^{4} $ 。また，物価変動の効果を考えるならば上式は2つの点で修正する必要があるだろう。第1に，家計に貨幣錯覚がないと仮定するならば， $ A_{i} $ ，W，Yの間の関係は消費者物価指数でデフレートした不变価格の数量の間の関係と考えるべきである。第2に，各資産の収益率としては，物価変動の効果を差引いた実質収益率をとる方が適切である。これらの点については，推定のさいに再び論じることにする。

いま(1)式を1次式であらわすならば，

$$ \begin{aligned}(3)\quad A_{i}=\alpha_{i}W+\beta_{i}Y+\sum_{j=1}^{n}\gamma_{ij}R_{j}+\varepsilon_{i}\\i=1,2,\ldots\ldots,n\end{aligned} $$

となる。ここでもし，パラメター $\alpha_{i}$，$\beta_{i}$，$\gamma_{ij}$，$\varepsilon_{i}$ の間に

$$ \begin{align*}\sum_{i=1}^{n}\alpha_{i}&=1\ ,\\\sum_{i=1}^{n}\beta_{i}&=0\ ,\ $ 4)\quad&\sum_{i=1}^{n}\gamma_{ij}=0\ ,\quad j=1,2,\ldots\ldots,n\\\sum_{i=1}^{n}\varepsilon_{i}&=0\ ,\\\end{align*} $$

なる関係が存在するならば，(3)式は上記のadding-up restraint(2)を満足していることになる。

つぎに，(3)式を静学的資産需要関数とみなし，これに基礎をおく動学的資産需要関数をストック調整原理によってあらわすならば，つぎのようになる。

$$ \begin{aligned}(5)\quad A_{i,t}^{\star}=&\alpha_{i}W_{t}+\beta_{i}Y_{t}+\sum_{j=1}^{n}\gamma_{ij}R_{j,t}+\varepsilon_{i},\\&i=1,2,\ldots\ldots,n\ $ 6)\quad A_{i,t}-A_{i,t_{-}1}=&\sum_{j=1}^{n}\theta_{ij}\left(A_{j,t}^{\star}-A_{j,t_{-}1}\right)\\&i=1,2,\ldots\ldots,n\end{aligned} $$

ここで， $ A_{i,t}^{*} $ は t 期末における第 i 資産の望
ましい保有高をあらわす。(5)式における $\alpha_{i}$, $\beta_{i}$, $\gamma_{ij}$, および $\varepsilon_{i}$ が条件(4)を満足し, かつ(6)式における $\theta_{ij}$ に

$$ (7)\quad\sum_{i=1}^{n}\theta_{ij}=1,j=1,2,\ldots\ldots,n $$

なる関係が存在するならば，この資産需要システムにおいて

$$ (8)\quad\sum_{i=1}^{n}A_{i,t}=\sum_{i=1}^{n}A_{i,t}^{\quad\star}=W_{t} $$

が成立し，動学的方程式においても各期ごとに adding-up restraintが満足されることになるのである。

さて ,(5)および(6)よりなるシステムを実際に推計する場合 ,(5)式を(6)式に代入してえられた方程式について推定を行なうという方法が考えられる。このとき最小二乘法は非常に有益な性質を持っていることが知られている。すなわち，もし観察されたデータが各期ごとに ad-ding-up restraint

$$ \sum_{i=1}^{n}A_{i,t}=W_{t} $$

を満足しているならば,(5)式を(6)式に代入した形の方程式によって推定したパラメターは，条件(4)および(7)をすべて満足するのである $ ^{5)} $ 。

以下では，貯蓄動向調査の個票を用いて(5)式および(6)式の推定を行なう。ブレイナード・トービン・タイプの資産需要方程式推定の最大の障害は多重相関性の問題であり，これは通常，時系列データが推定に必要なだけの情報を提供していないことに起因している。したがって貯蓄動向調査の個票という非常に膨大な情報を活用することにより，ブレイナード・トービン型の方程式の推定が可能になるといえる $ ^{6} $ 。

推定結果を報告する前に，推定すべき回復モデルの性質を具体的に記しておく。(5)式および(6)式に，個々の家計を示す添字sを付すとともに，各方程式に確率誤差項を加え，方程式システム全体を行列記号を用いて次のようにあらわす。

(9) $ A_{t}^{*} = BZ_{t} + u_{t} $

(10) $ A_{t} - A_{t-1} = \theta (A_{t}^{*} - A_{t-1}) + v_{t} $

(11) $ eB = \left[1, 0, 0, \ldots, 0\right] $

(12) $ e\theta = e $

$$ \begin{aligned}&A_{t}^{\star}=\left[A_{is}^{\star}\right]_{t}:(n\times m)\\&\boldsymbol{B}=\left[\alpha_{i},\beta_{i},\gamma_{i1},\gamma_{i2},\ldots\ldots\gamma_{in},\varepsilon_{i}\right]\\&\quad\quad\quad\quad\quad:(n\times(n+3))\\&\boldsymbol{Z}_{t}=\left[\begin{array}{ll}W_{s},&Y_{s},R_{1},R_{2},\ldots\ldots R_{n},1\end{array}\right]^{\prime}_{t}\\&\quad\quad\quad\quad\quad:((\boldsymbol{n}+3)\times\boldsymbol{m})\\&\boldsymbol{u}_{t}=\left[u_{is}\right]_{t}:(n\times m)\\&\boldsymbol{A}_{t}=\left[A_{is}\right]_{t}:(n\times m)\\&\boldsymbol{\theta}=\left[\theta_{ij}\right]:(\boldsymbol{n}\times\boldsymbol{n})\\&\boldsymbol{u}_{t}=\left[\upsilon_{is}\right]_{t}:(n\times m)\\&\boldsymbol{e}=\left[1,1,\ldots\ldots,1\right]:(\boldsymbol{1}\times\boldsymbol{n})\\ \end{aligned} $$

ここで，nは資産および負債の総数，mは家計総数をあらわす。 $ Z_{t} $ の各行は静学的方程式の各独立変数（定数項に対応する1を含めて計 $ (n+3) $ 個）に対応し，各列は個々の家計に対応する。（記号'は転置行列を示す）。 $ Z_{t} $ の要素のうちWおよびYには家計をあらわす添字sがあるのに対し， $ R_{1}, R_{2}, \ldots, R_{n}, 1 $ についてこれがないのは，各年の利子率はすべての家計に対し共通の値であると考えるからである。また， $ u_{t} $ がよび $ v_{t} $ の各要素は確率誤差項である。

(9)を(10)に代入すれば

$$ \begin{aligned}&A_{t}=CZ_{t}+DA_{t-1}+w_{t}\\&w_{t}=\theta u_{t}+v_{t}\\&C=\theta B\\&D=I-\theta\\ \end{aligned} $$

をうる。 $ w_{t} $ は確率誤差項である。

いま，貯蓄動向調査の個票を用いて(13)式を最小二乘法により推定するならば，CとDに対する推定値が得られる。後者よりθに対する推定値がえられるから，このθの逆行列をCに前から乗ずるならば

$$ \boldsymbol{\theta}^{-1}\boldsymbol{C}=\boldsymbol{\theta}^{-1}(\boldsymbol{\theta}\boldsymbol{B})=\boldsymbol{B} $$

の関係からBに対する推定値を求めることが
できる。

本来，クロス・セクション・データは資産効果および所得効果の推定に利用される。特定のクロス・セクション・データでは，すべての家計は同一の利子率に直面していると考えられるからである。しかし，われわれの場合，昭和45年より昭和49年まで，同一の標本設計による5年分のクロス・セクション・データの利用が可能であった。したがって，この5年分の標本をすべてプールして，資産効果・所得効果とともに，資産収益率の効果をも推定することとした。

すでに $ Z_{t} $ の説明でも記したように，収益率変数は一定の年においてすべての家計に共通の値をとるものであるから，収益率効果の推定に用いることのできる情報はきわめて限られている。われわれの場合，5年分のクロス・セクション・データを利用するのであるから収益率変数は4変数以上用いることはできない。すなわち，4個の収益率変数と定数項で5年分の標本に対する自由度はちょうどゼロになるからである。このような限定された形での推定であるから，収益率変数の効果の計測結果についてはあまり多くを期待しえない。ただしこれによって資産効果・所得効果の推定結果までが影響を受けるわけではないことは指摘しておくが必要がある $ ^{7} $ 。収益率変数に関して自由度がゼロである場合の推定結果というものは，他の変数に関してはちょうど昭和45年を基準年として昭和46年以降各年に定数項に対するダミー変数を加えたときと同じ結果になるのである。

さきに方程式(1)および(2)を示した時触れたように，物価変動が資産需要に及ぼす影響を考慮する場合，上記の方程式は2つの点で修正を行なう必要がある。

第1に，合理的な家計の資産選択行動には貨幣錯覚がないと仮定して，各資産，負債，および所得を昭和45年基準の消費者物価でデフレートし，これらの変数を昭和45年価格で測ることにした。なお，単位はすべて1,000円である。第2に，収益率については，（i）各資産の収益率をそのまま用いた場合，（ii）各資産の収益率として実質収益率を用いた場合，（iii）消費者物価上昇率を独立変数に加えた場合をそれぞれ推定することにした。しかし，この3つのいずれの場合についても，収益率および物価上昇率はすべての家計に対して共通の値をとる変数である。したがって，先に記したように，これらの変数は4個用いることによって自由度はゼロとなるのであるから推定値の結果にあまり重きを置きえない。収益率および物価上昇率が資産選択に与える影響についての推定は，もっと長期間の時系列を利用して作業をすすめることにしたい。

### 2. 推定結果の経済的意味

ここで，データの処理について若干付記しておく。標本として，2年連続調査を行った勤労者世帯をとるが，このうちから所得の報告のないものは除くこととした。

さらに，消費＝年間収入－（今期の正味資産－前期の正味資産）－（住宅投資＋土地投資）と定義し，1人当りの消費が10万円以下となる世帯も除いた。その結果，標本数は5年分で6,231世帯，1年平均1,246世帯であった。資産は貯蓄動向調査の分類にしたがい，「通貨性預金（ $ A_{1} $ ）」，「定期性預金（ $ A_{2} $ ）」，「金融機関外預金（ $ A_{3} $ ）」，「生命保険（ $ A_{4} $ ）」，「株式（株式投資信託をふくむ）（ $ A_{5} $ ）」，「債券（債券投資信託をふくむ）（ $ A_{6} $ ）」，「金融機関負債（ $ A_{7} $ ）」「その他負債（ $ A_{8} $ ）」の8項目に分類した。また，各年ごとに資産，負債，前年の資産，および前年の負債をその年の一般消費者物価指数でデフレートした $ ^{8} $ 。資産の収益率については「定期預金利子率（ $ R_{2} $ ）」，「株式収益率（ $ R_{5} $ ）」，「債券利廻り（ $ R_{6} $ ）」，「銀行貸出利子率（ $ R_{7} $ ）」
の4種類を用いた。単位はいずれもパーセントである $ ^{8^{a})} $ 。

(13)式の推定結果は，第1表に掲げた。表の各行に沿って各資産に対応する推定結果を示してある。表の各列は，1列から7列までが $ Z_{t} $ マトリックスの各行（独立変数）に対応し，(13)式のCマトリックスの推定値を示す⁹)。(8)列から(15)列までは，各資産の前期末における保有高に対応し，(13)式のDマトリックスの推定値を示している。

なお，これらの各推定値の下の括弧内の数字は t 値である。最後の(16)列は上段が自由度調整ずみの決定係数，下段の括弧内の数字は方程式の標準推定誤差である。

推定結果の検討に進むことにする。前年末の資産保有高の効果，すなわちDの推定結果では，Dの対角要素（その資産自身の前年末保有高の効果）の推定値はすべての資産について1より小さい正の値をとっている。またt-値は非常に高く，各点推定値を中心とする信頼区間の幅も点推定値の大体10分の1以下（負債の場合のみ10分の1を若干越える）である。1からこのDの対角要素を引いた値がθの対角要素すなわち自己調整係数の推定値となる。これは，理論的には正であり，かつ動学的資産選択システムが安定的であるためには1より小さい値をとることが予想されるが，θの対角要素の推定値が例外なく1より小さい正の値であることは表より直ちに知ることができる $ ^{10)} $ 。このように多数の独立変数を含みながら，すべての資産について理論的に妥当と考えられる推定値のえられたことは，クロス・セクション・データが与える豊富な情報を利用しえたためであるといえよう。自己調整係数の大きさは，通貨性貯金（0.58），定期性預金（0.41），生命保険（0.44），金融機関負債（0.51），が比較的大きい値であり，金融機関外預金（0.19），株式（0.34），債券（0.21），その他負債（0.36）がやや低い部類に属している。Dマトリックス推定値の非対角要素は，大多数が負であり（Dの非対角要素56のうち正の値は2つだけ），絶対値では0.28が最大であって0.1以下の値が半数以上をしめる。Dの非対角要素の符号を逆にした値が，これに対応するθの非対角要素の推定値となるのであるから，上記の事実はθの非対角要素の大多数が正の小さな値をとっていることを示す。これは，たとえば定期性預金の場合，望ましい保有高が前年の保有高を越えているならば，1年目にはその差額の41%だけ定期性預金の保有高を増加させるが，残りの59%は差当り少しずつ他の資産の保有高の増加にあてられることを意味する。

資産効果は表の第1列に示されている。どの資産に対しても，正味資産 W は有意な正の効果を持っている。すでに記したように，短期の資産効果を示す係数にマトリックス θ の逆行列を前から乗じることにより，長期の資産効果を示す係数（Bの第1列）を算出することが出来る。これら短期および長期の資産効果の大きさを弾力性であらわしたものが，第2表第1列である。それぞれの資産について，上段の数字が短期弾力性，下段の数字が長期弾力性である。なお，弾力性の計算には，昭和47年の勤労者家計の資産の平均保有高（昭和45年価格）を用いた $ ^{11} $ 。

資産効果の短期弾力性は,通貨性預金(0.28),
(1)正味資産W	(2)所得Y	(3)定期預金利 子 率R2	(4)株 式 収 益 率R5	(5)債 券 利 迴 りR6	(6)貸 出 利 子 率R7	(7)定 数 項
A1:通貨性預金	0.0507(20.0)	0.0441(10.8)	32.7251(2.28)	-0.0233(0.09)	-8.3173(0.63)	-27.8985(1.45)	90.4581(1.44)
A2:定期性預金	0.2255(47.8)	0.0739(9.70)	102.9005(3.85)	0.0663(0.13)	3.2041(0.13)	-93.7908(2.62)	52.9248(0.45)
A3:金融機関外預金	0.0308(14.1)	0.0236(6.70)	-2.0743(0.17)	0.0344(0.15)	2.6865(0.24)	4.2427(0.26)	-56.3306(1.04)
A4:生命保険	0.0394(15.5)	0.0540(13.2)	-26.7726(1.88)	0.2682(0.99)	19.4467(1.48)	-7.8979(0.41)	82.2316(1.31)
A5:株 式	0.1110(31.7)	0.0149(2.64)	-47.5957(2.40)	0.4529(1.21)	-25.6390(1.41)	97.4294(3.66)	-316.3897(3.64)
A6:債 券	0.0691(23.3)	0.0296(6.17)	-25.3718(1.51)	0.0985(0.31)	15.7945(1.02)	12.8853(0.57)	-122.8889(1.67)
A7:金融機関からの借入金	0.3151(57.7)	-0.1590(18.0)	-34.7780(1.13)	-1.1782(2.02)	-24.5193(0.86)	34.5125(0.83)	241.9539(1.79)
A8:その他借入金	0.1584(40.2)	-0.0811(12.7)	0.9668(0.04)	0.2813(0.67)	17.3438(0.85)	-19.4826(0.65)	28.0408(0.28)
関 数（勤労者世帯，線形式）

(8)	(9)	(10)	(11)	(12)	(13)	(14)	(15)	(16)
A1, -1	A2, -1	A3, -1	A4, -1	A5, -1	A6, -1	A7, -1	A8, -1	R²(Se)
0.4179(41.5)	0.0084(1.97)	- 0.0601(5.75)	- 0.0311(3.29)	- 0.0044(1.01)	- 0.0516(7.99)	- 0.0359(4.70)	- 0.0290(3.79)	0.4150(213.2)
- 0.0211(1.13)	0.5937(74.7)	- 0.1746(8.98)	- 0.1465(8.34)	- 0.1867(23.2)	- 0.2246(18.7)	- 0.1029(7.24)	- 0.1238(8.69)	0.7576(396.6)
- 0.0284(3.29)	- 0.0298(8.13)	0.8080(90.0)	- 0.0275(3.39)	- 0.0216(5.80)	- 0.0452(8.16)	- 0.0343(5.22)	- 0.0238(3.62)	0.6208(183.0)
- 0.0029(0.29)	- 0.0201(4.71)	- 0.0586(5.62)	0.5572(59.1)	- 0.0136(3.14)	- 0.0309(4.80)	- 0.0420(5.50)	- 0.0321(4.20)	0.4889(212.9)
- 0.0157(1.13)	- 0.1140(19.3)	- 0.0321(2.22)	- 0.0651(4.99)	0.6552(109.5)	- 0.0727(8.16)	- 0.0914(8.66)	- 0.1158(11.0)	0.7988(294.4)
0.0279(2.38)	- 0.0676(13.6)	- 0.0719(5.88)	- 0.0484(4.38)	- 0.0662(13.1)	0.7925(105.0)	- 0.0318(3.57)	- 0.0405(4.53)	0.7337(249.2)
- 0.2192(10.1)	- 0.2440(26.6)	- 0.2245(9.98)	- 0.1987(9.78)	- 0.2484(26.7)	- 0.2290(16.5)	0.4901(29.8)	- 0.2773(16.8)	0.5141(458.7)
- 0.1586(10.1)	- 0.1266(19.1)	- 0.1862(11.5)	- 0.0399(2.72)	- 0.1143(17.0)	- 0.1383(13.8)	- 0.1518(12.8)	0.6424(54.0)	0.5385(331.5)
第 2 表 金融資產需要彈力性 （勤労者世帯，線形式）

家計の資産需要方程式の計測

(1)
正味資産
W	(2)
所得
Y	(3)
定期預金
利 子 率
R2	(4)
株 式
收 益 率
R5	(5)
債券利廻り
R6	(6)
貸出利子率
R7
A1:通貨性預金	0.282	0.321	0.722	-0.006	-0.228	-0.821
0.310	0.653	2.030	0.005	-0.666	-2.036
A2:定期性預金	0.503	0.215	0.909	0.007	0.035	-1.106
0.742	0.421	4.425	-0.071	-0.225	-5.519
A3:金融機関外預
金	0.333	0.334	-0.089	0.017	0.143	0.243
-0.073	2.128	-0.218	0.257	0.461	1.951
A4:生命保険	0.149	0.267	-0.400	0.047	0.361	-0.158
0.109	0.751	-0.761	0.139	0.785	-0.476
A5:株
式	0.704	0.124	-1.197	0.133	-0.800	3.272
0.417	1.319	-5.588	0.549	-3.183	14.238
A6:債
券	0.565	0.316	-0.822	0.037	0.634	0.557
1.175	1.110	-5.342	0.019	3.826	2.637
A7:金融機関から
の借入金	2.346	-1.549	-1.026	-0.406	-0.897	1.360
2.012	-5.002	-3.982	-1.563	-3.334	5.087
A8:その他借入金	1.203	-0.806	0.029	0.099	0.648	-0.783
0.829	-2.840	-0.454	0.694	3.426	-3.501
第 3 表 昭和47年貯蓄動向調査報告（抜粋）および消費者物価指数

勤 劳 者 世 带	全 世 带	一 般 世 带
集計世帯数	3,074	4,630	1,556
年 間 収 入	1,788.1	1,816.0	1,872.6
貯 蓄	1,730.4	2,149.8	2,981.8
通貨性預金	245.7	313.6	448.4
定期性預金	613.4	820.9	1,232.7
金融機関外	126.3	92.7	25.9
生命 保 険	362.3	422.2	541.2
株 式(含投資信託)	215.4	327.2	548.8
債 券(含投資信託)	167.3	173.2	184.9
通貨性預金(郵 便 局)	62.2	63.0
“ (銀行,その他)	183.5	250.7
定期性預金(郵 便 局)	166.9	170.6
“ (銀行,その他)	446.5	650.3
負 債	363.6	461.8	656.5
金融機関	183.6	319.4	588.8
金融機関外	180.0	142.3	67.7
正味資産	1,366.8	1,688.0	2,325.3
消費者物価指数
昭 和 45 年	1.000
46 年	1.061
47 年	1.100
48 年	1.239
49 年	1.542
生命保険（0.15），金融機関外預金（0.33）が低く，定期性預金（0.50），株式（0.70），債券（0.57）がこれらより若干高く，金融機関借入金（2.35），その他借入金（1.20）がさらに高い。このことは金融資産の正味資産が増加したときは，借入金の返済にあてられる割合が非常に大きく，通貨性預金，生命保険等にむけられる割合が小さいことを意味する。このように借入金に関する弾力性の値が高い点はつぎのように解釈される。すなわち，後に所得効果の推定結果のところで注釈するように，所得水準の高い家計では他の事情にして等しければ，借入金（大半はローンによる住宅および耐久消費財購入のためとみなされる）の額は著しく大きい。そうして，このような借入金を持つ家計では年年の貯蓄額は何よりもまず，この借入金の返済に当てられていると考えられるのである。

資産効果の長期弾力性についても，ほぼ同様の傾向が認められるが，定期性預金，債券などは短期より長期の方が弾力性が増大する傾向があるのに対し，株式，負債などはむしろ減少する傾向が認められる点，および金融機関外預金の弾力性が小さいが負の値にすら転じている点などが注目される。アメリカのクロス・セクション・データの推定値が，ここでいう長期の弾力性に対応すると考えられるが，アメリカの場合，現金・要求払預金（0.18），定期預金（0.34）などは日本の値よりかなり低く，生命保険・年金積立金（0.32），株式（1.09）などが日本の値よりかなり高い点を指摘しうる。これらは，日米両国の資産保有の習慣の相違を反映していると考えられる。

所得効果も同様にして，短期および長期の弾力性の値を計算することができる。それが第2表（2）列の数字である。所得効果は通貨性預金の弾力性（長期0.65）の方が定期性預金の弾力性（長期0.42）よりも大きい。これは前者の方が取引残高需要としてより多く保有されることを示す。資産効果の場合は貯蓄性の強い定期性預金の方が通貨性預金より弾力性が高かった事実と対照をなしている。金融機関外預金（2.13），生命保険（0.75），株式（1.32），債券（1.11）の長期弾力性が比較的高いが，これらは大体において所得獲得能力に強く結びついているから当然のことといえよう。金融機関借入金，その他借入金の弾力性が絶対値で非常に高いのも，所得が高いほど借入能力が高いという事実を示している。アメリカの推定値との比較でいえば，生命保険・年金積立金（0.82），借入金（2.19）などが日本の値と類似した傾向を示しているが，他の資産ではアメリカの所得弾力性は日本のそれよりかなり低い推定値を示している。

さきに記したように，利子弾力性の値については，結果にあまり重きをおくことは出来ないが，定期性預金の定期預金利子率弾力性は短期で0.91，長期で4.41とかなり高い値に推定されている。これに対応するアメリカの長期弾力性推定値は0.82であった。株式需要の株式収益率弾力性は短期，長期ともにやや低かった。これに対し，債券利廻りは債券需要に対して短期0.63，長期3.83とかなり強い影響を与えているのみならず，代替資産とみなされる株式需要に対しても弾力性が短期-0.80，長期-3.18と強い影響を持っている。さらに，利子率ないし収益率から物価上昇率を引いた実質利子率についても推定を試みたことを付記しておく。ただし，その結果は， $ R_{2} $ ， $ R_{5} $ ， $ R_{6} $ の実質利子率の影響は物価上昇率で割引かない場合とあまりかわらず， $ R_{7} $ の実質利子率の影響は借入金に対し期待とは逆符号の係数推定値を示した。

また，利子率をすべて除いて，そのかわりに消費者物価上昇率のみを説明変数とする場合（すなわち式(13)のマトリックスZは正味資産，所得，消費者物価上昇率，および1.0よりなる場合）の推定も試みたが，その結果のうち，正味資産，所得，消費者物価上昇率の係数推定値のみを第4表に示した。係数推定値が正の値を示したのは定期性預金，金融機関外預金，債券，およびその他借入金であり，負の値を示したのは通貨性預金，生命保険，株式，および金融機関借入金であった。インフレ期待のあるとき，金融資産の構成では利廻りの高い債券，定期性
第 4 表 金融資產需要関数

(1) 正味資産 W	(2) 所 得 Y	(3) 消費者物価上昇率
A1:通貨性預金	0.0505 (19.9)	0.0453 (11.1)	-0.1402 (0.377)
A2:定期性預金	0.2251 (47.7)	0.0762 (10.1)	2.7049 (3.91)
A3:金融機関外預金	0.0308 (14.2)	0.0233 (6.67)	0.4178 (1.31)
A4:生命保険	0.0394 (15.6)	0.0537 (13.2)	-1.1855 (3.20)
A5:株式	0.1110 (31.7)	0.0146 (2.6)	-1.3636 (2.66)
A6:債券	0.0693 (23.4)	0.0284 (6.0)	0.4894 (1.13)
A7:金融機関からの借入金	0.3156 (57.9)	-0.1605 (18.3)	-1.1583 (1.45)
A8:その他借入金	0.1583 (40.2)	-0.0810 (12.8)	0.2355 (0.408)

預金を増加させかつ負債の絶対額を増加させる意図が働くことは十分予想される $ ^{11^{a})} $ 。しかし，株式とその他借入金は期待とは反対の結果といえよう。いずれにせよ，t-値が2.6以上のものは定期性預金と生命保険と株式のみであり，今後時系列データの情報を利用してもっと正確な推定を行う必要があるだろう。

### 3. 推定結果の統計的意味

われわれの資産需要方程式は過去の資産保有高の影響を含む動学的システムであり，このシステムをクロス・セクション・データを用いて推定している点に方法的特徴がある。そこで，この特徴の意味を一層詳細に検討するため，同じクロス・セクション・データを用いて最初に掲げた静学的方程式

$$ \begin{align*}A_{i}=\alpha_{i}W+\beta_{i}Y+\sum_{j=1}^{n}\gamma_{j}R_{j}+\varepsilon_{i},\\i=1,2,\ldots\ldots,n\end{align*} $$

をそのままの形で推定し，この結果と前節でえられた動学的方程式の結果を比較してみたい。

第5表は(3)式の推定結果を示している。この結果をさきの第1表の結果と対照させて次の事実を指摘しうる。第1に，動学的方程式を採用することにより，独立変数の持つ説明力が著しく増大することがわかる。すなわち，決定係数 $ R^{2} $ の8資産についての範囲は，静学的方程式の場合（0.08，0.44）であるが，動学的方程式では（0.42，0.80）となっている。後者の場合，クロス・セクション・データの個票による推定結果としてはフィットは良好であるといえる。とりわけ，「金融機関外預金」，「株式」，「債券」などでは，動学的方程式を採用することによる $ R^{2} $ に増加が顕著であった。

第2に，上記のような動学的システムにおける $ R^{2} $ の増大は，各資産とも，前期末のその資産の保有高の説明力に負うところが大きいと考えられる。この点を確かめるため，

$$ \begin{aligned}A_{i,t}&=\alpha_{i}W_{t}+\beta_{i}Y_{t}+\sum_{j=1}^{n}\gamma_{ij}R_{j,t}\\&+\delta A_{i,t-1}+\varepsilon_{i},\\&i=1,2,\ldots\ldots,n\\ \end{aligned} $$

という形の動学的方程式を推定した。その結果は第6表のとおりである $ ^{12)} $ 。この方程式システムでは8資産の $ \overline{R^{2}} $ の範囲は（0.37，0.78）となり，ほぼ動学的方程式(13)の結果に近い説明力がえらている。また，自己調整係数δの推
第 5 表 金融資產需要関数（勤労者世帯，静学的方程式）

家計の資産需要方程式の計測

(1)正味資産W	(2)所得Y	(3)定期預金利 子率R2	(4)株式收益率R5	(5)債券利廻りR6	(6)貸出利子率R7	(7)定 数 項	(8)R2(Se)	(9)正味資産W1	(10)所得Y1
A1:通貨性預金	0.0552(30.1)	0.0733(17.6)	42.8402(2.60)	0.1549(0.50)	-10.0403(0.66)	-25.5480(1.15)	31.7264(0.44)	0.2276(245.0)	0.0557	0.0897
A2:定期性預金	0.2692(60.0)	0.1343(13.1)	206.3929(5.12)	0.5947(0.78)	-16.4117(0.44)	-135.2692(2.50)	-71.1431(0.42)	0.4449(600.1)	0.3332	0.1445
A3:金融機関外預金	0.0278(13.0)	0.0635(13.1)	-34.4052(1.79)	0.3423(0.94)	32.3771(1.83)	-7.4636(0.29)	-31.8266(0.38)	0.0770(285.6)	-0.0067	0.1503
A4:生命保険	0.0361(17.9)	0.1115(24.3)	-43.0372(2.38)	-0.2680(0.79)	-2.6822(0.16)	11.6604(0.48)	256.6109(3.24)	0.1853(268.8)	0.0288	0.1522
A5:株式	0.2005(49.9)	0.0485(5.31)	-45.7575(1.27)	0.4693(0.69)	25.2305(0.76)	17.3633(0.36)	-228.1986(1.44)	0.3306(537.0)	0.0658	0.1589
A6:債券	0.1145(35.8)	0.0488(6.70)	-18.6050(0.65)	0.1079(0.20)	-1.5609(0.06)	28.0399(0.73)	-176.5423(1.40)	0.2138(428.1)	0.1439	0.1039
A7:金融機関からの借入金	0.1811(42.4)	-0.2668(27.4)	-107.4682(2.80)	-1.1695(1.61)	-36.4293(1.03)	124.3328(2.41)	103.5459(0.61)	0.2473(570.9)	0.2703	-0.5136
A8:その他借入金	0.1155(35.4)	-0.2132(28.7)	0.0400(0.00)	-0.2315(0.42)	9.5169(0.35)	-13.1156(0.33)	118.8275(0.92)	0.2024(435.8)	0.1092	-0.2859

1) 方程式(13)の推定値から計算された長期の限界係数
第 6 表 金融資產需要関数（勤労者世帯，動学的方程式）

(1) 正味資産W	(2) 所得Y	(3) $ A_{i,t-1} $	(4) 定期預金利 子率 $ R_{2} $	(5) 株式收益率 $ R_{5} $	(6) 債券利廻り $ R_{6} $	(7) 貸出利子率 $ R_{7} $	(8) 定 数 項	(9) $ \overline{R^{2}} $ ( $ S_{e} $ )
$ A_{1} $ :通 貨 性 預 金	0.0398(24.1)	0.0453(12.2)	0.4300(42.7)	39.2868(2.71)	-0.0065(0.02)	-8.2814(0.62)	-31.7008(1.63)	77.0644(1.21)	0.4028(215.4)
$ A_{2} $ :定 期 性 預 金	0.1300(35.5)	0.0608(8.28)	0.6438(77.6)	108.7343(3.78)	0.1334(0.25)	-3.5688(0.13)	-78.7027(2.04)	-34.6110(0.27)	0.7179(427.8)
$ A_{3} $ :金融機関外預 金	0.0095(6.81)	0.0206(6.45)	0.8224(92.4)	-3.5598(0.29)	0.0292(0.12)	3.6948(0.32)	5.2337(0.31)	-65.0762(1.19)	0.6107(185.5)
$ A_{4} $ :生 命 保 険	0.0227(14.0)	0.0566(15.1)	0.5639(59.6)	-24.6600(1.71)	0.2475(0.91)	18.2496(1.38)	-7.5559(0.39)	75.2754(1.19)	0.4813(214.4)
$ A_{5} $ :株 式	0.0571(21.8)	0.0193(3.69)	0.6827(113.3)	-55.8849(2.71)	0.4586(1.18)	-21.1960(1.12)	101.0084(3.64)	-344.8603(3.81)	0.7814(306.9)
$ A_{6} $ :債 労	0.0327(15.8)	0.0224(5.12)	0.8073(105.6)	-29.7948(1.73)	0.0928(0.29)	12.5655(0.79)	24.1105(1.04)	-155.3058(2.06)	0.7183(256.2)
$ A_{7} $ :金融機関からの借入 金	0.1415(35.0)	-0.1866(20.4)	0.6442(35.6)	-53.6619(1.53)	-1.2271(1.86)	-29.4373(0.91)	66.6507(1.42)	138.1873(0.90)	0.3745(520.5)
$ A_{8} $ :その他借入金	0.0690(24.7)	-0.1007(15.8)	0.7003(55.8)	-2.3913(0.10)	0.1067(0.24)	12.0031(0.55)	-9.0366(0.28)	15.9044(0.15)	0.4684(355.8)