経済分析

第 162 号 平成 12 年 11 月

〈分析 1〉 日銀の金融調節とコールレート

〈分析 2〉 金融政策の波及経路と政策手段

経済企画庁経済研究所 編集

経済分析第162 号についてのお問い合わせは、 経済企画庁経済研究所研究官室あてご連絡ください。

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本誌の性格について

本誌は、研究所員の研究試論である。この種の成果は、研究所内部においても現在どういう

研究が進行しつつあり、どういう考え方が生まれつつあるかを外部の方々に知っていただく

と同時に、きたんのないご批判を仰ぐことを意図するものである。そのため、掲載は研究員

個人の名義であり、研究所としての公式の見解ではないことを含まれたい。

経 済 分 析

第 162 号

平成12年11月

経済企画庁経済研究所

〈分析1〉日銀の金融調節とコールレート・・・・・・・・・・1

〈分析２〉金融政策の波及経路と政策手段・・・・・・・・・115

－1－

日銀の金融調節とコールレート**

細野 薫*

杉原 茂

三平 剛

* 細野薫（経済企画庁経済研究所部外協力者、名古屋市立大学助教授）、杉原茂（元経済企画庁経済研究所

主任研究官、日本経済研究センター主任研究官）、三平剛（元経済企画庁経済研究所研究官、経済企画庁計

画局計画課課長補佐）。

**一橋大学、名古屋市立大学、統計研究会のセミナー参加者、特に伊藤隆敏、渡辺努、根津永二、櫻川昌

哉、石原秀彦、清水克俊の各氏から貴重なコメントをいただいた。また、計量経済学会 2000 年春季大会（2000

年 5 月 13 日）の討論者である齊藤誠氏、経済企画庁ワークショップ（2000 年 6 月 20 日）におけるコメン

テーターを引き受けていただいた堀内昭義氏及び小川英治氏からのコメントに感謝する。また、本論文の

作成過程において、貞広彰氏（元経済企画庁経済研究所長、経済企画庁経済研究所顧問）からコメントを

いただいた。

－2－

－3－

目 次

＜分析１＞日銀の金融調節とコールレート

要約・・・・・・・・・・・・・・・・・・・・・・・・・・・・・・・・・・・ 5

第１節 日銀の金融調節のプロセス・・・・・・・・・・・・・・・・・・・・・・11

１．コール市場と日銀の金融調節・・・・・・・・・・・・・・・・・・・・・11

２．日銀の金融調節と準備預金供給・・・・・・・・・・・・・・・・・・・・13

３．金融調節の実際・・・・・・・・・・・・・・・・・・・・・・・・・・・14

４．別のオペ手段・・・・・・・・・・・・・・・・・・・・・・・・・・・・19

第２節 準備預金需要関数の導出・・・・・・・・・・・・・・・・・・・・・・・22

１．銀行の準備預金需要・・・・・・・・・・・・・・・・・・・・・・・・・22

２．銀行の最適化行動と準備預金需要関数・・・・・・・・・・・・・・・・・25

３．市場均衡・・・・・・・・・・・・・・・・・・・・・・・・・・・・・・29

第３節 準備需要曲線の推計・・・・・・・・・・・・・・・・・・・・・・・・・30

１．推計のフレームワーク・・・・・・・・・・・・・・・・・・・・・・・・30

２．データ・・・・・・・・・・・・・・・・・・・・・・・・・・・・・・・31

３．操作変数の選定・・・・・・・・・・・・・・・・・・・・・・・・・・・32

４．準備需要関数の推計・・・・・・・・・・・・・・・・・・・・・・・・・32

５．構造変化と推計期間の分割・・・・・・・・・・・・・・・・・・・・・・34

第４節 ゼロ金利と準備預金需要の飽和・・・・・・・・・・・・・・・・・・・・37

第５節 日銀の政策スタンスとコールレート・・・・・・・・・・・・・・・・・・41

１．朝方の積み上幅の影響・・・・・・・・・・・・・・・・・・・・・・・・41

２．オペ手段とコールレートへの影響・・・・・・・・・・・・・・・・・・・44

３．金融調節とターム物金利・・・・・・・・・・・・・・・・・・・・・・・48

第６節 結語・・・・・・・・・・・・・・・・・・・・・・・・・・・・・・・・51

－4－

－5－

要約 １．目的 日銀の金融調節がコールレートに及ぼす効果を計測する。具体的には、次の諸点を明

らかにする。 （１）準備預金の供給はどの程度コールレートを低下させるか。 （２）ゼロ金利下で、準備供給量を増やすことは可能か（「量的緩和」）。 （３）日銀のコールレートの誘導目標は、どの程度有効か。 （４）同じ準備供給量であっても、「朝方の積み上幅」のような政策スタンスを示すと

受け取られてきた量的指標の動向や、国債買入オペなどの金融調節手段の違いに

よって、金利への効果は変わり得るか。 （５）日銀の金融調節は、翌日物コールレートだけではなく、ターム物金利（1 週間物

コールレート及び 1 ヶ月物コールレート）にまで影響を及ぼし得るか。 ２．方法 コールレートと準備預金に対する需要の関係を表す準備預金需要関数を推計するこ

とによって、準備預金供給等がコールレートに与える影響を検討する。 ３．推計結果 （１）1994 年 8 月から 99 年 12 月までの推計期間において、準備預金供給 1％（約 350

億円）の増加は翌日物コールレートを約 0.09 ベーシス・ポイント低下させる（第

6 表）。 （２）期間を分けて推計すると、こうした流動性効果が特に明確にみられたのは、97

年 11 月から 99 年 2 月までの金融危機の時期である（第 7 表）。 （３）ゼロ金利近傍において、準備預金需要が大幅に拡大するのは、翌日物コールレー

トが 0.01％を下回って以降であり、コールレートがそれより高いと準備預金需

要の拡大には自ずと限界がある（第 32 図）。 （４）翌日物コールレートに対する準備預金供給以外の影響をみると、

イ）誘導レートは、翌日物コールレートに影響を及ぼす（第 6 表、第 7 表）。 ロ）朝方の積み上幅は、金融危機時においてのみ翌日物コールレートに影響を及ぼ

していた（第 12 表、第 13 表）。 ハ）個別のオペ手段については、国債買入オペと日銀貸出（オペ手段として使われ

－6－

ていた時期に限る）が翌日物コールレートに影響を与えていたが、それ以外の

オペ手段では、明確な影響は見られない（第 14 表）。 （５）ターム物金利（1 週間物コールレート及び 1 ヶ月物コールレート）に対しては、

イ）日々の準備預金残高は影響を及ぼさない（第 16 表）。 ロ）誘導レートは影響を及ぼす（第 16 表）。 ハ）朝方の積み上幅は、金融危機時にのみ 1 週間物コールレートに対して影響あり

（第 17 表）。 ニ）個別のオペ手段については、国債買切りオペと日銀貸出（オペ手段として使わ

れていた時期に限る）が 1 週間物コールレートに対して影響を与えていたが、

それ以外のオペ手段は、明確な影響は見られない（第 18 表）。 ホ）１か月物コールレートに対しては、「朝方の積み上幅」も国債買入オペも明確

な影響を与えるとはみられない（第 19 表）。 ４．まとめ （１）金融システム不安など、流動性需要が高まっている時期には、日銀は準備預金供

給を通じて翌日物コールレートに影響を及ぼすことが可能。 （２）しかし、それ以外の時期については、準備預金供給は翌日物コールレートに明確

な影響を与えておらず、日銀は誘導レートを通じて翌日物コールレートに影響を

与えている。このように誘導レートが有効である背景には、翌日物コールレート

を誘導レートの水準に誘導するために必要な準備預金を日銀が供給するであろう

という市場の信認があると考えられる。 （３）翌日物コールレートがゼロ近傍になっても、準備預金供給の拡大には限度があ

る。したがって、「量的緩和」は実際上は限界がある。 （４）日々の準備預金供給はターム物金利に影響を及ぼさない。 （５）誘導レートはターム物金利に対しても影響を与える。誘導レート（その他、中期

的な政策スタンス）を明確にすることがターム物金利に影響を及ぼすためには重

要。 （６）朝方の積み上幅や国債買入オペは、比較的短期のターム物金利には影響を及ぼす

が、より長期のターム物金利に明確な影響を及ぼすものではない。

－7－

Summary

１． Purposes This paper tries to quantify the effects on call rates of the money market operations by the Bank of Japan. Specifically, it tackles the following questions. (1) How much does the supply of reserve affect the overnight call rate? (2) With the overnight call rate zero, is it possible to expand the quantity

of reserve? (3) How effective is the target of the call rate set by the Bank of Japan? (4) Are the effects of the supply of reserve different depending on the

“excess reserve in the morning”, which is interpreted by the market as a signal sent by the Bank of Japan, and on the means of money market operations such as outright purchases of government bonds?

(5) Are money market operations able to affect not only overnight call rate but also term rates including one week or one month call rates?

２． Method We estimate demand functions for reserve, which represents the relationship between the call rate and the demand for reserve, thereby investigate the effects of the supply of reserve by the Bank of Japan on call rates. ３． Results (1) From August 1994 to December 1999, a 1% increase in the supply of

reserve (around 35 billion yen) decreases the overnight call rate by 0.09 basis points.

(2) When the period is divided into subperiods, liquidity effects are observed only from November 1997 to February 1999, a period in which Japan experienced financial crisis.

(3) The demand for reserve expands greatly only when the overnight rate decreases to less than 0.01%. When the overnight rate is higher than this level, the increase in reserve demand is quite moderate.

(4) when we look at the effects of other factors than the supply of reserve on the overnight call rate, we obtained the following findings.

－8－

a) The target rate set by the Bank of Japan directly affects the overnight rate. b) The “excess reserve in the morning” has influence on the overnight rate only during the financial crisis. c) As for the effects of individual operations on overnight rate, outright purchase of government bonds and Bank of Japan lending have special influences independent of the quantity of reserve. However, other means of operations do not have significant effects. (5) As for the effects on term rates including the one week and one

month call rates, a) The quantity of reserve does not affect term rates. b) The target rate set by the Bank of Japan exhibits significant influences on term rates. c) The “excess reserve in the morning ” had statistically significant influences on the one-week call rate only during the financial crisis. d) As for the effects of individual operations on the one -weak call rate, outright purchase of government bonds and Bank of Japan lending have special influences independent of the quantity of reserve. e) Neither “excess reserve in the morning” nor outright purchase of government bonds affects one month call rate. ４． Implications (1) During the period in which the demand for liquidity is high due to,

for example, financial crisis, the Bank of Japan is able to affect the overnight call rate through the supply of reserve.

(2) However, in the period other than financial crisis, the supply of reserve has little influence on the overnight call rate. The Bank of Japan affects the overnight call rate only through the target rate. Behind this effectiveness of target rates lies confidence of market participants that the Bank of Japan will provide sufficient reserves to peg call rates to the target rate.

(3) Even when the overnight call rate goes to a level near zero, the expansion of the supply of reserve is limited.

(4) Daily supply of reserve does not have significant effects on term rates. The target rate affects term rates significantly. It is important to make clear the target rate (or other medium term policy stance) in order to affect

－9－

term rates. (5) Both the “excess reserve in the morning” and outright purchase of

government bonds affect only term rates at the short end. They do not affect term rates at the long end.

－10－

日銀の金融調節とコールレート

コール市場は、日銀が金融政策を行う上で最も重要な市場といえる。日銀は準

備預金供給を調節することによりコールレートに直接的に影響を与え、それが他

の市場金利や銀行貸出を通じて実体経済に波及していく。 特に最近では、ゼロ金利を事実上の誘導レートにするなど思い切った金融緩和

スタンスを打ち出しているが、そのためにかつてないほどの超過準備供給を行っ

ている。日銀は、コールレートがゼロになるということは、準備預金を事実上無

制限に供給していることに等しいとして、その効果が経済全体に波及していくと

こを期待している。しかしその一方、金利がゼロという下限に貼り付いてしまっ

た中では従来のように短期金利を政策目標とした金融政策では限界があり、さら

なる金融緩和策として量的緩和をより積極的に進めるべきだとの意見がある。 こうした政策の是非を判断する基礎として、どのような政策を採ればどのよう

な効果があるかを知る必要がある。例えば、日銀がコールレートをどの程度タイ

トにコントロールできるかは、銀行の準備預金需要の金利感応性や安定性にかか

っている。また、ゼロ金利下で準備預金量を操作できるかどうかは銀行の準備需

要が飽和するかどうかに依存する。さらに、金融政策の波及経路として、翌日物

金利がどのようにターム物金利へ波及していくかということも重要である。しか

し、こうした点については、意外に実証的な検討が進んでいないように思われる1。 そこで、本論文では、銀行の準備預金需要関数の推計を通じて、日銀の金融調

節の有効性についての実証的分析を試みる。第 1 節において、分析の前提として

日銀の金融調節の仕組みを確認した後、第 2 節において、法定準備預金制度の存

在と決済サービスの提供を基礎とした準備預金需要関数を導出する。第 3 節おい

て、基本的な推計のフレームワークを設定し、準備需要関数を推計する。第 4 節

においては、準備預金需要に飽和点があるかどうかを検討し、第 5 節では、総準

備供給量以外の日銀の政策スタンスが準備預金需要やコールレートとどのような

関係にあるかを検討する。最後に、第 6 節において、実証結果の結論と若干のイ

ンプリケーションをまとめる。

1 いわゆる流動性効果についての実証分析の簡単な紹介は、細野・杉原・三平(2000)にある。最近、打田(1999) 、林(2000)など、日次あるいは日中のコールレートを使った意欲的な分析が出てきている。特に林(2000)は、日中の複数時点のコールレートを効果的に使った極めて興味深い分析を展開している。

－11－

第1節 日銀の金融調節のプロセス2 １． コール市場と日銀の金融調節 コール市場は銀行間で短期的に資金をやり取りする場であり、そこで決定され

る金利がコールレートである。日銀は、準備預金の供給を通じてコール市場の需

給を変化させることによってコールレートに影響を与える。 銀行のバランスシートを単純化して表せば、第 1 表イ）のようになる。銀行は

受け入れた預金 D や自己資本 K によって調達した資金を基にして、貸出 L や証券

投資 B 、準備預金 R といった資産を保有する。銀行によって資金に比べて相対的

に多く運用を行っている銀行と、相対的に運用が資金を上回る銀行とがある。資

金に比べて運用を多く行おうとすれば、どこからかさらに資金を調達する必要が

ある（この銀行がコール資金の取り手となる）。逆に、運用に比べて資金を多く持

つ銀行は余剰資金を何らかの形で運用しようとする（この銀行がコール資金の出

し手となる）。このように、相対的に資金の多い銀行から相対的に運用の多い銀行

に資金を融通する場がコール市場である。第１表ロ）でいえば、コールローン CLがコール市場への資金の供給であり、コールマネーCM が資金の需要である（コ

ール資金の出し手には添え字１、取り手には添え字２を付してある）。一般的にい

えば、コール資金に対する需要はコールレートが上昇すれば減少し、供給はコー

ルレートが上昇すれば増加すると考えられる（第 1 図）。コール資金の需要と供

給が一致するところでコールレートが決定される。 ところで、銀行は、法定準備制度や決済サービスの提供のために準備預金を保

有しようとする。このような準備預金需要は、一般に、コールレートが上昇する

と減少するというように、右下がりの曲線で表すことができると考えられる(第 2図)。銀行の準備預金需要については、第 2 節においてより詳しく検討する。日本

銀行は、このような右下がりの準備預金需要曲線を介して、準備預金供給を変化

させることによりコールレートに影響を与えることが出来る。第 2 図において準

備預金供給曲線が垂直に描かれているが、日銀の準備預金供給曲線と銀行の準備

預金需要曲線の交点でコールレートが決定される。日本銀行は、この準備供給曲

線を左右にシフトさせることにより、コールレートを変化させる。この間の状況

を具体的に説明すると、次のようになる。まず、銀行のバランスシート上の準備

預金とコール資金の関係を確認しよう。前掲第 1 表のバランスシートから明らか

なように、コール資金の出し手及び取り手について、次のような恒等式が成立する。 出し手： 11111 BLKDCLR −−++−= 取り手： 22222 BLKDCMR −−++=

2 日銀の金融調節については、宮野谷(2000)が有益な解説を与えている。

－12－

ここで、日本銀行が公開市場操作を行って、銀行の債券保有を減少させる場合を

考えよう。すると、債券の代金が銀行の日本銀行口座へ振り込まれ、準備預金残

高が増加する。出し手銀行の資産選択の観点からすると、コールレートが一定で

あれば、コールローン残高に対して準備預金残高が大きくなり、準備預金からコ

ールローンに向けてのポートフォリオ・シフトが生じることとなる3。これが第１

図におけるコールローン供給曲線を下方にシフトさせる。次に取り手銀行の方を

考えると、コールレートが一定であれば、コールマネーによる資金調達コストは

低下しないのに、金利がゼロである準備預金が増加しているので資産保有収益が

低下し、コールマネーに対する需要は減少するであろう。すなわち、第１図にお

けるコールマネー需要曲線が下方にシフトする4。以上のように、コール資金の供給

曲線も需要曲線も下方にシフトするため、コールレートは低下する。このコールレ

ートの低下により、第 2 図の準備預金需要曲線に沿って、準備預金需要が増加する。 準備預金需要の金利弾力性は、金融政策の有効性にとって重要な意味を持つ。

前掲第 2 図のように準備預金需要関数が右下がりの傾きを持てば、日銀が供給曲

線を左右に動かすことによって、コールレートに影響を与えることができる。し

かし、もし準備預金需要がコールレートに対して無限に弾力的であれば、需要曲

線は水平となり、準備預金の供給を変化させることによってコールレートに影響

を与えることはできない（第 3 図 a）。これは、翁 (1993)において準備預金の積み

期間の２期間モデルの「初日」とされたケースである。法定準備預金制度におい

ては、積み期間中の平均残高が一定値を上回ればよいので、積み期間中において

は、積み最終日のコールレートの水準で準備預金需要曲線は水平となる。もし積

み期間中のある日のコールレートが残りの積み期間や最終日の予想金利よりも高

ければ、銀行は当日に準備預金を需要することはないであろう。逆にその日のコ

ールレートが残りの積み期間や最終日の予想金利よりも低ければ、銀行は当日に

すべての準備預金を需要する。 もう一つの極端なケースは、準備預金需要曲線が垂直な場合である（第 3図 b）。これは、翁(1993)において積み期間の「最終日」とされたケースである。積みの

最終日においては、銀行はどんなにコールレートが高くても法定準備額を積む必

要があり、逆にどんなにコールレートが低くても法定準備額以上の準備預金を保

有しないとされる。この場合、日銀の準備預金供給が法定準備額以外の水準であ

れば均衡は存在しないし、準備預金供給が法定準備額にちょうど等しければコー

ルレートは一意的に決まらない。

3 他に、貸出を減少させることも考えられるが、一般には貸出を即座に変化させることは難しい。また、再び債券を購入することもあり得るが、その場合も、結局、裁定取引によってコールレートは低下する。 4 コール市場均衡ではコールローンとコールマネーの量は等しくなるが、均衡におけるコール資金量が増加するか減少するかは、供給関数と需要関数の相対的なシフト幅に依存する。

－13－

以上の翁のモデルでは、銀行は法定準備預金以外に準備預金保有の動機がなく、

また、準備預金残高の調整はコストなしに行われるという想定されているが、準

備預金需要の決定要因については、第２節で改めて議論する。 いずれにせよ、準備預金需要曲線の形が金融政策の有効性に極めて重要である

ことは理解できよう。準備需要曲線が有限の傾きを持てば、日銀は準備預金供給

を変化させることによってコールレートを操作することができる。金融政策の実

際としては、ある水準にコールレートを誘導することを目標とし、そのコールレ

ートを実現するように準備預金供給を調節することになる。 ２． 日銀の金融調節と準備預金供給 日銀による金融調節を検討するに当たっては、そのバランスシートが出発点と

なる（第 2 表）。日銀は、資産として、金地金、現金、買入手形、国債、割引手

形、貸付金、外国為替、国債借入担保金などを保有している。負債としては、銀

行券、当座預金、政府預金、売出手形、借入国債などがある。このうち当座預金

が原則的に準備預金に対応するが、この中には、法定準備預金制度の適用を受け

る銀行が保有する準備預金と、同制度が適用されない短資会社などが保有する預

金が含まれている。会計的な恒等式により、準備預金＝日銀資産－準備預金以外

の負債であるから、日銀が準備預金を供給するためには、日銀資産を増加させる

か、準備預金以外の負債を減少させることが必要である。日銀の積極的な市場操

作は、手形買入、短期国債オペ、国債買入オペ、CP 買現先オペ、国債借入オペ

（レポ・オペ）、手形売出などであるが、こうしたオペを行えば、バランスシート

上の買入手形、国債、割引手形、国債借入担保金、及び借入国債、売出手形とい

った項目が増減し、準備供給量が変化することになる。また、日銀貸出を行うこ

とによっても準備預金量に影響を与えることができる。オペの結果として資産側

の項目が増加すれば（例えば、国債買入オペにより資産側の国債が増加すると）、

準備預金が増加する。また、負債側の項目が増加すれば（例えば、売出手形の売

却で負債側の売出手形が増加すると）、準備預金は減少する。日銀の統計において

は、このような準備預金に影響を与えるオペレーションを金融調節と呼んでいる。 したがって、次のようなフロー・ベースの恒等式を得ることができる。 準備預金の増減＝日銀の金融調節＋金融調節以外の日銀資産の増減 －金融調節以外の日銀負債の増減 ここで金融調節以外の日銀資産及び負債の増減を資金過不足としてまとめ、さら

に資金過不足を銀行券要因とそれ以外の財政等要因に分割すると5、次のような資

金需給関係を得ることができる（第 3 表）。

5 「財政等要因」には、一般財政、国債、外国為替資金、その他が含まれる。

－14－

準備預金の増減＝金融調節＋資金過不足 ＝金融調節＋銀行券要因＋財政等要因 これは会計的な恒等式であるが、日銀が金融調節を行う際の発想を端的に示した

ものである。すなわち、法定準備預金制度の下では、各銀行は一定の法定準備を

積む必要がある。しかし、外的な要因で変動する資金過不足があるので準備預金

も外生的に変動する。そこで、日銀が資金過不足を予測した上で金融調節を行い、

準備預金を望ましい水準にすることになる。この時、金融調節を緩めにしたりき

つめにすることによって、金融緩和あるいは引締めを達成することができる。例

えば、日銀が金融調節をきつめにすれば銀行は必要な準備預金を積むことが困難

になり、コール市場における準備需要が供給を上回ってコールレートが上昇する

ことになろう。逆に、金融調節を緩めに行えば準備預金が容易に調達できること

になり、コールレートは低下するであろう。このように日銀が法定準備額と比べ

て準備預金の供給を遅らせたり早めたりすることは、積みの進捗率の調整と呼ば

れ、金融政策のスタンスを示す重要な指標とされてきた。 ３． 金融調節の実際 実際に日銀の金融調節がどのように行われているのかを 94 年 8 月から 99 年 9月までの日次データで確認してみよう。 （１） 短期金利のコントロール 日銀は短期金利を政策目標にしていると考えられるが、具体的にどの水準に短

期金利を誘導しようとしているかは、必ずしも明らかではなかった。しかし、最

近では、ある程度誘導水準を特定するような形で金融政策の公表が行われるよう

になってきている（第 4 表）。1995 年 7 月７日には、「市場金利は、平均的にみ

て現行公定歩合をある程度下回って推移することを想定している」という表現で

短期金利の低め誘導を強化し、同年９月 8 日に、公定歩合を 0.5％へ引下げた時

に、あわせて「短期市場金利を、平均的にみて公定歩合水準をやや下回って推移

するよう促す」とした。さらに 98 年 9 月 9 日の公的歩合引下げにおいて、「無担

保コールレート（オーバーナイト物）を、平均的にみて 0.25％前後で推移するよ

うに促す。なお、金融市場の安定を維持する上で必要と判断されるような場合に

は、上記のコールレート誘導目標にかかわらず、一層潤沢な資金供給を行う」と

具体的な数値で誘導目標を明示した。そして、99 年 2 月 12 日に、「より潤沢な

資金供給を行い、無担保コールレート（オーバーナイト物）を、できるだけ低め

に推移するよう促す。その際、短期金融市場に混乱の生じないよう、その機能の

維持に十分配慮しつつ、当初 0.15％前後を目指し、その後市場の状況を踏まえな

がら、徐々に一層の低下を促す」とした。その後は日銀総裁がゼロ金利も辞さな

い姿勢を表明するなどしている。そこで、以下の分析においては、公定歩合の変

－15－

更、明示的な誘導レートの変更等、金融政策の変更があるごとに時期を区分し、

それぞれの期間における事後的な平均コールレートとほぼ等しい金利を「誘導レ

ート」として用いることとした。 第４図は、94 年８月以降の日次のコールレート（翌日物）を誘導レートととも

に描いたものである。コールレートは日銀の金融調節にかかわらず完全に固定さ

れているわけではなく、ある程度の日々の変動があることがわかる。しかし、そ

の変動の幅は比較的小さく、日銀がコールレートをかなりよくコントロールして

いるといえよう。図の下方にコールレートと誘導レートの差を棒グラフで示して

あるが、上方に乖離しているものは少なく、それも 0.1％以上上方に乖離するこ

とは極めて稀である。95 年春先には、公定歩合引下げに先行してコールレートが

低下した。また、97 年末から 98 年央までは下方にかなり乖離しているが、これ

は市場金利を公定歩合より低めに誘導する姿勢を強化したことを反映している。

さらに、99 年 4 月以降市場金利が 0.03％で、最近では 0.02％でほぼ完全に固定

されているが、これはゼロ金利を目指す日銀の強固な金融調節の賜物といえる。

99 年末にはコンピューターの 2000 年問題に備えて銀行の流動性需要が激増した

が、翌日物コールレートはほとんど変化を示していない。超短期の金利について

日銀が極めてタイトなコントロールを行っていることの一例といえる。 第５図は、同じことを散布図にしたものである。図中には、４５度線も合わせ

て描いてある。誘導レートの回りのコールレートの変動が小さな幅の中に限定さ

れていることがわかる。しかし、例えば 0.5％の誘導レートに対応する下から 4番目の帯をみると、最大値と最小値は 0.5％以上の開きがあり、コールレートの

水準を考慮するとそれなりのかい離は残ることが分かる。 ターム物金利については、誘導レートとの間に翌日物金利ほどタイトな関係が

ないように見受けられる。第６図 a は、1 週間物金利を翌日物金利と対比させた

ものであるが、1 週間物金利は翌日物金利に比べて大きく上方へ変動することが

しばしばあることがわかる。特に、金融システム不安が高まった 97 年末や 98 年

後半などに大きな上昇をみせている。また、99 年末には、翌日物金利とは異なり、

コンピューターの 2000 年問題から一時的に上昇している。１か月物金利ではこ

うした上方へのスパイクはより顕著であり（第６図 b）、翌日物金利のタイトなコ

ントロールもターム物金利までは及びにくいことを示唆している。なお、１週間

物金利や１か月物金利では、金利が付いていないケースがかなりみられ、コール

市場ひっ迫の際には、ターム物金利が上昇しやすいばかりでなく、取引自体が断

絶してしまうリスクもあることを示している。 第７図 a 及び b は、1 週間物及び 1 か月物コールレートについて翌日物と同様

に散布図を描いたものである。図中には、４５度線も合わせて描いてある。誘導

レートからのかい離が翌日物に比べてより顕著になっている。

－16－

以上をまとめると、コールレートは日銀の誘導がかなりよく効いている。しか

し、時期によってやや誘導レートからかい離する傾向もみられ、また、ターム物

ほどかい離は大きいということがいえよう。 （２） 準備預金と資金過不足 第８図は、準備預金残高と残り要積立額対比（プラスは積み

うえ

上、マイナスは積

みした

下）を描いたものである。上方の折れ線が準備預金残高であり、下方の棒グラ

フが残り要積立額対比である。残り要積立額対比とは、残りの積み期間中に 1 日

当たり平均して積まなければならない準備預金額に対して、現在の準備預金額が

どの程度多いか少ないかを表す。準備預金残高は緩やかな右上がりのトレンドが

あるが、現在の水準は 4 兆円程度である。準備預金残高はトレンドの回りでかな

り細かく変動していが、この変動は、97 年末の金融システム不安のあたりからか

なり大きな振幅を伴うようになっている。なお、99 年末のコンピューターの 2000年問題に際しては銀行の流動性需要が高まり、準備預金残高は一時 10 兆円を超

えた（最高は 99 年 12 月 30 日の 19 兆円）。 残り要積立額対比は前半はそれほどの大きさでないが、やはり 97 年末以降か

なりの積み上になっている。これは、後でみるように、日銀が積極的な準備預金

供給を行ったことを反映している。 先に指摘したように、準備預金が外生的に変動する要因として企業や家計の現

金需要の変動や財政資金の変動（揚げ超・散超）などがある。これらの外生的要

因は資金過不足として一括されているが、それを準備預金残高と対比して描いた

のが第９図である。上方の折れ線が準備預金残高、下方の棒グラフが資金過不足

の実績である。既に述べたように、資金過不足がマイナスであればそれは銀行の

準備預金に対してマイナスの影響を及ぼすことになる。図からわかるように、資

金過不足は季節変動を伴いつつ、かなり激しく変動している。最大は、プラス６

兆円、最小はマイナス８兆円を超える。こうした資金過不足の変動をそのまま準

備預金の増減に反映させてしまえば、４兆円程度の準備預金残高は極めて大きな

変動を余儀なくされ、コール市場は混乱してしまうであろう。しかし、準備預金

残高の変動は緩やかである。これは、当然、日銀が資金過不足の変動を予測し、

それを相殺してコールレートを安定させるような金融調節を行っているためであ

る6。 （３） 日銀の金融調節

6 林(2000)はこの点について統計的な検定を行い、平均的には、日本銀行は資金過不足の予想を完全に相殺す

るように準備預金を調節していることを示した。

－17－

日銀は、資金過不足を予想しつつ金融調節を通じて準備供給を行う。資金過

不足に金融調節を足したものが準備預金増減となる。第 10 図は、日銀の金融調

節と準備預金残高を描いたものである。上方の折れ線が準備預金残高、下方の棒

グラフが金融調節額である。日銀の金融調節も極めて激しく変動している。日銀

の金融調節は、第 11 図にみられるように、資金過不足額にほぼ対応している。 資金過不足の変動に対応した金融調節を行うためには、資金過不足の変動を正

確に予測しなければならない。第 12 図の下方の棒グラフは、資金過不足の予測

誤差を描いたものであるが、基本的には資金過不足の予測誤差は極めて小さい。

これを散布図にしてみると（第 13 図）、資金過不足の予想と実績とは、その変動

の激しさを考えると神業のように一致している。ただし、99 年 2 月以降はマイナ

スの予測誤差が継続している。これは、次のような要因によると説明されている

（宮野谷、2000）。一つには、ゼロ金利政策採用以降、短資会社に資金が積み上

がってしまっていることを反映している。すなわち、資金過不足が事前には正確

に予想されたとしても、それに対応して供給された準備預金資金が銀行によって

吸収されずに短資会社に回ってしまうため、結果的に資金過不足に対してはマイ

ナスの効果を持つということである。もう一つには、財政等要因の予測方法が積

み期間トータルとしては超過準備が発生しないことを前提としていることである。

すなわち、財政等要因の予測に当たっては、前日の積上幅〔準備残高が、所要準

備額を平均的に積む場合の額を上回る額〕を全額支払要因（余剰要因）として算

入しているが、市場に恒常的に豊富な流動性が存在する下では、前日の超過準備

が当日も再び超過準備として保有されることが多い。すると、予想では発生する

とされていた資金余剰が、実際には発生しないことになる7。 以上より、日銀は資金過不足を比較的的確に予測しており、予測誤差は小さい

といえる8。ただし、その予測誤差が準備預金増減に対して及ぼす影響は必ずしも

無視できない場合があり、前掲第８図からもわかるように、時として準備預金の

増減が数千億円から 1 兆円程度のオーダーとなることがある。 日銀がコールレートに影響を及ぼすルートとして、市場参加者から重要視され

ているのは、「朝方の積みうえ

上幅」である9。日銀は通常朝 9 時 20 分に即日スター

トのオペのオファーを行うが、朝方の積み上幅とは、朝方のオファーを含めてそ

れまでに確保されている準備預金が、必要準備額に対してどの程度過大（積み上）

7 こうした事情を受けて、日銀は、2000 年 3 月 16 日より資金需給表の公表形式を変更した。 8 ただし、林 (2000)は、日本銀行による資金過不足の予想は、予測が平均的に実績値に等しくまた予測時点における情報をすべて反映しているという意味で合理的かどうかを検定し、日本銀行の予測が合理的であるという仮説を棄却している。 9 日銀関係者のうち、翁（1993）は、積みの進捗率が日銀の政策スタンスについて重要なシグナル効果を持つとしていたが、宮野谷(2000)は、誘導レートが公表されている以上、準備預金供給量はシグナル効果を持たないとしている。両者の差は、日銀が誘導レートを公表するかどうかという制度的な要因に起因するものとみられる。

－18－

か過小（積みした

下）かを示す概念である。日銀のオペには、オファーのあった当日

に実行されるもの（即日スタート）と、翌日以降に実行されるものがある。した

がって、次のような関係がある。 朝方の積み上幅（朝方の段階で確保されている積み上幅） ＝前日の積み上幅＋当日予想される資金過不足 ＋前日までにオファーされていて当日実行されるオペ ＋朝方にオファーされて即日実行されるオペ 残念ながら朝方の積み上幅は公式に公表されているデータは入手できなかった。

しかし、東京短資会社がホームページにおいて、95 年４月 1 日からの計数を公表

している。以下の分析では、このデータを用いることする。 朝方の積み上幅をみると（第 14 図の下方の棒グラフ）、前半期においてはそれ

ほど大きな積み上幅とはなっていないが、97 年末以降大きなプラスとなっており、

日銀が積極的に準備預金供給を行ったことを示している10。特に 99 年 2 月以降は

継続的に大幅な積み上となっている11。準備預金残高が 4 兆円程度であるから、

後半期にひんぱんにみられる１兆円とか２兆円の朝方の積み上幅というのが、い

かに大きなものかが理解できる。 次に、日銀の準備預金供給とコールレートとの関係をみてみよう。 第 15 図は、準備預金残高とコールレートを描いたものである。必ずしも両者

の関係は自明ではないが、大まかには、コールレートが低下していっている一方

で、準備預金残高は増加しているという動きが観察される。95 年前半にコールレ

ートが大きく低下したのに準備預金残高はそれほど変化していないという局面も

あるが、97 年末や 99 年 2 月など、準備預金残高が大きく増加した時にコールレ

ートも低下したという局面もある（コールレートの水準がかなり低くなっている

ので、必ずしも明確ではないが）。 第 16 図は、金融調節とコールレートを対応させたものであるが、両者の関係

を読み取るのは困難である。これは、金融調節が、基本的に、変動の激しい資金

過不足を相殺するように行われているためである。 第 17 図は、朝方の積み上幅とコールレートを対応させたものである。95 年前

半や 97 年末、さらに 99 年 2 月など、コールレート変動の節目で朝方の積み上幅

が大きく増加していることが分かる。さらに、直近では、ゼロ金利に近い水準に

コールレートを誘導するために、大幅な積み上を出している。また、97 年 11 月

央から 98 年央においてコールレートを公定歩合よりも低めに誘導した時期にも

10 ただし、当日のうちに追加的に供給あるいは吸収される資金もあることなどから、朝方の積み上幅が当日の「超過準備（準備預金－残り 1 日当たり平均必要準備額）」になるわけではない。 11 99 年末のコンピューター2000 年問題に際しては、日銀の積極的な流動性供給を反映して朝方の積み上幅も大幅に拡大し、20 兆円を超えた（最高は 2000 年 1 月 4 日の 24 兆 4300 億円）。

－19－

かなりの積み上がみられる。 ４． 個別のオペ手段12 （１）各オペ手段の特色と長期的動向（残高ベース） 日銀は、準備預金を供給するための経路として、いくつかの手段を持っている。

主要な特色を第５表にまとめた。 a 日銀貸出：高度成長期から最近に至るまで主たる準備預金供給手段であった。

貸出・回収のタイミングや貸出金利（公定歩合）、貸出額は日銀の裁量によって決

定され、極めて機動的・弾力的な調節手段とされる。その後、手形買入オペや TB買入オペなど代替的な手段が導入されてきたが、90 年代初頭まで大きな残高を維

持してきた（第 18 図 a）。しかし、96 年 1 月以降、金融調節の手段から外される。

実際、95 年央以降、コールレートは公定歩合を下回って推移するような「低め誘

導」が行われており、銀行が資金調達のために日銀貸出を受けるインセンティブ

はない。97 年末からの急増は、金融システム不安に対応するためのものである。 b 手形買入：72 年に導入された。日銀が短資会社を通じて金融機関の保有する手

形を買い入れる13。日銀貸出と並ぶ主要なオペ手段であったが、残高は 90 年代初

の 15 兆円弱から急減した（第 18 図 b）。これは、手形売買市場の縮小を反映し

ているとされる14。金利決定方式は、当初は指値制であったが、91 年 1 月に入札

制を導入した。しかし、指値制においても、金利はインターバンク市場の手形レ

ートに基づいており、金利目標を直接に表すものではないとされる。 c 手形売出：日銀が自己宛・自己引受の為替手形を振り出すもので、FB オペと

ともに、数少ない資金吸収手段である。特に最近、オペ残高が急増している（第

18 図 b）。手形買入オペと同様、当初は指値制であったが、94 年５月に入札制を

導入した。指値制の下でも、金利はインターバンク市場のコール・手形レートに

基いており、金利目標を直接に表すものではないとされる。 d CP 買現先：日銀が適格と認めた企業が発行した CP を売戻条件付きで買い入れ

るもの。CP 市場は 87 年 11 月に創設後、90 年末には発行残高 16 兆円程度まで

市場規模が急成長した。その後残高が減少し、90 年代前半は発行残高 10 兆円程

12 本節におけるオペ手段の説明は、宮野谷篤「わが国の金融調節とのかかわり」（長谷川芳春編『ザ・マネーマーケット』金融財政事情研究会、1996 年）を参考にした。なお、99 年 3 月に、オペ手段の見直しに呼応して名称も変更になった。本論文では原則として変更後の名称を使用するが、新設された短期国債買現先・売現先は従来の TB と FB についてのオペを統合したものとなったので、本論文では両者を区別して TB 買現先、FB 売現先についての分析を行う。 13 通常は、商業手形を担保として、金融機関が振り出した為替手形を買い入れる。 14 この背景としては、インターバンク手形の担保となる企業振出手形が、イ）CP 市場が創設されたこと、ロ）

印紙税負担もあり、企業が手形貸付・手形割引に代わって当座貸越を選好するようになったことから減少し

ていることがある（宮野谷、1996）。

－20－

度で推移している。この市場を対象としてＣＰオペが、89 年 5 月に指値制で導入

された。91 年 11 月中断したが、95 年 11 月、年末の資金不足期に向けて入札方

式で再開された。97 年 3 月再び中断したものの、97 年 10 月金融システム不安が

高まる中、再び再開した。その後 CP オペは多用されたが、これは金融機関の CP保有インセンティブを高め、ひいては CP 発行額も増加した。しかし、CP オペ残

高も急増し（第 18 図 c）、CP 発行残高の半分程度に達した。 e TB 買現先：TB（割引短期国債）は 86 年 2 月に発行開始された。当初 TB 市場

は流動性に乏しかったが、その後発行残高も拡大し、流動性の問題は改善されて

きている。TB オペは売戻条件付きの現先方式で行われる。90 年 1 月の導入後、

しばらくは１兆円に充たない水準で推移してきたが、95 年以降かなり拡大してい

る（第 18 図 d）。金利決定方式は、当初より、入札方式を採っている。 f FB 売現先オペ：日銀保有の FB（政府短期証券）を買戻条件付きで売却するも

ので、数少ない資金吸収手段との位置付けであった。81 年 5 月の導入以来指値制

で実施されてきた（第 18 図 d）。ただし、金利水準は、オペ直前の FB(TB)現先

市場レート等を参考に市場実勢を反映する形で実施しており、指値自体によるレ

ート誘導の意図はないとされる。 なお、99 年 4 月に FB 発行が原則市中公募入札方式に以降したことを受けて、

FB オペは入札制へ移行（99 年 2 月）するとともに、99 年 3 月には TB と FB が

統合されて短期国債となったことを受けて、FB オペは TB オペと統合されて短期

国債買現先オペと短期国債売現先オペに衣替えされた。短期国債買現先オペ・売

現先オペともに、FB・TB の両方を対象として含んでいる。したがって、FB オ

ペも資金吸収手段だけというわけではなくなった。 g 国債買現先：長期国債(10、20 年物)を売戻条件付きで買い入れるもので、87年 10 月に導入された。金利決定方式は、入札方式である。国債は、信用力の面

でも、市場流動性の面でもオペ対象として適しているはずであるが、有価証券取

引税の関係もあって、債券現先市場は縮小しており、オペ残高も伸び悩んだ（第

18 図 e）。 h 国債借入：96 年以降、レポ市場が急拡大したことを背景に、97 年 11 月に導入

された。日銀が債券（国債）借入の担保として現金を差し入れて、資金を供給す

る。導入後、残高は急拡大した（第 18 図 e）。技術的な理由から、資金吸収手段

としては用いられていない。金利決定方式は、入札方式である。 i 国債買入：66 年 2 月に導入されている。経済成長に対応する長期的な資金供給

を狙いとし、概ね日銀券増発に見合う額を無条件で買入るとされる。しかし、資

金不足期における他のオペ手段による資金供給の必要量を圧縮する効果も有する

と指摘されている。

－21－

（２）最近の動向（フロー・ベース） a 日銀貸出：前述のとおり、90 年代央以降金融調節の手段とは位置付けられなく

なり、ほとんど行われなくなっていたが、97 年末以降、金融システム不安に対応

するために再開された（第 19 図 a）。 b 手形買入：90 年代前半まで活発に行われたが、このところオペ額が減少してい

る（第 19 図 b）。なお、1998 年 4 月から 99 年 3 月までの 1 年間に手形買入オペ

は 72 回実施された（1 か月当たり 6 回）。 c 手形売出：手形買入オペと逆に、97 年末以降むしろ活発化している（第 19 図

c）。この時期、日銀は、午前中に潤沢な資金供給を行い、午後に余剰資金を吸収

するというオペレーションを行い、流動性調整を図っている。なお、1998 年 4月から 99 年 3 月までの 1 年間に手形売出オペは 429 回実施された（1 か月当た

り 35.8 回）。 d CP 買現先：1 回 4000 億円程度の規模で行われている（第 19 図 d）。なお、1998年 4 月から 99 年 3 月までの 1 年間に CP 買現先オペは 116 回実施された（1 か

月当たり 9.7 回）。 e TB 買現先：全体的にオペ額は小さいが、最近は額がやや大きくなっている。こ

れは、日銀が短期国債の流通市場を整備するように注力していることが背景にあ

るとみられる（第 19 図 e）。図中 99 年 4 月以降は、短国買現先のデータを接続

して表示している。なお、1998 年 4 月から 99 年 3 月までの 1 年間に TB 買現先

オペは 67 回実施された（1 か月当たり 5.6 回）。 f FB 売現先：97 年末以降の金融不安期に一時行われず、この時期日銀が資金供

給を専らとしたことを窺わせる。しかし、99 年 2 月春先以降再開しており、午前

中に潤沢な資金供給を行い、午後に余剰資金を吸収するというオペレーションを

通じて、余剰流動性を調節している（第 19 図 f）。図中 99 年 4 月以降は、短国売

現先のデータを接続して表示している。なお、FB 売現先は再開後の 99 年２月に

4 回、3 月に８回行われている。 g 国債買現先：かつて 2000～4000 億円程度の規模で行われていたが、最近は行

われなくなっている（第 19 図 g）。 h 国債借入：1 回 4000 億円程度の規模で行われている（第 19 図 h）。なお、1998年 4 月から 99 年 3 月までの 1 年間に国債借入オペは 72 回実施された（1 か月当

たり 6 回）。 i 国債買入：基本的に月に 2 回行われている。95 年 7 月の超円高期に 1 回 2500億円に増額された。96 年末に経済が落ち着いたところで以前の 1000 億円に戻す。

しかし、97 年末には金融システム不安の中で再び 2500 億円に増額し、高水準が

現在まで続いている（第 19 図 i）。国債買入オペは、先にみたように経済成長に

見合った長期的な資金供給手段との位置付けがなされているが、意外に経済情勢

－22－

に応じて額を増減しているようにもみえる。ちなみに、国債買入オペとコールレ

ートとの関係をみると（第 20 図）、95 年の春の金利引下げ期の後半に駄目押し的

に国債買入額を増額し、また、97 年末以降の低め誘導に対応して増額されている。

また、朝方の積み上幅との関係をみると（第 21 図）、97 年末以降の大幅積み上に

対応した増額がみられる。宮野谷（1996）が指摘するような、資金不足期におい

て他のオペ手段による資金供給の必要量を圧縮する効果を有効に活用しているこ

とが窺える。 第 2 節 準備預金需要関数の導出 １． 銀行の準備預金需要 （１） 銀行が準備預金を保有する動機 銀行が準備預金を保有する動機としては、法定準備預金制度により預金額に対

して一定の準備預金を日銀に預けることが義務付けられていることと、家計や企

業に対して決済サービスを提供するために準備預金を保有することが挙げられる。 イ）法定準備預金制度 銀行は、法定準備預金制度によって、預金に対して一定以上の準備預金を保有

することが義務付けられている。預金はある確率で引き出されると考えられるが、

義務的に準備預金を保有させることにより、銀行がそうした預金引出しの要求に

応えられないで破綻してしまう確率を低くすることができる。なお、法定準備預

金制度によって準備需要を確定することができるので、法定準備預金は金融調節

の一環であるという見方もある（翁、1993）15。 日本における法定準備預金制度は、部分後積み方式と呼ばれるもので、ある月

の対象預金に係る所要準備額は、その月の 16 日から翌月の 15 日までの 1 か月間

の日銀預け金で積むことになっている。 簡単な例をみてみよう。銀行は、預金（ D ）に法定準備率（κ ）をかけた額を

準備預金（ R ）として保有しなければならない。単純化のために、積み期間と積

み最終日の２期間を考える。積み期間を第 1 期、積み最終日を第 2 期として、添

え字で表すと、法定準備預金制度により次のような制約が課されていることにな

る。

−

≥+ RRR 21 =κ D

15 翁(1993)は、1990 年代初のアメリカにおいて、法定準備額が決済のための必要額を下回ったために準備預

金需要の予測が困難となり、短期金利の変動性が高まった例を紹介している。

－23－

ロ）決済サービスの提供 銀行は、準備預金を使って決済サービスを提供する。すなわち、家計または企

業が他の家計または企業から商品等を購入する場合に、直接に現金で支払いをす

るのでなく、銀行口座の振り替えという形を採ることが多いが、異なる銀行間で

そうした預金振り替えを行う際には、それぞれの銀行が中央銀行に保有している

準備預金の移転が行われる（第 22 図）。 決済の時点に準備預金の移転が必要としても、瞬時に余分のコストをかけずに

資金を調達できるのであれば、銀行が決済サービスを提供するために準備預金を

保有する必要はない。決済時点で瞬時に資金を調達し、それを遅滞なく中央銀行

へ準備預金として振り込み、即座に相手銀行口座へ移転すればよいからである。

しかし、実際の市場は完全ではなく、瞬時の調達は困難であったりコストがかか

ったりする。そのため、決済サービスの提供に際しては準備預金をあらかじめ保

有するのである。この点については、流動性の便益として、項を改めて検討する。 （２） 流動性の便益 銀行は、決済サービス提供のために資金が必要な場合や、準備預金残高が法定

準備預金額に比べて十分でない場合、コール市場からの借入や保有債券の売却等

によって資金調達を行う必要がある。しかし、即座に資金を調達しようとすると、

コール市場や債券市場において、取引相手が見つけられなかったり、取引コスト

がかかったり、あるいは、債券を安い価格で売却しなければならないリスクがあ

る。銀行は、準備預金を保有することによって、こうしたリスク（流動性コスト）16を避けることが可能である。これは、準備預金がもたらす流動性便益だとみな

しうる。 このように、準備預金を保有することにより得られる便益を、準備預金残高 Rの関数として )(Rf と表すこととする。さらに、 直観的に分かりやすく議論を進

めるために、具体的な関数形を次のように特定する。こうした関数形の特定によ

り、一般性は失われるが、明示的な解を求めることができる。

)(Rf = 2

21

bRaR −

0>a 、 0>b とし、限界収益がマイナスとならないように、ba

R ≤ を仮定する。

この関数形は、一定の範囲で、限界便益は正であるが、準備預金残高が増加する

16 ここでの流動性コストは、広い意味で取引コストと考えられるが、取引の際に実際に支払う費用のみならず、取引そのものができないことによって失う利益の期待値も含めたものであり、特に短期間に取引を行おうとする場合に生じる要するコストであることから、流動性コストと呼ぶこととする。

－24－

とともに限界便益が逓減する、すなわち、 0)(' ≥Rf 、 0)('' ≤Rf という通常の仮

定を具体化したものといえる。 （３） コールレートと準備預金需要 以上のように、銀行は流動性コストを節約するという便益を求めて準備預金を

保有するが、それはコストを伴うものである。すなわち、準備預金は利子がつか

ないので、機会費用がかかっている。準備預金に次いで流動性の高いコールロー

ンの収益率（ i ）を、準備預金保有のコストであるとみなすことができる。銀行

の最適な準備預金需要額は、所要準備制約の下で、準備預金のもつ流動性コスト

節約という便益と機会費用（コールレート）とを比較して決定される。銀行行動

の厳密な定式化と準備預金需要関数の導出は、後の「２．銀行の最適化行動と準

備預金需要関数」において行うが、差し当たり、若干の直観的な議論を付け加え

ておきたい。 法定準備預金制度がなければ、最適な準備預金需要額は、第 23 図において、

準備預金保有の限界便益t

t

RRf

∂∂ )(

が限界費用であるコールレートと等しくなる点

で決定される。コールレートが高くなれば最適な準備預金は減少し、コールレー

トが低下すれば最適な準備預金は増加する。 しかし、同時に、銀行は法定準備預金制度の制約を充たさなければならない。

コールレートが十分低くて準備預金残高が大きい場合には、準備預金需要は法的

に要求される額を上回るであろう。しかし、コールレートが高い場合には、準備

預金需要は所要準備額に届かず、コールレートと流動性コスト節約の限界便益が

均等化する水準以上に準備預金を保有する必要がある。 さらに、法定準備預金制度の下では、将来コールレートについての予想に応じ

て、積み期間中の異時点間の裁定が働く。すなわち、現在の部分後積み方式にお

いては、銀行は当月の 16 日から翌月の 15 日までの間に所要準備額を積めばよい

ので、コールレートが高い時には準備預金を少なくしようとし、コールレ－トが

低い時に準備預金を増加させようとするであろう。取引費用や流動性コストがな

ければ、異時点間の裁定が完全に働く。この結果、翁(1993)のモデルの「初日」

のように、準備預金需要関数は水平となる（前掲第 3 図参照）。すなわち、準備

預金需要は金利に対して無限に弾力的となる。しかし、取引費用など市場の不完

全性があれば、異時点間の裁定は完全でなくなり、準備預金需要はコールレート

に対して有限の弾力性を持つであろう。市場が完全で取引参加者が危険中立的で

あれば、異時点間の裁定は完全に働き、コールレートはマーティンゲールとなる。

しかし、市場が完全でないか取引参加者が危険回避的であれば、異時点間の準備

預金は完全な代替性を持たず、コールレートはマーティンゲールとならない。細

－25－

野・杉原・三平(1999)はコールレートがマーティンゲールかどうかの検定を行い、

コールレートがマーティンゲールであるという仮説が棄却されることを示した17。

よって、コール市場において異時点間の裁定は完全でなく、準備預金需要曲線は

通常のように右下がりとなっている可能性があると考えられる。 （４）金融危機と流動性の便益 最近に至るまでは、決済サービス提供のために必要な準備預金額は、法定準備

預金額より小さく、超過準備はほとんど保有されることはなかった。このため、

従来の銀行行動の分析においては、準備預金需要は法定準備制度を通じて預金額

から受動的に決定されると想定されてきた18。しかし、近年、かなりの額の超過

準備が保有されるようになっている（第 24 図）。こうした準備預金の動向の変化

には、次のような要因が考えられる。イ)コールレートが大幅に低下して準備預金

保有の機会費用がほぼゼロとなったために、準備預金需要が大幅に拡大した。ロ)

資金調達における取引コストや流動性コストが増大した。これは、金融システム

不安などによって銀行の信用リスクが高まり、コール市場において資金が調達で

きないリスクが増大したことによる19。これは、準備預金保有による流動性の便

益が高まったことを意味する。金融危機以前においては、コール市場からの借入

や日銀のオペなどによる準備預金の調達が比較的容易で、流動性の便益はそれほ

ど大きくなかったかもしれない。すなわち、準備預金保有の限界便益曲線は、相

対的に下方に位置し、しかもかなり早い段階でゼロに近づいていったと考えられ

る（第 25 図）。そのために、銀行は所要準備額だけを保有し、超過準備を持つ必

要はなかったわけである。しかし、金融危機が生じると、流動性コストが高くな

り、準備預金保有の限界的な便益が高まった。これにより、準備預金の限界便益

曲線の上方シフトが生じるとともに傾きが急になったとみられる（前掲第 25 図）。 ２． 銀行の最適化行動と準備預金需要関数 銀行は、第 1 期のコールレートは知っているが、第 2 期のコールレートは確実

には分からないとする。差し当たり、第 2 期のコールレートは高い（ Hi2 ）か低い

17 ただし、この検定はコールレートの日中加重平均値を用いて行われたことに留意する必要がある。林(1999)は、日中の加重平均値を使用することは適切でないことを指摘している。すなわち、異時点の準備預金が完全代替的であれば日中においてもマーティンゲールであるはずであるが、サンプルの単位期間（ 1 日）よりも短い期間（例えば 1 分）においてマーティンゲールとなる確率過程を、サンプルの短期期間で平均して得られる確率過程はマーティンゲールとはならない（time aggregation 問題）。もっとも、日中の時点ごとのデータを用いた林(1999)の検定でも、コールレートのマーティンゲール性は棄却されている。 18 例えば、堀内昭義（1980）。ただし、浜田宏一・岩田一政（1980）や貞広彰(1992)は、銀行の現金保有を超過準備とみなして、その決定要因、特にコールレートとの関係を分析している。 19 実際にはコールレートはゼロであるので、リスク・プレミアムによるコストの上昇というよりは、逆選択による信用供与の途絶が生じていることになろう。なお、金融不安により預金の引き出しが増加すれば、準備預金を多く保有する必要があるという意味で同じ効果が生じる。

－26－

（ Li2 ）かの２つの可能性があると仮定する。コールレートが高い確率は Hp 、低

い確率は Lp とする。 Hp + Lp =1 である。例えば、20％の確率でコールレートが

１％となり、80％の確率でコールレートが 0.03％になるとすると、 Hp =0.2、Hi2 =0.01、 Lp =0.8、 Li2 =0.0003 である。

銀行は、第 1 期と第 2 期を合計した準備預金のネットでの便益を最大化するよ

うに準備預金需要を決定する。流動性の便益が高ければ、準備預金を多く保有し

ようとするであろう。また、コールレートが高ければ、準備預金を保有するコス

トが上昇するので、準備預金保有額をできるだけ少なくしようとするであろう。

第 2 期のコールレートが異なれば、それに対応して第 2 期の準備預金需要も異な

る。第 2 期のコールレートが高い場合の第 2 期の準備預金需要を HR2 、第 2 期の

コールレートが低い場合の第 2 期の準備預金需要を LR2 とする。 第 1 期と第 2 期を通じて法定準備預金額が課されているので、第 2 期のコール

レートが高く第 2 期の準備預金残高が少なければ、第 1 期の準備預金残高を大き

くしなければならないし、逆に第 2 期のコールレートが低く第 2 期の準備預金残

高が大きければ、第 1 期の準備預金残高を少なくすることが可能である。したが

って、第 1 期の準備預金需要は第 1 期のコールレートが確実に分かっていても第

2 期のコールレートに依存する。一般的に、第 1 期の準備預金需要は第 1 期と第

2 期のコールレートに依存するので ),,( 2211LH iiiR と書くべきであろうが、簡単化の

ため、単に 1R と書く。 銀行の第 2 期の利潤は、第 2 期のコールレートが高い場合には HHH RiRf 222 )( − 、

第 2 期のコールレートが低い場合には LLL RiRf 222 )( − であるが、それぞれが Hp 及

び Lp と い う 確 率 で 生 じ る の で 、 第 2 期 の 期 待 利 潤 は 、Hp [ HHH RiRf 222 )( − ]+ Lp [ LLL RiRf 222 )( − ]である。第 2 期のコールレートが高かろ

うと低かろうと法定準備預金額の制約は守らなければならない。預金額は所与と

考えているので、法定準備預金額−

R は第 2 期のコールレートの水準にかかわらず

同じである。したがって、制約条件は、第 2 期のコールレートが高い場合の

−

≥+ RRR H21 と低い場合の

−

≥+ RRR L21 の２つとなる。銀行の利潤最大化問題を改

めて書くと次のようになる。 max )()()( 221

LLHH RfpRfpRf ⋅+⋅+ LLLHHH RipRipRi 222211 ⋅−⋅−−

..ts −

≥+ RRR H21 かつ

−

≥+ RRR L21

－26-a－

－27－

クーン=タッカーの定理を適用すると、制約式に係るクーン=タッカー乗数をそ

れぞれ Hϕ 及び Lϕ として、 )(Rf = 2

21

bRaR − に注意すると、次のような最適化の

ための条件が得られる。 LHibRa ϕϕ −−=−− 11 … a HHHHH ipbRap ϕ−=−− 22 )( … b LLLLL ipbRap ϕ−=−− 22 )( … c 制約条件が有効かどうかは、次のような組み合わせがある。 (i) 第 2 期のコールレートが高い場合にも低い場合にも有効でない。すなわち、

−

>+ RRR H21 かつ

−

>+ RRR L21

したがって、 Hϕ = Lϕ = 0 (ii) 第 2 期のコールレートが高い場合には有効であるが、低い場合には有効でな

い。すなわち、

−

=+ RRR H21 かつ

−

>+ RRR L21

したがって、 Hϕ > 0 かつ Lϕ = 0 (iii) 第 2 期のコールレートが高い場合にも低い場合にも有効である。すなわち、

−

=+ RRR H21 かつ

−

=+ RRR L21

したがって、 Hϕ > 0 かつ Lϕ > 0 直観的に納得できるように、第２期のコールレート Hi2 、 Li2 が比較的低い場合

には、所要準備に係る制約は有効ではない(第 26 図 Case1 の領域)。確率 Hp で所

要準備に係る制約が有効になるケースが存在するのは、 Hi2 が比較的高い場合（第

26 図 Case2 の領域）であり、確率１で所要準備に係る制約が有効になるケース

が存在するのは、さらに Li2 も高い場合（第 26 図 Case３の領域）である20。 以上の各ケースについて準備預金需要を計算すると以下のとおりである。 (i) Hϕ = Lϕ = 0 最適化のための条件 a、b、c は次のように簡単な形になる。 011 =−− ibRa … a(i) 0)( 22 =−− HHHH ipbRap … b(i) 0)( 22 =−− LLLL ipbRap … c(i) 準備預金需要は、直ちに分かる。

20 この点についての詳細は、細野・杉原・三平(2000)を参照のこと。

－26-b－

－27－

111

ibb

aR −= … d

HH ibb

aR 22

1−= … e

LL ibb

aR 22

1−= … f

(ii) Hϕ > 0 かつ Lϕ = 0 最適化のための条件 a、b、c は次のようになる。 HibRa ϕ−=−− 11 … a(ii) HHHHH ipbRap ϕ−=−− 22 )( … b(ii) 0)( 22 =−− LLLL ipbRap … c(ii)

a(ii)と b(ii)より Hϕ を消去して、 12 RRR H −=−

を代入すると、

−

++

++

+−

+−

= Rp

pi

bpp

ibpbp

apR H

HH

H

H

HH

H

)1()1()1(1

)1()1(

211 … g

したがって、

−

++

+−

++

+−

−= Rp

ibp

pi

bpbpap

R HH

H

H

HH

HH

)1(1

)1()1(1

)1()1(

212 … h

LR2 は、c(ii)より直接に、

LL ibb

aR 22

1−= … i

(iii) Hϕ > 0 かつ Lϕ > 0

b 及び c から Hϕ 及び Lϕ を a に代入して、 12 RRR H −=−

及び 12 RRR L −=−

、 Hp + Lp =1

に注意すると、

=−− 11 ibRa HH ipRRba 21)( −−−−

LLip 2−

ここで、第 2 期の期待コールレートを LLHHe ipipi 222 +≡ と定義すると、

−

++−= Rib

ib

R e

21

21

21

211 … j

したがって、

−

+−= Rib

ib

R eH

21

21

21

212 … k

－28－

−

+−= Rib

ib

R eL

21

21

21

212 … l

d、g、j を積み期間中の金利 i1について解けば、準備預金に対する逆需要関数を求め

ることができる。

ケース(i) 11 bRai −= ケース(ii) HHHH iPRRbPbRaPi 2111 )()1( +−+−−= ケース(iii) eiRRbbRi 2111 )( +−+−= 以上から、積みの最終日以外の日（以下、積み期間中と呼ぶ）の準備預金に対する逆

需要関数について、以下のインプリケーションが得られる。 （１） 積み期間中の金利は、準備預金の減少関数である。これは、所要準備制約が

binding になるかどうかに依存しない21。 （２） 積み期間中における金利は、所要準備制約が binding になる可能性がある場合

には、残り所要額（ 1RR − ）の増加関数である。残り所要額に対する金利の感応

度は、所要準備が binding になる確率( Hp )が小さいほど小さくなる。 （３） 積み期間中における金利は、所要準備制約が binding になる可能性がある場合

には、積み最終日の期待金利の増加関数となる22。 （４） 積み期間中における金利は、所要準備制約が決して binding にならない場合、

準備預金のみに依存する。

なお、銀行間市場における流動性コストがきわめて小さく、準備預金のもつ便

益もほとんどゼロの場合は、パラメータ a, b がともにほぼゼロであるため、積み

期間中の準備需要関数は最終日の期待金利の水準でほぼ水平となる（ケース(iii)で b がほぼゼロの場合）。他方、たとえば銀行危機によって、流動性コストが高

まり、これに伴って準備預金の便益が増大する場合には、需要関数、すなわち限

界収益曲線は上方にシフト(パラメータ a の上昇)するとともに、通常、傾きもよ

り急になる（すなわち、金利弾力性が小さくなる、パラメータ b の上昇）ものと

考えられる。金利弾力性が小さくなるのは、金融危機においては、少しでも準備

保有額が必要額に足りないとすぐに銀行が破綻するリスクが大きいので、準備保有額が

21 このモデルは、完全な後積み方式を仮定しているが、仮に同時・後積み方式のもとで、金利水準に応じて銀行の貸出行動等に変化があれば、所要準備自体が変化し、準備需要の金利弾力性が大きくなる可能性がある。

22 ケース(ii)の第 1 期における逆需要関数は、ll i

bba

iR 2221

)( −= を用いると、

elHH iiRpRRpbbRi 222111 )}()1()({ +−+−+−=

と書き直せる。したがって、ei2 の増加関数である。

－29－

僅かに減少した時の限界コストの上昇（すなわち、準備が僅かに増加した場合の限界便

益の低下幅）が大きいと考えられることによる。 ３．市場均衡23 日銀のdate1における準備供給を SR1 、state Hにおけるdate2の準備供給を SHR2 、state L における準備供給を SLR2 とする。前節で、 LH ii 22 ≥ を仮定して準備需要を求めたたこと

から、これと整合的になるよう、 SLSH RR 22 ≤ を仮定する。また、ba

R S ≤1 、ba

RR SLSH ≤≤ 22

を仮定する。 以下、日銀が、所要準備額またはそれを超える準備供給を行う場合の合理的期待市場

均衡を考察する。（所要準備を下回る供給を行った場合には、市場均衡は存在しない。）

日銀が所要準備しか供給しない場合、積み最終日の準備需要が金利に非弾力的なため、

市場均衡は不決定となる。その結果、現実の金利水準が複数の均衡金利（一定水準以上

のすべての金利）のなかからどのように選ばれるのか、あるいは、その期待値がどのよ

うにコーディネートされるのかは、我々のモデルでは答えることができない。現実には、

日銀の公表しているコールレートの誘導目標が、事前の期待金利の形成に役立っている

ものと思われるが、我々の主目的は、準備需要曲線の推計にあるので、この問題には深

入りせず、積み最終日の期待金利を所与としたときの、積み期間中の金利水準の決定に

焦点をあてて分析する。前節で導出した準備需要関数に、各期、各ステートの市場均衡

条件を当てはめれば、以下のとおり整理される。以下、簡単化のために、日銀が所要準

備しか供給しない場合の複数均衡のななかから選ばれる金利水準は a 以下であること

を仮定する24。 Case A: RRR SHS >+ 21 これは、日銀が所要準備を超える準備を供給するケースである。この場合、準備の需

給が均衡する金利水準は、d～f より、 i a bR S1 1= −

SHH bRai 22 −= SLL bRai 22 −=

となる。

23 準備預金制度の下にある預金取扱金融機関に加えて、証券会社、生命保険等もコール市場の重要なプレーヤーである。これらを考慮してコール市場の市場均衡を求めるためには、準備預金とコールマネーに加えて、他の金融資産（例えばCP 等の短期債券）との代替関係を考慮することが有益であると考えられる。しかし、ここでは、金融調節がコールレートに及ぼす影響に焦点を当てるため、預金取扱金融機関による準備預金とコールマネーの間の代替のみを考慮して、準備預金市場の均衡を分析する。 24 日銀が所要準備しか供給しない場合に選ばれる金利水準が仮に a を超える場合には、準備需要曲線に、垂直（金利に完全に非弾力的）の部分があらわれるが、その部分以外は、右下がり（金利の減少関数）となる。

－30－

Case B: SLSSHS RRRRR 2121 +<=+

これは、日銀が、state H では所要準備総額しか供給しないものの、state L では、所要

準備を超える準備を供給するケースである。このケースにおける金利は、g～i より、 SLL bRai 22 −=

],[ 22 abRai SHH −∈ HHSHHSSLLHHHSHSH ipRbpbRbRipipRRbpbRapi 221222111 ))(1()()1( ++−+−=+−+−−=

)( 212

eSSe RRbi −−=

となる。ここで、 LHHHe ipipi 222 )1( −+≡ 、 SLHSHHeS RpRpR 222 )1( −+≡ である。

Case C: RRRRR SLSSHS =+=+ 2121

これは、日銀が、state H でも state L でも、所要準備総額のみ供給するケースである。

このケースにおける金利は、j～l より、 ],[ 22 abRai SLL −∈

],[ 22 aii LH ∈

−−=−−=−+−=

22)()( 122121121

RRbiRRbiRRbbRii SeSSeSSe

となる。ここで、 SLSHS RRR 222 =≡ である。

前節では、積み期間中の準備需要関数の形が、所要準備制約が binding になる確率に

よって変わることを示したが、所要準備制約が binding になる確率は、とりもなおさず、

日銀が所要準備額のみを供給する確率（＝１－超過準備を供給する確率）である。本節

では、合理的期待均衡の下で、コールレートが日銀の準備供給に依存していることが確

認された。 第3節 準備需要曲線の推計25 次に、前節のモデルに沿って、準備預金需要関数を推計し、準備供給の増加がどの程

度コールレートを低下させるのかを推計する。

１． 推計のフレームワーク 準備需要関数を推計するためには、準備需要と準備供給を識別し、一致性のある推

25 本節は、細野・杉原・三平(2000)を拡張したものであるが、操作変数の選定等についての詳細は省略してある。これ

らについては、細野・杉原・三平(2000)を参照されたい。

－31－

計値を求める必要がある。第２節の理論モデルでは、準備供給は金利に非弾力的である

と仮定したが、実際には、一日のうちでも、コールレートの水準をみつつオペ額が調節

されている。そこで、同時推計バイアスを取り除くには、準備供給のみに影響し、準備

需要には影響しない操作変数を用いる必要が生じる。 準備需要関数と準備供給関数の構造方程式は、それぞれ以下のように定式化できるも

のとする。

R

i

ZXiR

XRi

εφδγ

εβα

+++=

++=

ここで、i はコールレート（もしくは、その階差）、R は準備預金残高（もしくは、その

対数値）、X は先決変数（ここでは、スカラーだとするが、実際の推計では多変数のベ

クトルとなる。）、Z は準備供給には影響するが準備需要には影響しない変数(操作変数)、Ri εε , はそれぞれ準備需要ショック、準備供給ショックであり、 0)( =iZE ε である。こ

の誘導形を求めると、

−

+

+

+−

=

R

i

ZX

Ri

ε

εγ

ααγφδβγ

αφαδβαγ 1

11

11

1

まず、Z が有効な操作変数であるためには、 0≠φ でなければならないが、これは、

R を被説明変数とする誘導形の推計式において、Z の係数が有意にゼロでないかどうか

で判断できる。 次に、準備需要関数の推計であるが、これは、i を被説明変数とする構造方程式を、

Z を操作変数として、一般化モーメント法（GMM）によって推計できる。 ２． データ 本節の実証分析に用いるデータは、準備預金残高(RSA)等、日本銀行『資金需給と調

節』データおよびコールレート(CALLO)等の金利データである。前者が入手できたの

は、1994 年８月１日から 2000 年 1 月 31 日までであるが、1999 年 12 月末はコンピュ

ーターの 2000 年問題で準備預金需要が大幅に増加した時期であるので、実証分析では、

1999 年 12 月 15 日までのデータを用いることとする。ただし、残り所要準備額（１日

あたり）が公表されたのは９８年 1０月２８日以降であるため、それ以前については、

準備預金残高(RSA)から「残り要積み立て額対比」(ERSA)を控除したものを、残り所

要準備額(1 日当たり)の近似値とした26。

コールレートと準備預金残高(対数値)の時系列特性をみるために、単位根検定（ADF

26 これが近似値であるのは、既に所要準備額を積み終わった金融機関の超過準備額が、「残り所要額（一日当たり）」に

は含まれていないことによる。

－32－

テスト）を行ったところ27、コールレートについては、単位根をもつとの帰無仮説が棄

却できず、準備預金残高（対数値）については、単位根をもつとの帰無仮説が棄却され

た。したがって、以下、主な推計にあたっては、コールレートは階差をとり、準備預金

残高（対数値）については、水準を用いることとするが、頑健性チェックのために、コ

ールレートの水準値を用いた推計も行うこととする。 ３． 操作変数の選定 準備供給のみに影響し、準備需要には影響しない操作変数として、本論文では、

Hamilton(1997)のアイディアに沿って28、日銀が公表している財政等要因による資金過

不足の実績値から予測値を控除した予測誤差を用いることとする。既に説明したように、

日銀は、債券等オペによって金融調節を行っているが、これがそのまま準備預金の増減

となるわけではない。準備預金の増減は、金融調節額に資金過不足額（これは、財政等

要因と銀行券要因に分かれる。）を加えたものとなる。日銀は、日々、資金過不足額を

予測して、金融調節を行っているが、資金過不足額は、完全には予測できないので、予

測誤差が生じた場合には、準備預金残高の（意図せざる）増減が生じる。したがって、

資金過不足額は日々の準備供給に影響を及ぼすと考えられるが、このうち特に財政等要

因については、税収や財政支出によって変動するものであり、準備需要に影響を与える

ものではない。したがって、財政等要因による資金過不足の予測誤差は、準備需要の推

計には適切な操作変数と考えられる29。 ４． 準備需要関数の推計

次に、財政資金等についての予測誤差（DFIS）およびその他の先決変数を操作変数

に用いて、準備需要関数の推計を行う。理論モデルによれば、積み期間中のコールレー

トは準備残高（RSA）の減少関数であり、また、必ず超過準備が供給される場合を除い

て、残り所要準備額（RRSA）の増加関数である。特に所要準備ちょうどが供給される

場合には、RSA と RRSA の係数の絶対値は一致する。さらに、積み最終日のコールレ

27 確定的トレンドを含め、ラグの次数は 11 とした。 28 Hamilton(1997)は、FED が財政資金の予測値を公表していないことから、実績値データをもとに時系列モデルを推計し、そのモデルの予測誤差を FED の予測誤差として操作変数に用いている。他方、日銀は、『資金需給と調節』において、財政等要因による資金過不足の予測値と実績値を公表していることから、本稿では、両者の乖離を予測誤差として用いる。 29 細野・杉原・三平（2000）では、財政等要因による資金過不足の予測誤差が実際に準備預金残高に影響を与えている点を確認するために、準備預金残高（対数値）を被説明変数とする、誘導形を OLS で推計した。この結果、確かに財政資金等要因による資金過不足の予測誤差（DFIS）は、準備預金残高（RSA）に有意にプラスの効果をもっており、良好な操作変数であることが示されている。

－33－

ートに関する事前の期待金利の増加関数となる。ただし、これを直接観測することは困

難であるので、ここでは、公定歩合の変更、明示的な誘導レートの変更等、金融政策の

変更があるごとに時期を区分し、それぞれの期間における事後的な平均コールレートと

ほぼ等しい金利を「誘導レート」（TARGET）として用いることとした。具体的には、

第 4 表のとおり、７期間にわけて誘導レート（TARGET）を設定した。また、積み最

終日のコールレートは、超過準備が供給される場合、当日の準備供給の減少関数となる

が、その弾力性は、積み期間中と異なっている可能性がある。これらの点を考慮して、

以下の定式化を推計する。 ttt LRSADUMLLRSADCALLO )(21 ββα +⋅+=

tti

itit DUMLDTARGETDCALLOLRRSADUML εηµδγ +⋅+⋅+⋅+−+ ∑=

−

4

1

)1(

ここで、LRSA は準備預金残高(RSA)の対数値、DCALLO は無担保翌日物コールレ

ート（CALLO）の一階の階差（ )1(−−≡ RCALLORCALLODCALLO ）、LRRSA は残

り所要準備額(１日あたり：RRSA)の対数値、DTARGET は誘導レート(TARGET)の階

差である。なお、 tn を、当該積み期間における残り日数とすると、 111 −−− −= ttttt RSARRSAnRRSAn

であり、RRSA は先決変数である。DUML は、積み最終日ダミーである。 上記の定式化は、被説明変数をコールレートの階差、説明変数を準備預金残高の対

数としたものであるので、準備預金残高が大きくなるに従ってコールレートへの影響が

小さくなるという非線形性を表している（第 27 図）。 以下、推計に当たっては、推計値の分散共分散行列が不均一分散と一階の自己相関に

関して一致性をもつよう、GMM を用いる30。説明変数の DCALLO のラグ次数は、有

意性を検定して 4 次とした。また、LRSA のラグは有意ではないため、説明変数から落

とした。操作変数は、当期の財政資金等予測誤差、翌日物コールレートの階差（1 期か

ら 4 期ラグ）、準備預金残高（対数値）の 1 期ラグ、当期の残り所要準備額（対数値）、

誘導レートの階差の 1 期ラグ、積み最終日ダミーの 1 期ラグに準備預金残高（対数値）

の 1 期ラグを乗じたもの、及び積み最終日ダミーである。残り所要準備額（対数値）の

当期の値を操作変数としたのは、先に説明したように、残り所要額は先決変数と考えら

れるためである。推計期間は、94 年 8 月 5 日から 99 年 12 月 15 日である。

30 なお、以下、本稿における GMM 推計での分散・共分散行列は、すべて不均一分散と 1 階の系列相関に関して一致性

を持つ方法で推計した。

－34－

推計結果をみると（第６表）、準備預金残高の係数はマイナスで有意である。ただし、

係数はかなり小さく、準備預金残高が１％増加するとコールレートは約 0.09 ベーシス

ポイント低下する（ちなみに、推計期間中の準備預金の平均残高は３兆 4681 億円であ

る）。このように、準備需要関数はコールレートの減少関数であり、日銀が準備預金供

給をコントロールすることによりある程度の影響を与えることができることになる（前

掲第 2 図）。なお、積み最終日の準備預金需要のコールレートに関する弾力性は、積み

期間中と有意に異ならない。 残り所要額は、プラスで有意である。日銀が積み最終日に必ず超過準備を供給する場

合にはこの残り所要額はコールレートに影響を及ぼさないと考えられるので、残り所要

額がプラスで有意となったのは、銀行が日銀が必ずしも超過準備を供給しない可能性が

あるということを想定していることとなる。 誘導レートの係数はプラスで有意である。誘導レートを１％ポイント引下げると、コ

ールレートは 0.5％ポイント低下する31。量的な準備預金供給とは独立に、日銀の誘導

ターゲットはコールレートに対してかなり重要な影響を与えることになる。すなわち、

金融政策の変更を表す誘導レートの変化が、積み最終日の期待金利を変化させることに

よって、準備預金の増加を伴わなくても、コールレートを変化させることを示唆してい

る32。 ５． 構造変化と推計期間の分割 第 4 節の理論モデルは、準備需要関数は、需要側の変化はもちろん、日銀の金融調節

の変化、すなわち、超過準備を供給する確率によっても、変化することを示している。

推計期間中において準備預金に対する需要および供給に大きな変化があったと考えら

れる時期は、ひとつは、97 年 11 月の大型金融機関の破綻に始まる金融危機であり、も

うひとつは、99 年 2 月以降のゼロ金利政策である。このうち、前者については、需要、

供給両面で変化があったと考えられる時期であり、後者については、特に供給面で変化

があった時期であると考えられる。

そこで、まず、サンプル期間を金融危機以前（99 年 11 月 15 日以前と設定）と以降

と分けて推計した（第７表（１））。これによると、金融危機以前は、準備預金残高の係

数は、マイナスであるが有意ではない。他方、金融危機以降は、マイナスで有意であり、

係数の値も大きくなっている。すなわち、準備需要残高のコールレートに対する影響が

顕著にみられるのは、後半期である。さらに、後半期をゼロ金利政策採用を境に後半 I

31 95 年春先の公定歩合引下げに当たっては、日銀の「低め誘導」によってコールレートが先行的に低下しているので、この係数はむしろ過小評価である可能性がある。 32 なお、この分析で使った誘導レートは、翌日物コールレートの事後的な平均水準に設定しているが、分析の頑健性をチェックするために、誘導レートの代わりに公定歩合を使って前半（94 年 8 月～97 年 11 月）について推計してみた（後半期は、公定歩合は 0.5％に据え置かれており、また、特に 98 年 9 月以降は誘導レートが明示的にアナウンスされている）。結果は、公定歩合の階差に係る係数は 0.53 で、有意水準１％で有意となった。

－35－

（97 年 11 月 17 日から 99 年 2 月 12 日まで）と後半 II（99 年 2 月 15 日から 99 年 12月 15 日まで）に分割した（第 7 表（２））。すると、準備預金残高は、後半Ｉでは大き

なマイナスで強く有意であり、後半 IIでは有意でない。 すなわち、金融危機の時期においては、コール市場で信用リスクに敏感となったため、

必要な資金を即座にコール市場で取り入れることが困難になるなど、準備預金の持つ流

動性の価値が高まったことから、準備預金需要が高まる（準備預金の限界便益曲線の上

方シフトが生じる）とともに、金利弾力性が低下した（限界便益曲線の傾きが急になっ

た）ものと思われる。Holmstrom and Tirole (1998)は、マクロ的な流動性ショックが

高まると政府が供給する流動性資産の価値が大きくなることを示したが、上記の実証結

果は、このモデルで予想された事態がまさに日本で生じたことを示している。すなわち、

金融危機によってコール市場や債券市場における流動性コストが高まったことを反映

して、準備預金の持つ流動性の価値が高まったのである。他方、金融危機以前及びゼロ

金利政策期においては、流動性効果は認められなかった。金融危機以前は、コール市場

や債券市場における流動性コストが極めて低かったことを示唆している。ゼロ金利政策

期においては、そもそもコールレートが下限に貼り付いているため準備預金残高と有意

な関係が観察されないということはあるが、日銀が潤沢な資金供給を行った結果、流動

性コストが再びゼロ近くなったと解釈することもできる。 残り所要額も、前半期には有意でないが、後半期についてプラスで有意である。後半

期をさらに２つに分割したものでは、後半 Iにおいて大きな係数で強く有意であるのに

対して、後半 IIでは再び有意でなくなっている。 金融危機時には、少なくとも事後的に見て、超過準備が供給されていた。このように

超過準備が供給されている時期においても、準備預金の残り所要額がコールレートに影

響を及ぼしている点については、いくつかの解釈が可能であろう。ひとつの可能性は、

事前的には、金融機関が依然超過準備が供給されない可能性があると予想していたこと

である。もうひとつは、金融機関には異質性があり、例えば所要準備額やインターバン

ク市場での取引コストが異なるために、一部金融機関にとっては、所要準備制約が依然

有効である（あるいはそう予想している）可能性がある。実際、日中の最高と最低のコ

ールレートの動きをみると（第 28 図）、97 年末当たりから最高と最低のかい離が非常

に大きくなっている。日銀による潤沢な資金供給によってほとんど金利ゼロで借り入れ

ることのできる銀行が現れた一方で、平均よりもはるかに高い金利を支払わなければ借

り入れることのできない銀行も存在したことを示唆している。 誘導レートは前半期も後半期も有意にプラスであり、しかも、後半期の係数は 0.899

－36－

と非常に大きい33。必ずしも日銀の誘導目標を離れて準備預金の量的側面だけでコール

レートが決まっているともいえない。これは、日銀が、将来金利の期待を通じて準備預

金需要ひいてはコールレートに影響を与えることができることを示している。なお、後

半を 2 つに分けた推計においては、誘導レート階差を入れると推計が不可能となったの

で、誘導レートは説明変数から除外した。 なお、林（2000）は、日中複数の時点で観測されるコールレートのデータ（サンプ

ル期間は1996年1月4日から1999年2月12日）を利用して、流動性効果の有無を検証し、

交換時点（午後１時）のコールレート（翌日の午後1時までの借入金利）については、

金融危機以降（97年11月25日以降）のみ流動性効果が認められるものの、それ以前に

は流動性効果が認められず、また、為決時点（午後5時）のコールレート（翌日の午後1時までの借入金利）については、金融危機以前にのみ流動性効果が認められると結論し

ている。本論文の推計では、日中加重平均のコールレートを用いているため、両者の直

接の比較は困難であるが、交換時点の取引量が比較的多いとされていることから、本論

文の結果は林（2000）の交換時点に関する結論と整合的であると言えよう。ただし、

林（2000）は、主に、交換時点のコールレートと為決時点のコールレートの差（法定

準備金の積数にカウントされない交換時点で準備預金をもつことの機会費用）の期待値

がプラスかどうかで、交換時点の流動性効果の有無を判断しているのに対し、我々は、

準備預金残高とコールレートとの相関を推計している34。 なお、我々の推計結果の頑健性をチェックするために、コールレートの水準を被説明

変数として準備預金需要関数の推計を行ってみた（第８表）。準備預金残高に係る係数

は、全期間ではマイナスで有意であるが、金融危機を境に前半と後半に分割すると、と

もに有意でなくなってしまった。さらにゼロ金利政策採用時を境に後半 I と後半 II に

分割すると、後半 I ではマイナスで有意となった（ただし、後半 II では有意性は低い

もののプラスとなってしまった）。すなわち、コールレートの階差を使った推計と概ね

同じ結果であった。残り所要準備額についても同様な傾向がみられた。なお、誘導レー

トは、全期間、前半、後半、後半 I、後半 II ともに有意であり、日銀の誘導がコール

レートに強い影響を与えていることが確認された。このように、被説明変数をコールレ

ートの階差から水準に変更しても、結論は概ね変わらなかった。 なお、頑健性のチェックとして、もう一つ、積み期間の中でコールレートや準備預金

需要の動向が異なる可能性を検討してみた。すなわち、日本における法定準備預金制度

33 前半期の係数については、全期間の係数と同様、95 年春先におけるコールレートの先行的な低下から過小評価されている可能性がある。 34 林（2000）は、交換時の流動性効果を検証するために、交換時レートと為決時レートとの差を被説明変数とした推計も行っているが、交換時レートの準備預金残高の係数がプラスとなり、信頼できる推定値が得られなかったとしている。

－37－

は同時・後積み方式といって、当該月の 16 日から準備預金を積み始めて、翌月の 15日までの平均残高で積むことになっており、所要準備額の算出対象期間と実際の積み期

間が半月ずれている。このため、積み期間の前半では所要準備額は確定していないが、

後半は確定しているという違いがあることから、準備預金供給がコールレートに与える

影響が、積み期間の前半と後半とで異なるという可能性もある。すなわち、積み期間の

前半では、貸出・預金額の調整を通じて所要準備額自体を調整する余地があるので、準

備預金需要はより金利弾力的になる可能性がある。 そこで、積み期間の前半はゼロで後半で１をとるダミーを作成し、積み期間の後半に

準備預金残高とコールレートの関係が積み期間の前半と異なるかどうかを準備需要関

数を推計して調べてみた（第９表）。94 年 8 月から 99 年 12 月までの全期間を対象とし

た推計では、積み期間後半ダミーに準備預金残高を掛けたものはマイナスで有意に効い

ており、積み期間の後半では前半に比べて準備預金残高がコールレートに与える影響が

相対的に大きいことを示している。つまり、積み期間の後半のほうが、準備預金需要は

より金利に非弾力的である。ただし、その係数は-0.687 とかなり小さく、実際上は積み

期間後半という特別の要因はあまり重要でない。積み期間後半ダミーに準備預金残高を

掛けたものは、推計期間を分割してもほとんどのケースで有意に効くが、最も係数が大

きく出た後半 II における推計においても、-2.741 とそれほど大きなものではない35。 第4節 ゼロ金利と準備預金需要の飽和 直近ではコールレートはほぼゼロとなっているが、これは準備預金保有の機会費用が

ゼロということである。この場合、準備預金保有の便益がマイナスとならない限り準備

預金需要は無限大となる可能性がある。実際、超過準備率の動向をみると（前掲第 24

図）、従来はほとんど超過準備がなかったのに対して、最近になって大幅な超過準備が

生じている。しかし、コールレートがほとんどゼロであるのかかわらず、超過準備は有

限の値にとどまっている。直近では、日銀がオペをオファーしても応札額がオファー額

に満たないいわゆる「札割れ」が生じている。

35 積み期間後半ダミーと残り所要額にかけたものを入れた推計も試してみた。積み期間の前半では、まだ所要準備金の調整の余地があるため、残り所要額の効果は小さいと期待されたが、逆に、ほとんどの推計期間で積み期間後半ダミーと残り所要額をかけたものはマイナスで有意であり、積み期間の後半では残り所要額が大きくなってもコールレートを上昇させる効果は小さくなるという結果が得られた。ただし、その影響は大きくない。

－38－

第 29 図は、準備預金残高とコールレートをプロットしたものである。2000 年 1 月

31 日までのデータを使ったグラフをみると（第 29 図 a）、99 年 12 月半ば以降は 2000

年問題による流動性の積み増し需要から準備預金残高が異常に拡大しているが、99 年

12 月 15 日以前に限定すると（第 29 図 b）、コールレートが相当低い水準となっても、

準備預金残高の増加はそれほど極端なものとはなっていない。これをみると、コールレ

ートが低下すると準備預金需要が拡大する傾向があるが、ゼロ金利だからといって無限

に拡大しているともいえないように見える。

ただし、実際の「札割れ」の事例をみると（第 10 表）、札割れが生じているのは手形

買入と CP オペのみであり、札割れのあったのと同日に行われた短国買現先等は札割れ

となっていない。一方、手形売出は多額の入札がみられ、資金余剰を窺わせる。

準備預金需要が飽和しているかどうかは、政策的に重要であれる。もし、低金利の下

で準備預金需要が飽和していれば、それ以上日銀が準備預金供給を行う余地はなくなる。

一方、もし準備預金需要が飽和せずにゼロ金利下で無限大になるとすれば、日銀は準備

預金を積極的に増加させることができる。金利がゼロになるまでは、追加的な準備預金

の限界便益もゼロでないので、こうした追加供給は銀行の流動性便益をネットで増加さ

せることができる。ただし、金利がゼロに近づくにつれて、追加的な準備の限界便益も

ゼロに近づくので、実体経済への影響も小さくなるもの考えられる（金利が文字通りゼ

ロの時には準備預金の限界便益もゼロとなっているので、銀行にとっては何のメリット

もなく、実体経済に何ら影響を及ぼすことはできない）。次に、こうした可能性につい

て検討しよう。

前節のモデルでは、コールレートがゼロとなると準備預金需要は無限大になる。簡単

のために不確実性のない場合で、準備預金需要が十分大きく法定準備の制約が有効でな

い場合を考える（すなわち、−

>+ RRR 21 でϕ =0）。最適のための条件は、 0)(

=−∂

∂t

t

t iRRf

となる。これは、準備預金保有の限界収益が限界費用に等しくなるということを示すが、

決済業務の生産関数 )(Rf に標準的な「稲田条件」を課すると、コールレートがゼロと

なると準備預金需要は無限大にならなければならない。稲田条件とは最適化問題の解の

存在を保証するために課される条件で、 ∞=∂

∂→

t

t

R RRf

t

)(lim

0及び 0

)(lim =

∂∂

∞→t

t

R RRf

t

というも

のである。後者の条件から、コールレートがゼロの場合に最適化の条件を成立させるた

めには、準備預金が無限大となる必要があることがわかる（前掲第 23 図参照）。

一方、準備預金需要に飽和点が存在するということは、準備預金残高の限界収益がマ

イナスとなることを必要とする。こうしたことが生じるのは、例えば次のような場合が

－39－

考えられよう。準備預金を大量に保有することは、流動性コストを節約するというメリ

ットを持つが、銀行の規律付けという面からは、モラル・ハザードの危険を増大させる。

すなわち、銀行は資金調達源として、預金やコールマネーの他に、自己資本を使ってい

る。自己資本は株主による規律付けを体現するものであるが、過剰な準備預金は銀行経

営者にとっては「フリーキャッシュフロー」となり、準備預金が自己資本に対して大き

くなり過ぎることは、銀行経営の規律を弱めることになろう。もし、コール市場の規律

付けが機能すれば、このようなモラル・ハザードを見越してコールレートは上昇するで

あろう。また、一定額以上の準備預金を保有しようとすると、他の金融機関からの資金

調達が困難になるかもしれない。こうした場合には、準備預金の過大な保有はむしろ流

動性コストを増大させることになる。他方、こうした金融機関同士のピア・モニタリン

グが機能しない場合、代わって日銀が監視を強めることも考えられる。こうした金融機

関相互の、あるいは、日銀のモニタリングの強化が、銀行の行動に対するインプリシッ

トな制約になることは、考え得ることである。 以上のように、準備預金残高の増加とともにコールレート以外のコストが上昇する効

果を、準備預金残高の増加関数として表現する。すなわち、 )( tt Rgg = 、 0)(

>∂

∂

t

t

RRg

と

する。さらに、最適化のための 2 階の条件が充たされるように、 0)(")(" ≤− tt RgRf と

仮定する。コール市場の規律が働かずにモラル・ハザードが起こる場合には、

)()( tt RgRf − が銀行のネットの収益を表すことになる（銀行は非効率になる）。 簡単のために不確実性を考慮しないとすると、銀行の最適化問題は次のようになる。 max 22112121 )()()()( RiRiRgRgRfRf −−−−+

..ts −

≥+ RRR 21

ϕ を制約条件に係るクーン=タッカー乗数とすると、

ϕ−=−∂

∂−

∂∂

11

1

1

1 )()(i

RRg

RRf

ϕ−=−∂

∂−

∂∂

22

2

2

2 )()(i

RRg

RRf

いま、コールレートがゼロ近傍に低下し、準備預金需要が大きくなった状況を考える。

－40－

すなわち、−

>+ RRR 21 でϕ =0 とする。最適条件は、次のようになる。

1

1

1

1 )()(RRg

RRf

∂∂

=∂

∂

右辺は、コールレートがゼロとなってもゼロとならず、第 30 図において、限界収益

曲線1

1 )(RRf

∂∂

と限界コスト曲線1

1 )(RRg

∂∂

の交点で飽和点が生じる。

準備預金需要関数推計の際の定式化としては、被説明変数の準備預金残高のみに対数

をとり、説明変数のコールレートは水準のままとする片対数型の定式化であれば、準備

預金残高が無限大となるとコールレートが無限にマイナスになる。 CALLORSA ⋅+= βα)log( この場合、コールレートがゼロになった場合でも準備需要は有限であり、これは、準備

預金需要に飽和点があると解釈できよう（第 31 図（a）のケース）。 しかし、コールレートにも対数をとった両対数形の定式化を採れば、コールレートの

水準がゼロとなった時に準備預金需要が無限大となる。 )log()log( CALLORSA ⋅+= βα この定式化では、コールレートの水準がゼロに近づくと )log(CALLO はマイナス無限大

となり、βがマイナスの係数であれば、 )log(RSA したがって準備預金需要（RSA）は

無限大となる（第 31 図(b)のケース）。 そこで、準備預金残高の対数値を被説明変数とする準備需要関数について、まず、コ

ールレートの対数をとった場合ととらない場合について、推計を行った。推計期間は

1994 年 8 月２日から 99 年 12 月 15 日までである。推計方法は最小 2 乗法で36、予備的

に推計した際にダービン＝ワトソン統計量が 1 前後と低かったので、被説明変数のラグ

を説明変数に加えた。また、分散・共分散行列は、不均一分散と系列相関に対して一致

性を持つ方法で計算している。 さらに、飽和点が存在するかどうかを明示的に検定する定式化も試みてみた。すなわ

ち、上記両対数型ではコールレートの水準がゼロに近づいた時に準備預金需要が近づく

漸近線はゼロであるが、準備預金の漸近線がゼロでない定数φである場合も推計してみ

36 これは、当初 GMM で推計を試みたが、後の飽和点を明示的に含む定式化での推計において singular となり推計できなかったため、やむなく OLS に統一したものである。

－41－

た37。推計式は次のようになる。 )log()log( φβα +⋅+= CALLORSA

準備預金需要の漸近線は φ−=CALLO であり、φ<0 であれば、コールレートが正の水

準で準備預金が無限大となる。しかし、φ>0 であれば、コールレートがゼロであって

も準備預金需要は無限大とならない（前掲第 31 図(a)ではφ>0 の場合を図示してある）。

これは、準備預金需要が飽和している状況と解釈できる。推計期間は上記の片対数型・

両対数型の場合と同じで、準備預金残高の 1 期ラグを説明変数に加えているのも同じで

ある。 推計結果をみると（第 11 表）、片対数型の推計式（a）と両対数型のもの（b）では

各変数の有意性、決定係数、赤池情報量基準ともほぼ同じで、どちらの定式化が優れて

いるか判定は困難である。準備需要関数の漸近線を含めた Wolman 型の定式化による

と（c）、漸近線の位置を示す定数項は有意でない。つまり、準備預金需要に飽和点があ

るとは結論できない。しかし、仮に飽和点がないとしても、準備預金需要が顕著に増加

するのはコールレートが本当にゼロ近傍になった場合である。例えば両対数型の推計式

を使ってコールレートが低下した場合の準備預金需要の理論値を計算すると（第 32 図）、

コールレートが１％から 0.5％に低下しても、準備預金需要は 3 兆 1902 億円から３兆

3629 億円に増加する程度である38。コールレートがさらに 0.03％に低下すれば、準備

預金需要は 4 兆 1659 億円まで増加するが、増加幅はまだ限られている。準備預金需要

が本格的に増加するのは、コールレートが 0.01％を下回って以降で、0.01％の時に 4兆 5291 億円、0.001％で 5 兆 3965 億円、0.0001％で６兆 4301 億円と増加していき、

1010− ％になれば 18 兆 4004 億円となる。しかし、コール取引の手数料が 0.02％必要と

いうことも言われており、コールレートが現実的な値において無制限に準備預金需要が

拡大することは考えにくい状況にあるといえよう。 第5節 日銀の政策スタンスとコールレート １． 朝方の積み上幅の影響 市場関係者が日銀の政策スタンスを現すものと解釈している「朝方の積み上幅」

37 これは、Wolman(1997)のアイディアに基づく 38 この結果は、前節の準備需要関数の推計結果と整合的である。

－42－

は、コールレートに対してどのような影響を与えているのであろうか。朝方の積み上幅」

とは、当日朝（9 時 20 分）までのオペによる準備供給によって、どの程度所要準備以

上の準備預金が積まれることになるかを予測したものである。「朝方の積み上幅」が大

きければ、日銀の金融調節のスタンスが緩めであると解釈されている39。その日の最終

的な準備預金残高は、「朝方の積み上幅」に予測されていなかった資金過不足と当日の

追加オペ額を足したものとなるが、予測されなかった資金過不足は短期間のうちに日銀

が相殺すると期待されているために、予測されなかった準備預金の変動はあまりコール

レートに影響を与えず、日銀のスタンスを示す「朝方の積み上幅」がコールレートの基

本的な決定要因であると考えられている。銀行の準備預金需要行動としては、一時的な

かく乱によるコールレート上昇の際には、日銀が後日そのかく乱を相殺すると期待して

準備預金を大きく減少したままにとどめることから、準備需要関数は弾力的になる。一

方、日銀のきつめの調節スタンスの結果としてコールレートが高くなっている場合には、

そのコールレート水準を受け入れて準備預金の需要をあまり減らさないことになる。い

わば、「朝方の積み上幅」が積み最終日の期待金利に影響を与えるシグナルとして機能

していると考えられる。第２節では、積み最終日の金利の予想分布を所与として、積み

期間中の準備需要関数を導出したが、「朝方の積み上幅」がシグナル効果を持てば、そ

の増加によって積み最終日の期待金利が低下し、その結果、準備需要関数は下方にシフ

トする。したがって、「朝方の積み上幅」の変更を伴う準備預金の増大は、コールレー

トをより大幅に低下させる効果を持つ40（第 33 図参照）。 推計のための定式化としては、準備預金残高を「朝方の積み上幅」（EXPUP）と「そ

の他の準備預金残高」（ORSA）に分離して、それぞれの係数の大きさと有意性を調べ

た。推計式は、次のとおり。「その他の準備預金残高」については、最終日ダミーとの

交絡項（ )log(* ORSADUML ）を含む定式化も試してみたが、決定係数が低いなど良好

な結果が得られなかったため、この交絡項は落とした（交絡項を含めた場合でも、朝方

の積み上幅などの係数の大きさは変わるものの、符合や有意性は同じであった）。推計

方法は、GMM で、操作変数は、当期の財政資金等予測誤差、翌日物コールレートの階

差（1 期から 4 期ラグ）、朝方の積み上幅（対数値）の 1 期ラグ、その他の準備預金残

高（対数値）の 1 期ラグ、当期の残り所要準備額（対数値）、誘導レートの階差の 1 期

ラグ、積み最終日ダミーの 1 期ラグである。

39 宮野谷（2000）は、誘導レートが公表されている以上、「積み上幅」がシグナル効果をもつことはないことを強調している。しかし、原理的にはどうであれ、これまでは市場参加者は「朝方の積み上幅」から日銀の調節スタンスを推測してきたのは事実である。 40 なお、正確に言うと、超過準備が必ず供給される場合には、シグナル効果は意味をもたない。したがって、金利が十分低い範囲では、下方シフトは起こらない。

－43－

)log()log( 1211 ttt ORSAEXPUPDCALLO ⋅+⋅+= ββα

∑=

−⋅+−++4

12 )log()1()log()(

iiti DCALLORRSADUMLEXPUPDUML δγβ

tDUMLDTARGET εηµ +⋅+⋅+ 推計結果をみると（第 12 表）、「朝方の積み上幅」はマイナスで有意である。「朝方の

積み上幅」が１％増加するとコールレートは 0.02 ベーシス・ポイント弱低下する（ち

なみに、推計期間中の「朝方の積み上幅」の平均は 4734 億円）。なお、最終日の「朝

方の積み上幅」の効果は、積み期間中と有意な差はない。 「その他の準備預金」の係数も、マイナスで有意である。ただし、係数の大きさを勘

案すると、予測されなかった準備預金の変動がコールレートに与える影響はあまり強く

ないといえよう（「その他の準備預金」は「朝方の積み上幅」の 6.4 倍あるにもかかわ

らず、推計された弾力性は「朝方の積み上幅」の方が大きいので、同額の変化では、「朝

方の積み上幅」の方が「その他の準備預金」よりも９倍強の影響を与えることになる）。 残り所要額はプラスで有意であり、やはり銀行が日銀が必ずしも超過準備を供給しな

い可能性を考慮していることを示唆している。 また、誘導レートも有意であり、「朝方の積み上幅」だけが日銀の政策スタンスを示

すともいえないようである。誘導レートは、必ずしも明示的でなくともこの程度の水準

にコールレートを誘導するということが日銀の政策決定会合において公式に合意され

たものであり、ある程度の期間継続するスタンスを表すと考えられる。一方、「朝方の

積み上幅」は、誘導レートの水準にコールレートを誘導するために日銀が事務的に設定

する量的な指標であり、誘導レートで表される公的な政策スタンスを日々の調節の中で

具体的に裏付ける役割を果たすものと考えられる。よって、公式な誘導目標の設定と事

務的な量的な指標が合わさって、日銀の市場へのシグナルが形成されているといえよう。 ただし、過剰識別制約は５％水準で棄却されてしまっており、このモデルは必ずしも

良いモデルでないかもしれない。 次に、準備預金需要に構造変化があったと考えて、「朝方の積み上幅」を説明変数と

した場合についても、前半と後半に分割した（第 13 表（１））。期間は、前半が金融危

機以前（94 年 8 月 8 日から 97 年 11 月 15 日まで）、後半がそれ以降（97 年 11 月 16日から 99 年 12 月 15 日まで）である。前半については、誘導レートのみが有意であり、

朝方の積み上幅、その他の準備預金残高、残り所要額ともに有意でない。後半について

は、「朝方の積み上幅」は全期間の 2 倍程度の大きさの係数で有意となっている。その

他の準備預金残高は、全期間で有意であったものが後半期だけをとると有意でなくなっ

－44－

た。残り所要額は有意性がやや低下するものの、プラスで有意である。誘導レートは全

期間でも後半期でも有意であるが、後半期の係数は非常に大きい。後半期については、

過剰識別制約は５％水準では棄却されなかった。 さらに後半をゼロ金利政策採用を境に後半 I と後半 II に分割した（第 13 表（２））。

誘導レート階差を入れると推計が不可能となったので、誘導レートは説明変数から除外

した。後半 I では朝方の積み上幅のみが有意であり、その他の準備預金残高や残り所要

額は有意でない。後半 II については、朝方の積み上幅、その他の準備預金残高、残り

所要額のいずれも有意でなくなった41。 このように、「朝方の積み上幅」が金融危機以降、ゼロ金利政策採用までの間に有意

にコールレートを引き下げる効果を持ったことについては、二通りの解釈が可能である。

一つは、先に述べたように、この時期に「朝方の積み上幅」が積み最終日の金利に関す

るシグナルとして機能したという考え方である。金融危機時は、コール市場でのデフォ

ルト・リスクが高まりから、コールレートに強い上昇圧力がかかった時期である。こう

したときに、日銀が誘導レートの水準に抑えるという強い意思を示すための方策として、

大幅な朝方の積上幅が用いられていた可能性がある。つまり、平常時には、積み最終日

の期待金利は誘導レートがそのまま反映されるのに対し、金融危機時には、誘導レート

のみでは必ずしも信認を得られないために、朝方の積み上幅が、積み最終日の期待金利

を通じて、当日のコールレートに影響を及ぼしていたと考えられる。もう一つは、朝方

に大量の準備供給を行うことで、コール市場での資金調達が困難な金融機関にも資金が

行き渡り、結果として当日のコール市場におけるデフォルト・リスクが低下して、平均

金利も低下するというメカニズムである。こうしたメカニズムが重要であるとすると、

いったんコール市場のデフォルト・リスクを低減させてしまえば、大量の資金を放置し

ておく必要はないことになる。この時期、日銀が午後に大量の資金吸収をしていたこと

は、こうした考えと整合的である。 ２． オペ手段とコールレートへの影響 日銀は準備預金を供給するために多様な手段を持っている。特に 1990 年代に入って、

従来の貸出や手形オペに加えて、CP オペ、国債借入オペ（レポ・オペ）など新たなオ

ペ手段を導入している。一方、貸出は現在では、金融調節の手段としては用いられなく

なっている。

41 後半 II に、朝方の積み上幅に積み最終日ダミーを乗じたものがプラスで有意となったが、この結果は解釈が困難であ

る。

－45－

このような多様なオペ手段はコールレートに対して、それぞれ独自の効果を持つもの

であろうか。日銀が各種オペ手段を使い分けているのは、各オペ手段によって、機動性

や売買可能金額、売買期間等の特徴が異なり、それぞれの特徴を勘案の上でオペ手段を

選択するとされる（宮野谷、2000）。手形市場、CP 市場、レポ市場、国債市場といっ

たオペ対象市場の日々の市場動向からみて、無理なく消化できるオペ手段を選択するこ

とになるであろうし、また、今後予想される資金過不足のパターンを踏まえて適切な期

間の資金供給ができるオペ手段を選択しているのであろう。したがって、原則として、

オペ手段が異なっても、同じ額の準備預金が供給される限りにおいて、効果は異ならな

いと考えられる。例えば、堀内（1980）は、日銀貸出と手形オペはコール市場の需給

関係に同じ影響を及ぼすもので、コールレートに対する効果は異ならないという結論を

得ている42。 しかし、オペ手段の特性によってコールレートに対する効果が異なっている可能性は

ある。第 1 に考えられるのは、オペの背景にある各市場の「深さ」の相違であろう43。

90 年代にオペ手段を多様化した理由の一つに、大規模な金融調節を続けていくにつれ

て市場規模に比べてオペ残高が大きくなってしまい、効果的なタイミングや規模で流動

性供給を行うのに支障がでてきたということがあると思われる。手形市場が景気後退も

あって縮小したのを当初 CP オペで補完し（91 年 11 月以降停止していたのを 95 年 11月に再開）、次いで CP オペ残高が CP 市場の過半を占めるようになると、より深い市

場である国債のレポ・オペを導入していった（97 年 11 月開始）。銀行が流動性を必要

とするタイミングで必要な量を供給できれば、そうでない場合に比べて準備預金供給の

流動性効果は大きいと考えられる。例えば、銀行が今日は非常に流動性が必要であるが

明日には（貸出の返却が予定されていたりして）必要性が薄いという場合、流動性需要

が高まっている日に機動的に資金を供給できるオペ手段は大きな流動性効果を持つこ

とはあり得よう。この点からすると、手形オペよりも CP オペ、さらには、国債借入、

国債買入がより効果的ということは考えられる 第２に、オペ手段により流動性供給を固定する期間が異なることである。手形買入、

手形売出、CP 現先、国債現先、レポ・オペは決まった期間（通常２～３週間と短期）

後には流動性を回収することになる。コール市場に摩擦がなく、ロールオーバーがコス

トなしに実行できれば、こうしたオペ期間後の流動性回収は何の影響も及ぼさないが、

実際にはコール市場も完全ではなく、流動性調達には何らかのコストがかかると考えら

れる。確かに、買入期間中は返済圧力はかからないが、買入期間終了後は新たな資金調

42 なお、国債現先オペは直接には国債市場に影響を及ぼすので、コールレートに対する効果は日銀貸出や手形オペと比べて小さいとしている。 43 BIS（1999 年 b）は、「国債市場の流動性が低い場合には、これらの国債オペで十分な資金量の供給・吸収がスムーズに行えない」と指摘しているが、これは一般論としても妥当するであろう。

－46－

達を迫られることになる。これに対して国債買入は無条件で買い入れるもので、後にな

って反対売買により流動性を吸収することはない。また、貸出は永久に続けるものでは

ないが、日銀が流動性の状況を判断してロールオーバーすることも考えられる。翁

（1993：図表１－７）は、日銀貸出は借入行にとっては回収の時期が不明であること

から、常に返済圧力があると指摘しているが、日銀は基本的には準備預金需要を充たす

ように資金供給すると考えられるので、コール市場がひっ迫している時には無理に返済

を求めるよりは、ロール・オーバーすると考える方が自然であろう。こうすると、手形

買入、手形売出、CP 現先、国債現先、レポ・オペよりも、国債買入や貸出がコールレ

ートに強い影響を与えることは考えられる44。

第 3 に、オペ手段により日銀のスタンスを特に強く感じさせるものもあろう。こうし

た効果が強いと考えられるのが、オペ金利を指定して入札を行う指値入札であろう。指

値入札は特定の金利水準で準備預金供給曲線が水平となるので（オペ額に制限はある

が）、入札者に金利をオファーさせる場合に比べて、心理的効果と相俟ってコールレー

トを誘導水準にさや寄せさせる上で極めて有効であると考えられる45。特に日銀貸出は、

相手先を明確に特定化して公定歩合での準備預金供給を行うものであるので、金利・準

備供給額とも日銀の意思が強く反映されるものであると考えられる（ただし、96 年 1

月以降、金融調節の手段としては貸出は位置付けられていない。実際、95 年 9 月 7 日

以降はコールレートを公定歩合以下に低め誘導しており、銀行が日銀貸出に頼るのは、

コール市場での資金調達が困難な金融機関向けに限られている）。また、FB 売出オペも

指値制で行われてきた。しかし、FB 売出オペの金利水準は、オペ直前の FB(TB)現先

市場レート等を参考に市場実勢を反映する形で実施しており、指値自体によるレート誘

導の意図はないとされる（翁、1993）。さらに 99 年 2 月には、入札制に移行した。そ

の他のオペ手段については、買入手形、売出手形、CP オペはかつては指値制であった

が、90 年代に入札制が導入され（買入手形：91 年 1 月、売出手形：94 年 5 月、CP オ

ペ：95 年 11 月の再開時）、TB オペ、レポ・オペ、国債現先、国債買切は当初より入札

制であった。オペとして金利決定方式とは異なる側面で特異な性格を持っているのは、

国債買入であろう。日銀は、国債買入オペを長期的な流動性供給手段として位置付け、

44 山野勲（1995）は、資産（国債等）の「流動性」及び負債（日銀借入や短期金融市場負債等）の「返済圧力」を先験的に与えて、手形オペ、国債オペ、日銀貸出のコールレートに与える効果の違いを検討している。 ただし、Inoue(1999)は，10 年物国債の日中の取引量や価格変動に対する日銀の国債買切りオペと資金運用部の買切りオペの効果を検討し、前者は取引量や価格変動に対して影響を及ぼすのに対して後者はそうではないということから、国債市場にとっては日銀の政策スタンスが重要であり、流動性効果は重要でないとしている。 45 BIS（1999a）によれば、「中央銀行は、市場金利の水準に満足していれば複数レート入札を使うかもしれないが、望

ましい金利水準や政策変更のシグナルを示そうとする場合には固定レートでの入札を好むかもしれない。」

－47－

オペ額を日銀券増発に見合った水準に設定するとしている。これは、国債買入オペが国

債引受による財政赤字のマネタイゼーション（貨幣化）や長期金利固定化の要請につな

がるとの懸念があるためであろう。このように標準的な流動性供給手段ではない国債買

切りオペを増額すれば、市場に対して日銀の緩和姿勢を強く印象付けることになると思

われる46。さらに、手形売出や FB 売出はオペ自体としては現先方式であるが、数少な

い資金吸収手段ということで、市場参加者にとって特別なシグナルとなることも考えら

れる。すなわち、日銀が手形売出や FB 売出を行うことは、日銀が流動性供給を削減す

る方向で調節するというスタンスの現れと受け止められる可能性がある。ただし、FB

と TB の短期国債市場の一体化により、99 年 3 月に FB も短期国債買現先の対象に含

まれるようになった。以上のように考えると、貸出（前半期）、手形売出、国債買切オ

ペが特別な効果を持つ可能性があるということになろう。 各オペ手段がコールレートに対して特別の影響を持つということは、朝方の積み上幅

の場合と同様に、オペ手段が将来の期待金利に関するシグナルとなって、コールレート

を大幅に低下させることになる。すなわち、銀行の需要曲線の傾きは急になると考えら

れる（前掲第 33 図参照）。

そこで、各オペ手段がコールレートに対して特別の影響を与えているかどうかを、準

備預金残高と並んで各オペ手段を一つずつ説明変数に加える形で準備預金需要関数を

推計することによって検討した（すべてのオペ手段を同時に説明変数とすると、意味の

ある結果を得ることができなかった）。各オペ手段は残高ではなく、資金需給統計にあ

るフローの額を使った。これは、いくつかのオペ手段は傾向的な動きをしており、定常

性を確保するためである47。TB 買現先及び FB 売現先は、99 年 3 月以降、短国買現先

と短国売現先に統合されたが、以下の推計においては、短国買現先を TB 買現先に接続

し、短国売現先を FB 売現先に接続した。その他の説明変数としては、翌日物コールレ

ートの階差（1 期から 4 期ラグ）、準備預金残高（対数値）及び最終日の準備預金残高

（対数値）、当期の残り所要準備額（最終日を除く：対数値）、誘導レートの階差、積み

最終日ダミーを入れた。また、推計期間については、全期間（94 年 8 月 5 日～99 年 12月 15 日）とともに、前半と後半に分割したものを試してみた。これまでの推計同様、

前半が金融危機以前（99 年 11 月 15 日以前）、後半がそれ以降である。推計方法は、

46 Inoue(1999)は、10 年物国債の日中の取引量や価格変動に対する国債買切りオペや債券借入れオペの効果を検討し、前者は日銀の政策スタンスを体現することから国債の取引量や価格変動に対して影響を及ぼすが、後者はそうした効果を持たないことを見出している。なお、同論文は、日銀の買切りオペやレポ・オペがアナウンスされた直後５分間の影響を調べている。 47 例えば、国債買入オペの残高は一方的に増加している。また、日銀貸出は金融システム不安の時期以外は消滅の方向にあるし、反対に、国債借入オペ残高は 97 年 11 月に導入された後急速に増加した。

－48－

GMM を用いた48。結果をみると（第 14 表）、個別のオペ手段は有意とならず、基本的

にオペ手段が異なることにより特別の影響があるとは判断できない。ただし、やや有意

水準が低いが、国債買入が全期間で 10％水準で有意であり、相対的には特別な影響が

みられる。また、手形売出が前半期において 15％水準で有意であった。また、貸出は

最近では金融調節手段としては利用されていないので、95 年 12 月一杯までのデータで

推計してみた。すると、５％水準で有意であった。しかし、特に後半期においては各オ

ペ手段が特別の影響を持つとの証拠は得られなかった。 第 15 表に、各オペ手段について、仮説ごとに期待される効果と実証結果を対比させ

てみた。最右欄には、後で説明する 1 週間物及び 1 か月物コールレートに関する実証結

果を載せている。翌日物コールレートに関しては、全期間について国債買入が、また、

貸出が金融調節手段として実施されていた時期について、特別な影響が認められた。各

仮説の中では、市場の「深さ」説や指値説、資金吸収説は明確に否定されるが、流動性

固定効果説と非標準的オペ手段説は実証結果に反しない。 ３． 金融調節とターム物金利 日銀の日々の金融調節は、翌日物コールレートをターゲットとして行われており、翌

日物金利に影響を与えることができれば金融調節は成功といえる。しかし、実際に実体

経済に影響を与えるのはより期間の長い金利である。翌日物コールレートから長期金利

への波及を調べることは国債の期間構造などを検討する必要がある。ここでは、差し当

たり、コール市場の範囲内でターム物金利への影響を検討する。 （１）準備預金需要とターム物金利

利子率の期待理論によると、ターム物金利は、現在から将来にかけての利子率の平均

値となる。先にみたように、準備預金需要は当期及び将来のコールレートの関数である。

したがって、期待理論が成立している限りにおいて、準備預金需要とターム物コールレ

ートとの関係が存在することになる。形式的には、例えば 23 ページの Case C（第１期

及び第２期ともに準備預金制約が有効である場合）の第１期のコールレート決定式をと

ると、これは次のように変形できる。 RbibRi eS ++−= 211 2 したがって、

−

++−=+ Rb

ibRii ee

2)(

21

2121

48 操作変数は、当期の財政資金等予測誤差、翌日物コールレートの階差（1 期から 4 期ラグ）、準備預金残高（対数値）の 1 期ラグ、当期の残り所要準備額（対数値）、誘導レートの階差の 1 期ラグ、積み最終日ダミーの 1 期ラグに準備預金残高（対数値）の１期ラグを乗じたもの、積み最終日ダミー及び当該オペ手段（対数値）の 1 期ラグである。当該オペ手段と最終日ダミーを独立の説明変数として加えた場合には、その１期ラグも操作変数とした。

－49－

上式の左辺は、当期及び将来のコールレートの平均であるターム物金利である。第１

期の準備預金供給 SR1 が１だけ減少した場合、シグナル効果がなく、第２期の準備預金

供給に関する期待値が変わらなければ、第１期のコールレート（翌日物）は b2 だけ上

昇し、ターム物金利はb だけ上昇する49。他方、シグナル効果により第２期の準備預金

供給に関する期待値が低下し、その結果、第２期に関する金利の期待値が上昇すると、

第１期の準備預金供給の減少は、コールレート（翌日物）を b2 ei2∆+ だけ上昇させるが、

ターム物金利の上昇は、 eib 2∆+ となる50。すなわち、第１期の準備預金供給が同じだけ

減少した時に、シグナル効果から第 2 期の期待金利が変化する場合には、ターム物金利

の上昇幅は大きくなる。これは、第 34 図と同様、準備需要曲線の傾きが相対的に大き

いことを意味する。したがって、シグナル効果がなければ、ターム物金利に対する金融

調節の影響は小さなものにとどまるが、シグナル効果が存在すれば、その影響は大きく

なる（第 34 図）。 こうした効果を検証するために、まず、ターム物コールレート（１週間物及び１か月

物）を被説明変数とし、準備預金残高の対数値を説明変数として準備預金需要を推計し

てみた（第 16 表）。その他の説明変数として、ターム物コールレートの階差（1 期から

4 期ラグ）、積み最終日ダミーに準備預金残高（対数値）を乗じたもの、当期の残り所

要準備額（最終日を除く：対数値）、誘導レートの階差、積み最終日ダミーを入れた。

推計期間は、全期間（94 年 8 月 5 日～99 年 12 月 15 日）のほかに、金融危機（97 年

11 月 15 日）を境に前半と後半に分割した。さらに、ゼロ金利政策採用（99 年 2 月 12日）を境に、後半 I と後半 II に分割した。なお、後半を 2 つに分割した推計において

は、誘導レートを説明変数から除外した。推計方法は、GMM を用いた51。 結果は、１週間物、１か月物ともに、準備預金残高の有意な影響は検出できなかった。

この結果は、準備預金需要がターム物金利に対してほぼ水平（傾きゼロ）であり、日銀

は準備預金供給を変化させることによってターム物金利に影響を与えることはできな

いと解釈できよう。すなわち、日々の準備預金供給行動は、日本銀行の金融政策のシグ

ナルとしては機能していないといえよう。残り所要額についても概ね有意でないが、1週間物に対して後半 I において有意な影響がみられた。

一方、誘導レートの階差は 1 週間物、1 か月物とも有意となる傾向があり、係数は翌

49 第１期及び第２期ともに法定準備預金制約が有効でない場合は、第１期のコールレート（翌日物）はb だけ上昇し、

ターム物金利は2b

だけ上昇する。

50 第１期及び第２期ともに法定準備預金制約が有効でない場合は、第１期のコールレート（翌日物）は b だけ上昇し、

ターム物金利はei

b22

12

∆+ だけ上昇する。

51 操作変数は、当期の財政資金等予測誤差、ターム物コールレートの階差（1 期から 4 期ラグ）、準備預金残高（対数値）の 1 期ラグ、当期の残り所要準備額（対数値）、誘導レートの階差の 1 期ラグ、積み最終日ダミーの 1 期ラグに準備預金残高（対数値）の 1 期ラグを乗じたもの、及び積み最終日ダミーである。

－50－

日物に比べるとやや小さいものの、ターム物金利にも日銀の中期的な政策スタンスが強

い影響を及ぼしていることが確認された。 （２）日銀のスタンスとターム物金利 ところで、現在及び将来のコールレートは、日銀による現在及び将来の準備預金供給

行動に依存するので、ターム物金利も現在及び将来の準備預金供給に依存する。このよ

うな関係を合理的に予測すると、銀行の準備預金需要は、現在及び将来の準備預金供給

のシグナルとなる朝方の積み上幅やオペ手段によって影響を受けることになる。 そこで、次に、日銀のスタンスを示すとされる朝方の積み上幅を説明変数とする１週

間物金利関数を推計した（第 17 表）。その他の説明変数として、ターム物コールレート

の階差（1 期から 4 期ラグ）、最終日の朝方の積み上幅（対数値）、その他の準備預金残

高（対数値）、当期の残り所要準備額（最終日を除く：対数値）、誘導レートの階差、積

み最終日ダミーを入れた。推計期間は、全期間（94 年 8 月 5 日～99 年 12 月 15 日）の

ほかに、金融危機（99 年 11 月 15 日）を境に前半と後半に分割した。さらに、ゼロ金

利政策採用（99 年 2 月 12 日）を境に、後半 I と後半 II に分割した。推計方法は、GMMを用いた52。 結果は、１週間物金利について、朝方の積み上幅は全般的には有意でないが、後半 Iには有意であり、金融危機時には日銀の供給態度も 1 週間物に有意な影響を与えている。

また、残り所要額が全期間及び後半 I で有意となっている。1 か月物金利については、

朝方の積み上幅、その他の準備預金残高、残り所要額ともに有意でない。全般的に朝方

の積み上幅に象徴される日銀の供給態度も翌日物金利に対してほど強いシグナル効果

を与えているという感じはみられない。なお、金融危機時に朝方の積み上幅が 1 週間物

に影響しているのは、誘導レートのアナウンスのみでは必ずしも信認を得られず、朝方

の積み上幅が、積み最終日の期待金利に関するシグナルとして機能していたことによる

ものと解釈し得る。 一方、誘導レートの階差は、１週間物に対しても１か月物に対しても、ともに有意で

あり、ここでも、ターム物金利にも日銀の政策誘導が強い影響を及ぼしていることが確

認された53。先に述べたように、誘導レートは、公式のある程度持続する政策スタンス

52 操作変数は、当期の財政資金等予測誤差、ターム物コールレートの階差（1 期から 4 期ラグ）、朝方の積み上幅（対数値）の 1 期ラグ、その他の準備預金残高（対数値）の１期ラグ、当期の残り所要準備額（対数値）、誘導レートの階差の1 期ラグ、積み最終日ダミーの 1 期ラグである。 53 ターム物金利についても、誘導レートの代わりに公定歩合を使って前半（94 年 8 月～97 年 11 月）について推計してみたところ、1 週間物金利については有意でなく、1 か月物金利については係数が 0.133 で有意水準 10％で有意であった。

－51－

であるのに対して、朝方の積み上幅は、日々の事務的な金融調節における政策スタンス

の具体化である。ターム物コールレートに対しては、平常時において、一定期間持続的

な政策スタンスとして誘導レートが信認を得ている限り、日々の金融調節の指標である

朝方の積み上幅はシグナル効果としての意味を持たないと解釈できよう。 （３）オペ手段とターム物金利 最後に、オペ手段とターム物金利との関係を調べた。翌日物コールレートの場合と同

様に、準備預金残高と並んで各オペ手段を一つずつ説明変数に加える形で準備預金需要

関数を推計した。推計に当たって、各オペ手段は残高ではなく、資金需給統計にあるフ

ローの額を使った。その他の説明変数としては、翌日物コールレートの階差（1 期から

4 期ラグ）、準備預金残高（対数値）及び最終日の準備預金残高（対数値）、当期の残り

所要準備額（最終日を除く：対数値）、誘導レートの階差、積み最終日ダミーを入れた。

また、推計期間は、これまでと同様に、全期間（94 年 8 月 5 日～99 年 12 月 15 日）の

ほかに、前半と後半に分割したものを試してみた。前半が金融危機以前（97 年 11 月

15 日以前）、後半がそれ以降である。推計方法は、GMM を用いた54 １週間物コールレートについての結果をみると（第 18 表）、前半期について日銀貸出

と国債買入オペが有意であり、後半期についても、国債買入オペが有意である。長いタ

ームにおいては、流動性固定効果や非標準的な手段も辞さない日銀の強いスタンスが影

響を与えていることを示唆している。特に、国債買入オペを使った場合、準備預金自体

もマイナスで有意になっており、準備預金供給を通じてターム物金利に影響を与える効

果が強まることを示している。 1 か月物コールレートとの関係をみると（第 19 表）、すべてのオペ手段・すべての期

間において有意な関係は認められなかった。わずかに国債買入オペが他のオペに比べて

相対的に有意性が高いが、それでも後半期に 15％水準で有意という程度であった。 第6節 結語 本論文では、金融政策の有効性に対して重要なインプリケーションを持つ準備預金需

54 操作変数は、当期の財政資金等予測誤差、ターム物コールレートの階差（1 期から 4 期ラグ）、準備預金残高（対数値）の 1 期ラグ、当期の残り所要準備額（対数値）、誘導レートの階差の 1 期ラグ、積み最終日ダミーの 1 期ラグに準備預金残高（対数値）の１期ラグを乗じたもの、積み最終日ダミー及び当該オペ手段（対数値）の 1 期ラグである。当該オペ手段と最終日ダミーを独立の説明変数として加えた場合には、その１期ラグも操作変数とした。

－52－

要関数を実証的に検討した。その結果は、つぎのように要約することができよう。 （１） 1994 年 8 月から 99 年 12 月までを推計期間とした場合、準備預金需要関数は

コールレートに対して有限の弾力性を持つ。推計結果によると、準備預金供給が

１％（約 350 億円）増加すると、コールレートは約 0.09 ベーシス・ポイント低

下する。したがって、日本銀行が準備預金の供給を増加させればコールレートが

低下するという流動性効果が検証されたことになる。 （２） 推計期間を金融危機を境として前半期（94 年 8 月から 97 年 11 月まで）と後

半期（97 年 11 月から 99 年 12 月まで）に分割すると、特に後半期において準

備預金需要とコールレートとの関係が明確になっている。後半期をさらにゼロ金

利政策採用を境にして後半 I（97 年 11 月から 99 年 2 月まで）と後半 II（99 年

2 月から 99 年 12 月まで）に分割すると、後半 I において準備預金供給がコール

レートに強い影響を与えている。こうした流動性効果が存在したことは、金融危

機の時期に、金融システム不安等から中央銀行が供給する流動性の価値が上昇し

たことを示唆している。他方、金融危機以前及びゼロ金利政策以後においては、

流動性効果は認められなかった。金融危機以前及びゼロ金利政策以後は、コール

市場や債券市場における流動性コストが極めて低かったことを示唆している。 （３） 特に最近のように、少なくとも事後的に見て、超過準備が供給されている時期

においても、準備預金の残り所要額がコールレートに影響を及ぼしている。この

点については、いくつかの解釈が可能であろう。ひとつの可能性は、事前的には、

金融機関が依然超過準備が供給されない可能性があると予想していたことであ

る。もうひとつは、金融機関には異質性があり、例えば所要準備額やインターバ

ンク市場での取引コストが異なるために、一部金融機関にとっては、所要準備制

約が依然有効である（あるいはそう予想している）可能性がある。前者は金融政

策の不確実性の問題、後者は流動性の配分の問題といえよう。 （４） 直近においてコールレートはほぼゼロとなっているが、これに対応して準備預

金需要が無限大となるかどうかは微妙である。統計的には準備預金需要が飽和す

るということは検出されなかったが、準備預金需要が大幅に拡大するのはコール

レートが 0.01％を切る水準であり、取引費用等を考えると、現実的には準備預

金需要が無限大になることは考えにくい。 （５） 金融政策のスタンスは、将来の期待金利に対するシグナル効果を通じて準備預

金需要やコールレートに大きな影響を与えている。日銀の設定する誘導レートは

すべての期間で一貫してコールレートに大きな影響を与えている。また、市場参

－53－

加者から日銀のスタンスを表す指標であると受け止められてきた朝方の積み上

幅については、金融危機時にのみ有意な影響を及ぼしてい及ぼしていた。この理

由としては、金融機関のデフォルト・リスクの高まりに伴うコールレートの上昇

圧力に対し、朝方の積み上幅が金融政策のスタンスに関するシグナルとして誘導

レートの役割を補完する機能を果たした、あるいは、朝方の大量の資金供給が金

融機関のデフォルトリスク自体を低減させた、ということが考えられる。個別の

金融調節手段については、全期間における国債買入オペと金融調節手段として用

いられていた時期（95 年 12 月まで）の日銀貸出しを除き全般的に有意な影響は

確認されない。 （６） ターム物金利に対しても、金融政策のスタンスは重要で、特に誘導レートが一

貫して強い影響を及ぼし得ることが示された。朝方の積み上幅は、金融危機時に

のみ 1 週間物金利に対して有意な影響が確認された。個別のオペ手段について

は、日銀貸出し（オペ手段として用いられていた時期に限る）と国債買入オペは

１週間物金利との関係が観察され、比較的短期のターム物金利に対してはオペ手

段によるシグナル効果がある程度働く余地があることが示唆されるが、1 か月物

のような長期のターム物金利に対しては明確な影響は検出されなかった。 以上の結果から暫定的に得られるインプリケーションとして、次のような点が指摘で

きよう。 イ） 金融システム不安など、流動性需要が高まっている時期には、日銀は準備預金供

給を通じて翌日物コールレートに影響を及ぼすことが可能。 ロ） しかし、それ以外の時期については、準備預金供給は翌日物コールレートに明確

な影響を与えておらず、日銀は誘導レートを通じて翌日物コールレートに影響を与えて

いる。このように誘導レートが有効である背景には、翌日物コールレートを誘導レート

の水準に誘導するために必要な準備預金を日銀が供給するであろうという市場の信認が

あると考えられる。 ハ） コールレートがほぼゼロになってしまった段階においては、準備預金需要の拡

大には自ずと限界がある。このように、ゼロ金利の下では「量的緩和」はもはや実際

上限界があるばかりでなく、潤沢な流動性供給が銀行のモニタリングの誘因を小さく

するというようなモラル・ハザードの問題をもたらすとすれば、望ましくない。 ニ） ターム物金利に対しては、将来にわたる金融政策のスタンスを市場参加者にシ

グナルとして伝え、金融政策に関する不確実性を減らすことで、影響を与えることが

できる。例えば、大きな外生的ショックがない限り、将来の誘導レートにコミットす

－54－

ることが、ターム物金利に影響を及ぼす有効な手段となる。特にオーバーナイト金利

がゼロ近傍の下では、金利低下や量的緩和には限界があるものの、将来の誘導レート

に関するコミットメントを行うことで、ターム物金利を通じた一層の緩和効果が期待

できる。 ホ） 将来の短期金利についての日銀の政策スタンスを、準備預金供給量や金融調節

手段など具体的な形で示すことがシグナル効果を補強することも考えられる。特に、

金融システム不安などの流動性需要が高まっている時期には、単なる誘導レートのア

ナウンスが必ずしも信認を得ない可能性があり、こうした場合には、「朝方の積み上

幅」が比較的短期のターム物金利に対するシグナル効果を補強する効果を持つ。また、

金融調節手段のうち国債買入オペも、比較的短期のターム物金利に対しては影響が認

められる。しかし、朝方の積み上幅も国債買入オペも、より長期のターム物金利に対

しては、十分なシグナルとならない可能性が強い55。

55 宮野谷(2000)は、超過準備が恒常化すれば、積み期間中に残り所要額がゼロとなる事態も想定され、「積み上」という概念が無意味となることを指摘している。