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地域分析第48巻第2号2010年3月
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開放経済下の金融政策と為替レート変動(2)
岡田 義昭
Ⅰ はじめにⅡ 理論モデルⅢ 新 IS-LM体系と金融政策Ⅳ 実証分析Ⅴ 結び 注 参考文献
【要旨】本稿において,前稿(岡田 �2009��)に引き続き,新開放マクロ経済学をベー
スとした同種の動学的一般均衡モデルを構築し,縮約的な新 �����体系を導出
した。さらにそれら縮約体系にテイラー・ルール型金融政策反応関数や金利平価
式を組み込み,この理論モデルを基にして,日本経済のベクトル自己回帰モデル
分析を行った。計測範囲は,戦後の日本経済がブレトン・ウッズ体制の崩壊とと
もに新たな国際通貨取引の枠組みである変動相場制に移行することとなった1973
年2~3月の時期を考慮して,1973年 �1~2008年 �4における四半期(����
144期間)とした。その結果,変動相場制への移行以降,グローバル化・開放化
の進展するわが国経済において,金利政策が国内インフレ率や実質 ���,交易
条件など主要経済変数に及ぼす効果を動学的に検証することができた。
【キーワード】新開放マクロ経済学 ������,動学的一般均衡 ������モデル,新 �����体系,
実効交易条件,ベクトル自己回帰モデル �����
2
地域分析 第 48巻 第2号
Ⅰ はじめに
経済のグローバル化・開放化が進展する今日,一国の金融政策1)を実施して
いくためには自国・外国双方の経済状況を視野に入れつつ極めて多くの難題を解
決していく必要が出てきている。通常,各国の中央銀行・政府当局は,実務=
アートの部分と,経済理論=サイエンスの部分との間を微妙な舵取りをしながら
推し進める。情報公開の原則もこれあり,日本銀行より近年「政策委員会・金融
政策決定会合議事録」全文が随時公表されるようになった。例えばこれに加えて
米連邦公開市場委員会 ������の議事録などと併せ読むと,アートの部分,す
なわち主要国の通貨当局が金融政策実施に際し直面する状況判断や意思決定,金
融実務に関し,その問題点や困難さが浮き彫りになってきている。他方,サイエ
ンスの部分,すなわち,金融理論やマクロ経済理論に関しては,著しい発展が見
られる。例えば,�����������2008�,�����������������1999�,������������������1997�,
��������2006�,�����������2006���2009�など同分野における展望論文が指摘す
るごとく,「ルーカス批判」2)を一つの契機としてそれら批判に堪え得るマクロ
経済学の構築が精力的に展開された。その結果,最近に至り,動学的一般均衡
������モデルをベースとした金融理論が学界・政策担当者などで急速な支持を
集めつつある。これは,動学的一般均衡モデルが“おもちゃ箱の道具”から脱し
て現実の金融政策実践に一つの参照軸を提供し得るであろうとの期待からだ。こ
れら分野を扱った著書・論文も近年数多く出版されるようになった3)。
そこで本稿では岡田 �2009��に引き続き,新開放マクロ経済学 ����������
�����������������������������分野の最近の発展を踏まえ,開放経済を対
象とした動学的一般均衡モデルを組み立ててそこに金融政策ルールを導入し,日
本経済のベクトル自己回帰モデル �����分析を行う。かくして,変動相場制へ
の移行以降,グローバル化・開放化の進展するわが国経済において,金利政策が
国内インフレ率や実質 ���,交易条件など主要経済変数に及ぼす効果に関し動
学的に捉えることが可能となる。
Ⅱ 理論モデル
本稿の分析でベースとなる理論モデルは,岡田 �2009��とほぼ同様のものであ
るが,再述すれば以下のごとくである。
3
開放経済下の金融政策と為替レート変動(2)
1 モデルの素描
我々の想定するグローバルな開放マクロ経済は,単位閉区間 �0�1��⊂�1�に連
続的に分布する小国経済の集合体と考える。各国の選好,技術,市場構造は同形
的 ������������と仮定する。
各国 �∈�0�1�は企業,家計,政府の3部門から構成されるものとする。これら
各国企業はブランド力などにより差別化された1種類の財サービスを生産し,自
国ならびに外国に販売する。他方,各国家計は労働を企業に提供して賃金を受け
取るとともに企業から利益配分を配当として受け取り,さらに期をまたがる価値
保蔵手段として保有する債券ポートフォリオのペイオフとともにそれら所得を対
価に自国財サービスならびに輸入された外国財サービスを購入・消費する。
財サービス市場ならびに労働市場はともに独占的競争 �������������
������������の状況下にあると仮定する。すなわち,多数の企業が生産活動を行
い,企業の市場への参入・退出が自由であるという点では競争的であるが,他方
において各企業は,“差別化”された財サービスを生産することによって独自の
需要関数に直面し,したがって財サービス価格に決定力・支配力を有するとい
う点では独占的である。また,それぞれの財サービスはある程度まで相互に代
替的であり,価格の過度の引き上げは自社製品から他社製品に需要がシフトす
る可能性があるという意味では各独占的企業は「競争」関係にある。他方,多
数の家計も労働市場への参入・退出が自由であるという点では競争的であるが,
単純技能職,専門技術職,事務職,管理職など独自の職業能力に基づく異質的
���������������な差別化された労働力を企業に提供することによって個別労働
需要関数に直面し,それゆえ,賃金率に決定力・支配力を有するという点では同
じく独占的である。また,労働も財サービス同様ある程度まで相互に代替的であ
り,過度の賃金引上げ要求は競争的に他者へ雇用がシフトすることもあり得る。
国際的に取引される財サービスの決済には,満期が1期の自国通貨建ておよび
外国通貨建て各債券が用いられる。さらに財サービスや債券の国際間取引には,
自由に変動する名目為替レートが随伴する。また債券に関しては,完全代替的(し
たがってリスク・プレミアムがゼロ)な各債券が内外の完全競争的債券市場にお
いて利子率のパラメータ機能を基に取引される。
こうした開放経済の枠組みの下で,各家計は所得制約式と個別労働需要関数と
を条件として将来に亘る効用を最大化し,また各企業はそれぞれの生産関数と自
己の生産する財サービスの需要量とを制約条件として各期における利潤の最大化
を図る。かくして,それら各部門の経済主体の主体的均衡によって一意的に定まっ
た自国・外国の財サービス需給量,労働需給量,債券需給額が,それぞれの市場
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地域分析 第 48巻 第2号
でグローバルにクリアーされ市場均衡が達成される。
各国の政府・中央銀行はまた,金利を主要政策変数として経済厚生の最大化と
いう政策目標を追求する。
以下,これら開放経済動学的一般均衡モデル ����������������������
���������������������������������������のスケッチをさらに厳密に定式化してみ
よう4)。
2 家計
a 選好
各国 ��∈�0� 1�⊂�1�の家計は,次のような同形的 ������������効用関数を持
つものとする5)。
�1� �������� …�∀ ∈��� �� = ∑∞
=��� ���� + , β
+-
-=
++
-+
+ ���
��� ��
������
���
ρ ν
ρ ν但し β�∈ �0� 1��:割引率
ρ�>0�,ν�>0�:定数
��・�:期待値オペレータ
ここで �国の各家計による自国財サービス消費指標 ��ならびに外国財サービ
ス消費指標 ��を,次のような ��������������型集計指標で定義する。すなわち,
�2���
�
�
��--
=∫��
��
����� ����
��
�
�
��--
=∫��
��
����� ����
�������� …�∀ ∈
とする。ただし ��� ��� ��� ��は自国・外国の個別財サービス消費指標を,またθ
�>1�は各国財サービスにおける代替の弾力性を表す。したがって,経済の開放
度α�∈�0�1��を全消費財サービスに占める輸入財サービスの比率で定義すれば,
各家計の財サービス消費指標 �は,自国と外国の財サービスにおける代替の弾
力性をη�>1�として,
�3������
�������---
+-= ����� ��� η η η ηη η η
η
α α
で表される6)。また �は各家計の労働供給時間を表す。さらにこれら �2�式・�3�
5
開放経済下の金融政策と為替レート変動(2)
式に対応した各価格指標は, �������� …�∀ ∈ に対して
�4� -=
�
� -��� ����� ����θ θ�
�∫
--=��
��� ����� ����θ θ�
�∫ならびに
�5� - +-=�
� -� -�������� ����� ��� η η ηαα
で表される。ただし,ここで ��は自国通貨建て表示による自国財サービス価格
指数を,��は自国通貨建て表示による外国財サービス価格指数を,�は自国の消
費者物価指数をそれぞれ示している。また各国の個別財サービスに関する上述価
格 ��� ������� ��は後に第3節で見るごとく,独占的競争下にある各国企業の利潤
最大化行動から決まってくる。
ここで自国財サービスならびに外国財サービス間における代替の弾力性を
η→1とすれば,「ロピタルの定理」を用いることによって⑶式・⑸式は次のよ
うなコブ �ダグラス型フォーミュラに書き換えられる7)。
�3��-
=-
�����
���
�
� α α
α α
�5�� -� ���� ����� ��� = α α
b 予算制約式
�国の各家計における �期の予算制約式を,
�6����������������� ������������������ ++<_++ ++���������� ��� � �
�
�∫�
�∫�������� …�∀ ∈
で表す。ここで ��� ��は自国通貨建て表示による個別自国財サービス価格,��� ��
は自国通貨建て名目為替レート換算後の自国通貨建て表示による個別外国財サー
ビス価格,�は自国消費者物価指数 �をニューメレールにとった各家計の保有す
る名目債券ポートフォリオ,�はそれらポートフォリオ・ペイオフに対する時間
的割引率,Φは企業から家計に支払われる名目配当金,�は企業から家計に支
払われる時間当たり名目賃金率,�は家計が企業に提供する労働時間である。
6
地域分析 第 48巻 第2号
c 個別財需要
次に �国の各家計は,各国の個別財サービス消費需要を,名目総支出額一定の
下でそれら個別財サービス消費の総実質量を最大にするようにそれぞれ決めるも
のとするものとすれば,��,��を自国財サービス・外国財サービスに対する一定
の名目総支出額として, �������� …�∀ ∈ に対し,
�7� ���� �� �:
�
��- �-
= ����� ����maxθ θθ
θ
�
�∫
� ������ ������ ������� =�����
�∫� ������� ���� ��� ���
ならびに
�8��- �-
max ���� �� �: ��= ����� ����
θ θθ
θ
�
�∫� ������ ������ ������� =����
�
�∫� ������� ���� ��� ���
を解くことで得られる。したがって, ������∀ ∈ に対して
�9� ����
���� �
�
���� =
����
-θ
����
���� �
�
���� =
����
-θ
となる8)。
�9�式より, =��
������
���������� �
��������
-� θ
ならびに
-
=�
������
��
���������� �
��������
θ
となるから,これより
�������� �������� =�����
�∫ ならびに �������� �������� =�����
�∫ を得る。した
がって,このことから,家計の総消費支出額が
�10� ���������� ������ =+
�������� …�∀ ∈
のように求まる。
7
開放経済下の金融政策と為替レート変動(2)
d 主体的均衡
�国の各家計は,財サービス価格,債券ポートフォリオ,ポートフォリオ割引率,
配当金,賃金率が所与のとき,予算制約式の下で期待効用を最大とするように今
期の消費需要量および労働供給量ならびに次期債券ポートフォリオをそれぞれ決
めるものとする。したがって,各家計の最適化行動は,
�11� max : ��� �� ==
-��
�� ��� , β∑∞�� � �� � �� � �������� …�∀ ∈
+-
-=
+-
��
����
���
�ρ ν
ρ ν
� ������ ���������� �������� ++<_+ ++ �� ��� Φ
� ������� ������ ���� ���� �� + Φ
なる制約条件付き最大化問題を解くことで得られる。
�11�式に関して1階の必要条件を求めると,以下のような �期における各家計
の主体的均衡条件を得る9)。すなわち, �������� …�∀ ∈ に対して,
�12� = -+
++
-�
����
���
��� �
��
��� βρ ρ
…消費オイラー方程式
�13� -= ��
�� �
�
�� ρ ν
…消費・余暇トレードオフ条件式
である。ここで ��を自国通貨建て名目債券ポートフォリオ �の名目利子率(小
数点表示)とすれば,ポートフォリオの時間的割引率に対してこの利子率を適用
することにより(�����
���� +����� =+� ��
),�12�式の消費オイラー方程式はさらに
�12�� += -+
+
-�
�
��� ��
���� ��
���� βρ ρ
と書ける。また �12��式・�13�式の対数線形近似をとれば,
�14� �������
�� �� +--= ++ ������ ����� βπρ
�15� ���� ���� --= νρ
となる。但しアルファベット小文字は金利 �を除きそれぞれ大文字変数の対数表
示である。
8
地域分析 第 48巻 第2号
3 企業
a 生産技術
各国 ��∈�0� 1�⊂�1�の企業は,可変的生産要素である労働のみを投入し,差別
化された1種類の財サービスを生産する。これら各企業の生産技術構造はすべて
同形的であるとする。したがって,各企業の個別生産関数 � �は,��>0�を時
間的に不変の技術水準(����ソロー残差)とすれば, �������� …�∀ ∈ に対し,
�16� ������ ������� ���
� == , ������∀ ∈
で表せる。
ところで,実質国内総生産の �期における各国総計を,先の財サービス消費指
標に倣って��
��--
= ����� ��
θθ
θθ
�
�∫ (ただしθ>1)と置けば,これは対数表示
による関係式 =���� ����� �����
�∫ により1次までのオーダーで近似できるから,
�16�式を用いて�
������ �
�� == ���
�∫ より,ここに �期の集計的な生産関数
�17� �� ��� += , �������� …�∀ ∈
を得る。同じくここでアルファベット小文字はそれぞれ大文字変数の対数を表し
ている。
b 最適化行動
これら独占的競争関係にある各個別企業は,価格設定方式として生産者通貨建
て価格設定 ����������’������������������を採用すると仮定する。したがって,
各企業の最適化行動は,今期設定する価格によって与えられる各財サービス需要
量に直面したとき,賃金率を所与とし且つ自社の生産技術構造 �16�式を制約条
件として今期における利潤関数 ���������� ��������� ������ -=Φ の最大化を図
るものとして表わせ得る10)。ところで,各企業が直面する �期の自社財サービス
個別需要関数は
�18� =�� ��� ������
������
������
��
�� +-θ
�
�∫
と定式化できることから11),価格 ��� ��に関して �������� …�∀ ∈ に対し,
9
開放経済下の金融政策と為替レート変動(2)
�19� max���� � � �
: ���������� ��������� ������ -=Φ
� ������ ���� ����� �� =
� ��������
なる制約条件付き最大化問題を �18�式と共に解くことで得られる。かくして,
各企業の最適な財サービス価格ないしはマークアップ率は, ������∀ ∈ に対して
�20� =�� ���� �
��� ��
�-,θ
θ�������� …�∀ ∈
となることが分かる12)。
c 労働需要
各企業の労働需要量総計 ���は,μ�>1�をそれぞれの企業の労働に関する代
替弾力性とすれば,前述した ��������������型集計指標に基づき, �������� …�∀ ∈
に対して
�21� =���
�
��- �-
��� ���
μμ μ
μ
�
�∫
なる集計式で表されるものとする。したがって,上述 �21�式に対応する賃金率
���は,
�22� =��� -
�
� -��� ��� �
��μ μ�
�∫
となる。また,個別労働需要量 ��は,名目賃金支払額一定の下で投入労働量を
最大とする最適化行動により, �������� …�∀ ∈ に対して
�23� =���� ��
��
��� �
�
�-μ
によって求められる13)。
4 市場
かくして第2節・第3節で見たような各企業・各家計の最適化行動に基づいて
一意的に定まる個々の財サービスの需給量,労働の需給量,債券ポートフォリオ
の需給額が,完全競争市場のみならず“見えざる手”不在の不完全競争状況下に
ある市場を含む各市場で,全体として個別主体の均衡条件と整合的にそれぞれど
のようにして過不足なく完全にクリアーされるであろうか。すなわち,市場の均
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地域分析 第 48巻 第2号
衡条件問題である。
a 為替レート・物価・交易条件
まず自国と外国 ��∈�0� 1��との二国間交易条件 �� ��を自国通貨建て自国
財サービス価格と自国通貨建て �国財サービス価格との比率と定義すれば,
����
��
���
��
��� = となるから,�期の実効交易条件 ��������������������������は,
�������� …�∀ ∈ に対して
�24� -==
�
� -��� ����
�
�� �
��
���
θ θ�
�∫
で求められる。この �24�式は,さらに対数表示による関係式
�25� = �� ����� ��
�
�∫により1次までのオーダーで近似できる14)。
つぎに �5��式の消費者物価指数に対し,対数をとれば,
�26� ���� ��� , -= α �������� …�∀ ∈
を得る。さらにインフレ率に関して,�-
≡�
�� �
�Π および
�� -��
���� �
�Π ≡ と置けば,
�26�式より対数表示で
�27� ���� �-= , αΔπ π �������� …�∀ ∈
が導ける。
ここで,自国と外国 ��∈�0� 1��との二国間自国通貨建て名目為替レート �� ��
を導入する。��� ��を �国通貨建て �国財サービス価格とすれば,一物一価の法則
が成立する限り,
�28� ������ ����� ����� �= , �������� …�∀ ∈�������∀ ∈
となる。したがって, ������� ���������� �== �
��
� �� �� ���������� θ θ θ θ�
�∫�
�∫��� ��= であるから,両辺の対数をとることにより,世界全体の物価指数が
�� ��=
�
� �� ����� ���θ θ�
�∫ であることに留意すれば,
11
開放経済下の金融政策と為替レート変動(2)
�29� �������� ����� +=+= , �������� …�∀ ∈
を得る。但し,�は名目実効為替レート(対数表示)を表している。これを先の
実効交易条件と併せれば,
�30� ������ ���� --= , �������� …�∀ ∈
が求められる。
さらに,自国と外国 ��∈�0� 1��との二国間自国通貨建て実質為替レートとして,
������
���
���
���
�� �= を考える。この式の対数線形近似式 ����� �� ����
�
��= は
実質実効為替レート(対数表示)を意味するから,先のη→1としたときの消費
者物価指数である �5��式と併せれば,ここに実効交易条件との関係式
�31� ��������� �������� ���� -=-+=--= , α �������� …�∀ ∈
が導ける。
b リスク・シェア
我々は内外の債券市場はすべて完全代替的且つ完全競争的と仮定したので,
�������∀ ∈ に対して
�32�-
+
++
�
�=+
��
��
��
��
��
����
��
���
��
��
�
�
��
���
��
��
�
�
��
��� ,
ρ
β�������� …�∀ ∈
が異時点間のリスク ・シェアを示す式として成立する。したがって,先の �12��
式と組み合わせれば,同じく ������∀ ∈ に対して
�33��
������-
= ������� ���� , ρ �������� …�∀ ∈
が求まる。ここで �� ���>0�は,�国家計の保有する債券ポートフォリオの初期
条件によって定まる定数である。ところで,各国は同形的経済構造を持つという
仮定に加え,さらに初期条件が各国すべて同一とする。したがって,0期におけ
る各国家計の債券保有額 ����� �0�はゼロとなるから,�� ��=1となる。かくして,
����� � ��� =�
�∫ に留意すれば,
12
地域分析 第 48巻 第2号
�34� �������� …�∀ ∈����� ��������� �� -
-=-= , ρ ρ
α
を得る。この �34�式は,自国・外国の財サービスに関する代替の弾力性が1�����
η→1�のときの �期における自国消費,世界消費ならびに交易条件との間の関係
を示している。
c 金利平価
さきに名目債券ポートフォリオ額の �期における割引率を�
��� ���
+=+ �
��� �� と
した。したがって,�国通貨建て �国債券ポートフォリオ額の自国通貨建て価値
額に対する割引率は,
�35� ���������
����� ����
��
�����
�
�++�=
+�
となる。ところで, ��� �� ����� =�
�∫ なので,�35�式の両辺を変数 �に関して �0� 1�
区間で積分すれば,
�36��
�
+=
++
�
��
��
���
�� �
�
�
�
を得る。かくして,この �36�式に対し両辺の対数をとると,次式のようなアン
カバー・ベースの金利平価式が求まる。すなわち,
�37� �� ��
++= ���� ���� , Δ �������� …�∀ ∈
である。
ところで,この �37�式を先の実効交易条件式 �30�式と組み合わせると,
�38� ���������� ��
��
�� +++ +---= ���������� ������� , ππ �������� …�∀ ∈
なる実効交易条件 �に関する確率差分方程式が求まる。この確率差分方程式に対
し,完全予見の仮定と定常状態での購買力平価成立の仮定を置けば,�38�式を逐
次代入して解くことにより,一定の解を得る(岡田 �2009��)。
13
開放経済下の金融政策と為替レート変動(2)
d 財サービス市場
以上のa~c項において展開した関係式を踏まえ,小国開放経済の財サービス
市場に関する需給均衡条件は,次のようにして示すことができる。
まず任意の ��∈�0� 1��国の �期における個別自国財サービス供給量��� ��に対し,
その財サービス需要量は
�39� ����� ���� ��+�
�∫
�+-
�=
-- --
����
��
��������
��������
��
��
���
��
�
�
�
����
�
��
���
���
�
��
��
���
θ η θ η
α α�
�∫�������� …�∀ ∈
で表すことができる。ところで,自国財サービス供給量の総計は,
�
��- �-
= ����� ��θθ θ
θ
�
�∫ であるから,集計的需給均衡式は
�40� �� ������
��
���
��
�
��
�
��
���
���
�
�� �����
��
��������
-- -
�+-=
θη
α αη
�
�∫--
�+��� -�
= �����
����������
��
��
�
�
�
����
�
��
�
��
�
��
��
����
�
��
θ
αη ηη
α�
�∫
--
�+��� -= �������
�������
���
�
���
��
���
�
��-
αθ
ηηη
α�
�∫
--
+��� -=�
���� ��������
����
�
�� - ρα θη
ηη
α�
�∫�������� …�∀ ∈
となる。なお,ここで�
���� ����� �� = ρ および ��������
����
��
�
���
��
�
�
�
� ==�
�なる関
係式を用いた。さらにこの �40�式に関し, ���
=����
�
�
�
�∫η
であるから,定常
状態の周りを1次までのオーダーで対数線形近似すると,�31�式の実質実効為替
レートと実効交易条件との関係式(対数表示) �� ��� -= α を用いることにより,
財サービス市場のグローバルな均衡条件式
14
地域分析 第 48巻 第2号
�41� ���� ���� ��
� -+-= �� ��
� -= , θρρα
α α η
�������� …�∀ ∈
但し,�≡ρθ-�1-α��1-ρη�
が得られる。
かくして,各財サービスに関する代替の弾力性 �θ�,自国財サービスと外国財
サービスに関する代替の弾力性 �η�,異時点間消費に関する代替の弾力性 ��
ρ�
がすべて1�����θ�η�ρ→1�というケースでは,
�42� ��� ��� -= , α �������� …�∀ ∈
を得る。
ところで,上述 �41�式の財サービスに関する需給均衡条件式は,いかなる
��∈�0� 1��国の �期における財サービス需給量に対しても ������ ���
���� ��� -=ρα
として妥当するものである。それゆえ,すべての国の均衡需給量を集計すると,
各国の実効交易条件 �は ���=��
��
�
�
��
�∫ すなわち = ��� �����
�∫ であるから,こ
こに財サービスに関する世界市場全体の需給均衡式
�43� === �� ���� ���� ���������� , �
�∫�
�∫ �������� …�∀ ∈
が導ける。
e 債券・労働市場
内外債券市場の均衡条件に関しては,自国・外国双方の実質債券の国際的受取
りと支払いの差は符号が逆で絶対値が等しくなるから,債券ストックの純供給が
ゼロと仮定すれば,
�44� �����
=+ ���
��
�
��
��
��
��
�� , �
�∫ �������� …�∀ ∈
となる。
労働市場に関しては,例えば自国の企業は生産数量が所与の時,生産関数 �16�
式の逆関数により総労働需要量 ���� を決定し,併せて今期の個別時間当たり賃金
率から �23�式によって個別労働需要量 ����� を ��������に決め,自国の各家計に
オファーする。他方,各家計はそれら個別労働需要関数を所与として消費・余
15
開放経済下の金融政策と為替レート変動(2)
暇トレードオフ条件式 �13�式に基づき,個々の労働供給量 ����� と賃金率 �
��� を
��������に決め,企業にオファーする。かくして,こうした企業・家計間の逐次
的交渉プロセスにより,超過労働需要があれば賃金率は引き上げ改定がなされる
という安定条件が満たされれば,最終的には今期の ������な個別労働需給量が,
�45� ����� = ��
��� ,
として一意的に決まる。したがって,これを代替の弾力性μ�>1�に基づいて集
計すれば,労働の国際間移動を考えないとき,例えば自国の労働市場全体では,
�46� ���� = �
��� , �������� …�∀ ∈
なる均衡条件が求まる。外国労働市場も同様である。
Ⅲ 新IS-LM体系と金融政策
第Ⅱ章では,開放経済動学的一般均衡モデルを基に,個別家計・企業による主
体的均衡ならびに全体としての市場均衡の各条件式を求めた。ここで,それら条
件式を用いて各経済主体の最適化行動というミクロ的基礎を有した新 �����体
系を導き,さらにそれら体系をベースに,通貨当局の金融政策が主要マクロ経済
変数に与える影響について検討してみよう。
1 予想 (expectational)IS曲線
ここで先の �41�式に �34�式と �43�式とを代入すれば,
�47� ��� �����-= , ρα
�������� …�∀ ∈
但し,�+-
≡���ρα α
ρα
と書ける。したがって,�14�式の消費オイラー方程式(対数表示)に �27�式,
1期繰り上げた �34�式,�41�式,�43�式,そして上述 �47�式をそれぞれ代入す
れば,
�48� =�� �������
�� ���� +-- ++ ������ ���� ��
��� �� ��� ��� ++ +β
βρΛ Λ Λπ
但し, ��� �-+≡βρ ρ αρα
≡�βρραΛ
16
地域分析 第 48巻 第2号
-
≡�βρρρ αΛ
���
��-
≡βραραΛ
が求まる15)。かくして,�48�式で定常均衡解からの近傍乖離に関する対数線形近
似をとり,あらためてアルファベット小文字をその対数線形近似表現と定義し直
しておけば(但し名目利子率 �を除く),
�49� =�� �����
�� ���� ++ -- ������ ���� , βρ
Λ π �������� …�∀ ∈
を得る。ここで��
�������� �
���
��
�� ������
+++ ≡-=π である。
この �49�式は,実質利子率(=名目利子率-予想インフレ率)を含むところ
の財サービス市場の均衡条件式すなわち ��曲線となっており,各財サービスに
関する代替の弾力性 �θ�,自国財サービスと外国財サービスに関する代替の弾力
性 �η�,異時点間消費に関する代替の弾力性(�
ρ)がすべて1����� θ�η�ρ→1�と
いうケースではρβ>0であることから,実質利子率と実質国内総生産ギャップと
は逆相関の関係にあることが見てとれる。
2 新ケインジアン・フィリップ(NKP)曲線
a 企業の最適化行動
前章第3節で展開したような独占的競争関係にある各企業の最適生産計画に対
し,さらに価格設定行動を以下のごとく考える。
各企業にとって,価格の調整機会は限定的であり,自社製品価格をいつでも欲
するときに変更できるわけではなく,一定の確率に従ってランダムになし得ると
想定する(���� カルボ型粘着価格モデル16))。すなわち,��∈�0� 1��国の企業が任
意の時点で価格を据え置く確率をω�∈�0� 1��),価格を変更し得る確率を1-ω
とする。したがって,将来に亘り価格を改定できないリスクがある状況下では,
各企業は,単に当期の利潤のみならず,将来に亘る予想利潤の割引現在価値も含
めてその最大化を図るものと考えられる。ところで,当該経済では企業数は十分
に大きいと仮定していたので,このことは,“大数の法則”から毎期一定割合 �����
1-ω �の企業だけ価格改定の機会が与えられることと同義である。
かくして,�国企業の最適化行動様式は以下のように定式化できる。
17
開放経済下の金融政策と為替レート変動(2)
�50� max���� ����: �� �� -= ∑∞
= +++�����������
� ����������
� ��������� βωΦ
� ������ ���� ����� ���� ++ =
� ������� -+-= ��
���
� ������� ����� ����� (θ>1) - - -θ θ θω ω
� ������� =+ �� �� �� ������
�� ��
��+
-
+�
�
��θ
� ������� �� �� ��+ , � , � , � , ���� �� �� - , ���� +� , �� -��� , , ���� +�θβω� ����������� �������� …�∀ ∈�������∀ ∈
ただしβ�∈�0� 1��は企業の主観的割引率であり,�は �期に価格改定の機会を得
た企業群の設定する最適価格水準である。
この制約条件つき最大化問題を解くと,次のような各企業の最適化行動に関す
る1階の必要条件が導かれる17)。
�51� ���
�����
�=
--∑∞
=+
+���
������
� �
������� ,ωβθθ
�������� …�∀ ∈
ここで,�期に価格改定の機会を得た企業群は同一の最適化行動を取るため,
��� ��価格は最適価格�に置き換えることができる。また, =+ �� �� �� ������
� ��
�+
+�
�
-θ
ならびに ++ = �������� ��� �� =
�
�ΠΠ (ただし
�� -≡
��
���� �
�Π )なる関係式を併せて
用いれば,�26�式は
�52� ���
�� � ��
��
=-
-∑∞
= = ++
++
-
+�
�
� ������
��
��
����
���
���� ��
��
�
��
�
��
θθθ
βω ΠΠ�������� …�∀ ∈
と書ける。
ところで,各種労働に関する異質性の仮定より,労働市場では相対的な賃金水
準や相対的な生産量に応じて瞬時に再配分されることが難しい。したがって,価
格改定機会の与えられた企業が課す最適価格水準が当該企業の売上高やそれゆえ
当該企業の限界費用を決定することから,当該企業の個別実質賃金と自国におけ
るマクロ経済全体の平均実質賃金とは,以下のような関係にあると考える18)。
18
地域分析 第 48巻 第2号
�53�-
++
+
+
+ =���
�
���
���
���
��
�
�
�
�
�
��
��
�
�
��θ
かくして,これら �52�式・�53�式ならびに �50�式の価格設定制約式において,
それぞれの変数の自然対数をとると,無限級数の和は-
=∑∞
= �
��
�
�ξ
ξとなるこ
とに留意すれば,各式は
�54�-
++-= ∑∑ = ++∞
=
�
� �������
�� �
���� ��
����
�������� ωβ ωβ πθθ
��� �� �� ∑= +++ --=
�
� ���������� ���� θ π
���� -=� ωωπ
�������� …�∀ ∈
と書くことができる。ここでアルファベット小文字表示の変数は各大文字変数の
自然対数変換値である。ただし �と �とは ����ならびに����の対数表示を示
している。また,�国のすべての企業は生産技術構造が同形ゆえ共通の最適化行
動をとると考えられるため,�は省略されている。
b ���曲線の導出
かくして,この �54�式において,定常均衡解からの近傍乖離に関する線形近
似をとり,あらためてアルファベット小文字をその線形近似表現と定義し直して
おけば,以下のごとくとなる。
すなわち,この �54�式において,2段目・3段目の式を1段目の式に代入し,
さらにインフレ率に対し,定常状態からの乖離に関する �+1期の �期における
期待値(���� �� �� +����βω π )を導入して解くと,
�55� =�� ����� �� ��� �� ++β Ψπ π
����
��� -
+-
≡ βωω θω
Ψ
�������� …�∀ ∈
を得る19)。
ところで,各家計の労働供給関数として �13�式の消費・余暇トレードオフ条
件式をとり,他方,各企業の労働需要関数として �16�式の生産関数の逆関数を
とり,さらに経済全体の集計値を求めて労働市場の需給均衡を考慮すれば,
19
開放経済下の金融政策と為替レート変動(2)
�56� =�
��
�
�
�
� ��
�
��
��
�� ρν
を得る。この式の対数をとると,
�57� ������� ������ =---+ ���� ν ρ
となるから,この �57�式に �42�式を代入して財サービス市場の需給均衡を加味
すると,�26�式・�47�式を併せて考慮することにより,
�58� ��� ��� =
但し, ����� �� -++≡ ρ ν αρα
が導ける20)。ここで �58�式は定常均衡解からの近傍乖離に関する対数線形近似
式であり,アルファベット小文字の各変数 �� �はそれゆえ改めてその対数線形
近似表現と定義し直してある。したがって,これを �55�式に代入すれば,�55�
式はさらに
�59� =�� ���� �� ��� �� ++β Ψπ π
�����
��� -
+-
≡ωω θ
Ψ ωβ
�������� …�∀ ∈
と書くことができる。
�55�式では実質賃金ギャップが説明変数として採用されており,�59�式では
実質賃金ギャップに替わり実質 ���ギャップが採用されている。
3 金融政策ルール
通貨当局の政策目標は,金利を主要政策変数としつつ社会的厚生関数の最大化
を図るものとする。
そこで,まず�
�� �
�� ��� ≡ と置けば,2次までのオーダーの近似式をとること
により,
�60�+
-+
++
��
���� �� ≒ �����
���� ��
��� ��� +++ ,ν ν
ν
ν νν �������� …�∀ ∈
となる。ところで, ����
����� ��
��
�����
-
==��
��θ
�
�∫ であるから,-
���
��
�
�
�
�
��
��
�
�
�
� =��
θ�
�∫ より,
20
地域分析 第 48巻 第2号
�61� ��� ��� +=� , �������� …�∀ ∈
但し,-
≡ ���
��� ���
���
��
���
θ�
�∫を得る。つぎに対数表示で ������ ����� -≡ ����� と置けば,これもまた2次までのオーダーの近似式をとると,
�62� �������������
�
���
����
��
�� -=-
θθ
≒ ��
����
���������� ���� ����
-+-+
θθ
であるから, ������
�������� ����
��� �
��
���������
��������
��
�� -+-+==
-
θθ
θ�
�∫なる関係式より,
�63� ��� ����
����� ������� ������
--=
θ
となる。ここで近似式-
��
��
�
�� �� ≒ ��
����
���� ���� ���� +-θ
θθ
と組み合わせれば,
�64� �� �����
���� ����� ���� +=θ
≒ ���������
�����θ
�������� …�∀ ∈
を得る21)。さらに代表的家計の効用関数を,政策効果との関連で労働の不効用に
焦点を当てたところの
�65�+
-+
-=++
�����
����
����
���ν ν
ν ν
で示せば,異時点間消費に関する代替の弾力性逆数がρ→1であるとき
-=+ ��� ν αとなるから22),�60�式を用いれば
�66� ��� �� ���
��� ���
���� � �������� �� +++--= να
但し,������は政策とは独立の項目 �����������������������������
が導ける。かくして,�66�式に
21
開放経済下の金融政策と為替レート変動(2)
�67� ��������� ��
�����
�� �� ++ =β β πλ∑∞
=�� ∑∞
=��
但し ������ --
≡βωω
ωλ
なる関係式を当てはめれば23),以下のような社会的厚生関数が求まる。すなわち,
�68� ��� ������
� ���� +++= β∑∞
=��
������
� ��� �����
�� � +++ ++
--= β π ν
α θλ∑∞
=��
�������� …�∀ ∈
である。
ここで“テイラー・ルール型”金融政策反応関数
�69� ���� �� �� += ,πζ ζ �������� …�∀ ∈
を導入する。かくして �68�式で示されるごとく,通貨当局の金融政策目標が物
価安定と実質 ���ギャップの縮小であるとき24),�69�式で示される金融政策の
対応により,これは雇用の安定化につながり,したがって代表的家計の効用関数
で表される社会的厚生を高めることとなる。
4 新 IS-LM体系
かくして,上述式をまとめれば,独占的競争関係にある個別経済主体の将来予
想を含む最適化行動に基づいた動学的マクロ経済体系が,以下のような3本の方
程式によって描くことができる。
A 予想 �����������������曲線式:
=�� ������ ����� ++ -- ������ ������ π
B 新ケインジアン・フィリップス(���)曲線式:
=�� ���� ���� ���� �� ++π π
C 金融政策ルール式:
���� ���� �� += π
�������� …�∀ ∈
但し,��� ��� ���>0�は係数
したがって,これら3本の式から,主要経済変数である実質 ���ギャップ ���,
国内財サービス物価上昇率 �π��ならびに名目利子率 � ��の3変数が一意的に定ま
ることになる。
22
地域分析 第 48巻 第2号
Ⅳ 実証分析
本章において,これまで展開してきた理論モデルに対し,日本の統計データを
適用することによって若干の実証分析を行ってみよう。
1 推計式
ここで,日本経済のグローバル化・開放化の進展に鑑みて,前章第4節の理論
モデル式に加え,�27�式の物価・交易条件式ならびに �38�式の金利平価式を考
慮することにより,以下のような新たな方程式体系を考える。
A 予想 ��曲線式:
=�� ������ ����� ++ -- ������ ������ π
B 新ケインジアン・フィリップス曲線式:
=�� ������� ���� -++ ����� �� Δπ π
C 金融政策ルール式:
���� ���� ��� +=
D 金利平価式:
������ ���� ++ --= ����� �����Δ π
�������� …�∀ ∈
但し,��� ��� ��� ���>0�は係数
これら各方程式に攪乱項を加えて行列形式で表現すれば,
�70� ���� ++ += ��� ���� ,ε �������� …�∀ ∈
但し
--
=
���
��
��
���
�
��
��
�
�
�
��
��
�
�
-
-
=
���
��
���
��
�
��
�
��
�
�
��
�
��
�
=
�
�
�
��
�
�
�
��
Δ
π
23
開放経済下の金融政策と為替レート変動(2)
� [ ] �� =+��� ε
� [ ] ��������� ��� ×�=′= +++ ���� �ε ε ε ε
[ ] ������ ���� =′= ++++ ����� � ��≠ )(ε ε ε ε
を得る。この �70�式は1次の構造ベクトル自己回帰モデル ������となっている
から,攪乱項ベクトル �+�ε が正規分布に従うものとすれば最尤推定法が適用でき,
ここに上述パラメータがすべて求まる。�70�式はさらにまた
�71�� �� ++ += ��� ����
� 但し ��
� ��� -=
� �+��
��-
+ =� �� ε
と書けるので,この誘導形 ���に日本の経済統計データを適用して最小二乗推
定量を求めると,これは �70�式の最尤推定量と漸近的に一致することが知られ
ている25)。したがって,標本期間が十分大きいとき,計算のより簡便な �71�式
によりパラメータを推計してこれに一定の「識別制約」����������������������������
を課すと,�70�式の構造 ���を一意的に確定することが可能となる26)。
2 日本経済の動学経路
まず,採用すべき日本経済のマクロ・データとして実質 ���,消費者物価 �����,
通関統計ベース輸出価格,通関統計ベース輸入価格,無担保翌日物コール・レー
ト27)の5時系列統計データを選び,さらに戦後の日本経済がブレトン・ウッズ
体制の崩壊と共に新たな国際通貨取引の枠組みである変動相場制に移行すること
となった1973年2~3月の時期を考慮して,それぞれ1973年 �1~2008年 �4
における四半期データ(�����144期間)を用いる28)。コール・レートを除く4時系
列データに関しては,原系列数値に対してセンサス �12������法により季節調
整を施す。そしてこの季節調整済み実質 ���に �����������������������を適用し
て長期トレンドを求め,そこからの対数差乖離をもって実質 ���ギャップ �を
定義する。また,消費者物価指数を輸入価格指数で除することにより国内物価を
求め,その1階の対数時系列階差をもって国内インフレ率π�を定義する。また,
円建て輸出価格指数を円建て輸入価格指数で除することにより実効交易条件を求
め,同じくその1階の対数時系列階差をもって実効交易条件階差��を定義する。
これに1階のコール・レート階差 ���を加えたπ�����������の4変数に対して拡張
������������������������単位根検定(定数あり・確定トレンドなし;ラグ次数
は ��������情報基準により自動的に決定)を施すと,第1表のごとくである。
すなわち,「�0:単位根あり」という帰無仮説はすべての変数に対し1%の有意
24
地域分析 第 48巻 第2号
水準で棄却できる。かくして,π�� �� �� ��の各変数はすべて定常時系列 ��0�と判
断できる29)。
そこでこれら国内インフレ率 �π��,実質 ���の ��長期トレンドからの乖離
���,コール・レート ���,実効交易条件 ����の各変数に対し,1次の誘導形 ���
を推計すると,第3表のような結果を得る。これらラグ次数に関しては,第2表
の結果からも1次が適切であることが確認できる。ところで先の �75�式で行列
�1が下三角行列となっていることから,「逐次的制約」としてのコレスキー順序
を �π�� �� �� ���と仮定してコレスキー分解を施せば,ここに構造 ���は“適度に”
識別が可能 �������������������となる。こうして求められた構造 ���を基に,金
利ショックを1標準偏差だけプラスで与えたときの各4変数 �π�� �� �� ���のイン
パルス応答を計算すると,第1図~第8図のように示すことができる。いずれの
図でも実線は金利ショックの各変数に対するインパルス応答であり,点線は各変
数の±2標準偏差の値を示している。なお,第1図~第4図は金利構造ショック
の各変数に対する“単純”インパルス応答であり,第5図~第8図は各変数に対
第1表 ADF単位根検定�����������������������������������������������������������������0���������������������������������13�
����������� ���������������������������������������������� �6�222895 0��������������������� 1������� �3�476472
5������� �2�88168510������� �2�577591
�����������������������������������������������������������������0���������������������������������13�
����������� ���������������������������������������������� �5�255633 0��������������������� 1������� �3�476472
5������� �2�88168510������� �2�577591
�����������������������������������������������������������������0���������������������������������13�
����������� ���������������������������������������������� �6�636418 0��������������������� 1������� �3�476472
5������� �2�88168510������� �2�577591
�����������������������������������������������������������������0���������������������������������13�
����������� �������������������������������������������� �6�622492 0��������������������� 1������� �3�476472
5������� �2�88168510������� �2�577591
������������1996���������������������
25
開放経済下の金融政策と為替レート変動(2)
第2表 ラグ次数選択基準�������������������������������������������������������������������������������������������� 1973�1 2008�4�����������������������136��� ���� �� ��� ��� �� ��0 809�1262 �� � 8�47��11 � �11�84009 � �11�75443 � �11�805281 903�9031 ���182�5848� � ��2�66��11� � ��12�99858� � ��12�57024� � ��12�82451�2 912�5965 16�23626 2�96��11 � �12�89113 � �12�12013 � �12�577813 924�8559 22�17503 3�14��11 � �12�83612 � �11�72245 � �12�383554 935�371 18�40136 3�41��11 � �12�75546 � �11�29913 � �12�163645 949�7112 24�25177 3�51��11 � �12�73105 � �10�93205 � �11�999986 964�0327 23�37787 3�62��11 � �12�70636 � �10�56471 � �11�836057 979�6255 24�53575 3�68��11 � �12�70038 � �10�21605 � �11�690818 988�9921 14�18754 4�11��11 � �12�60282 � �9�775836 � �11�45401
���������������������������������������������������������������������������������������������������������5�����������������������������������������������������������������������������������������������������������������������������������������������
第3表 誘導形VAR推計結果��������������������������������������������������1973�2 2008�4�����������������������143��������������������������������������������������������������
� � � ����1� 0�595235 � �0�017213 � �6�83138 0�345538
� �0�16055� � �0�03706� � �1�78312� � �0�10892�� �3�70744� � ��0�46447� � ��3�83114� � �3�17254�
���1� � �0�323008 0�654301 � �0�871261 � �0�041943� �0�28835� � �0�06656� � �3�20252� � �0�19561�� ��1�12018� � �9�83039� � ��0�27205� � ��0�21442�
���1� � �0�007197 0�000433 0�430293 � �0�00624� �0�00688� � �0�00159� � �0�0764� � �0�00467�� ��1�04619� � �0�27299� � �5�63225� � ��1�33722�
���1� � �0�238752 � �0�00421 4�823968 0�038581� �0�21734� � �0�05017� � �2�41382� � �0�14744�� ��1�09852� � ��0�08393� � �1�99848� � �0�26167�
� � �1�46��05 � �6�67��05 0�014984 � �0�006467� �0�00452� � �0�00104� � �0�05015� � �0�00306�� ��0�00323� � ��0�06400� � �0�29879� � ��2�11115�
��������� � 0�240607 0�45792 0�370782 0�296287�������������� � 0�218596 0�442207 0�352544 0�27589�������������� � 0�345223 0�018393 42�58257 0�158873������������� � 0�050016 0�011545 0�55549 0�03393����������� � 10�93104 29�14369 20�33 14�52567�������������� � 227�98 437�6323 � �116�2931 283�4703���������� � �3�118601 � �6�050801 1�696407 � �3�894689���������� � �3�015005 � �5�947205 1�800003 � �3�791093�������������� � 0�001971 2�66��05 � �0�033986 � �0�006598�������������� � 0�056581 0�015458 0�690353 0�039873�������������������������������� 3�20��11���������������������������� 2�77��11�������������� 926�3946���������������������������� �12�67685����������������� �12�26246
26
地域分析 第 48巻 第2号
する“累積的”インパルス応答である。
図1 Response of P to Cholesky One S.D. R Innovation
-.012
-.010
-.008
-.006
-.004
-.002
.000
.002
.004
2 4 6 8 10 12 14 16 18 20
図2 Response of Y to Cholesky One S.D. R Innovation
-.0015
-.0010
-.0005
.0000
.0005
.0010
.0015
.0020
.0025
2 4 6 8 10 12 14 16 18 20
図3 Response of R to Cholesky One S.D. R Innovation
-.1
.0
.1
.2
.3
.4
.5
.6
2 4 6 8 10 12 14 16 18 20
27
開放経済下の金融政策と為替レート変動(2)
図4 Response of S to Cholesky One S.D. R Innovation
-.010
-.008
-.006
-.004
-.002
.000
.002
.004
2 4 6 8 10 12 14 16 18 20
図5 Accumulated Response of P to Cholesky One S.D. R Innovation
-.04
-.03
-.02
-.01
.00
.01
.02
2 4 6 8 10 12 14 16 18 20
図6 Accumulated Response of Y to Cholesky One S.D. R Innovation
-.008
-.004
.000
.004
.008
.012
2 4 6 8 10 12 14 16 18 20
28
地域分析 第 48巻 第2号
図7 Accumulated Response of R to Cholesky One S.D. R Innovation
0.4
0.6
0.8
1.0
1.2
1.4
2 4 6 8 10 12 14 16 18 20
図8 Accumulated Response of S to Cholesky One S.D. R Innovation
-.032
-.028
-.024
-.020
-.016
-.012
-.008
-.004
.000
.004
.008
2 4 6 8 10 12 14 16 18 20
これら計算結果により,日本経済において,名目金利にプラスの構造ショック
が生ずると,主要マクロ経済変数は以下のような動学経路を辿ることが見てとれ
る。すなわち,国内物価上昇率は低下し,実質 ���ギャップは拡大する。他方,
実効交易条件は四半期ベースでは悪化する。ところで,自国金利の上昇は,金利
平価式の教えるところでは自国の名目実効為替レートを一時的には増価させるこ
とから,自国通貨建て輸入価格の低下により実効交易条件は改善するのが一般的
である。しかしながら,時間の経過とともに輸入価格の低下が国内価格の低下を
経由して輸出価格の低下に結びつく。また近年,市場通貨建て価格設定 �����
企業の増加とともに為替レート変動の輸出価格への転嫁 ��������������率が低ま
る傾向にあり30),このことからも為替レートの増価が自国通貨建て輸出価格を低
下させることにつながる。したがって,以上のことから四半期ベースでは交易条
件は悪化すると解される。さらに金利ショックの累積的インパルス応答に関して
は,国内物価の上昇に対しては抑制効果を,景気に対しては拡大効果を,交易条
29
開放経済下の金融政策と為替レート変動(2)
件に対してはマイナス効果をそれぞれ有することが検証された。
なお,金利ショック以外の他3変数の構造ショックが及ぼす各変数の単純・累
積的インパルス応答を併せて示すと,第9図・第10図となる。
図9 Response to Cholesky One S.D. Innovations ± 2 S.E.
-.02
.00
.02
.04
.06
2 4 6 8 10 12 14 16 18 20
Response of P to P
-.02
.00
.02
.04
.06
2 4 6 8 10 12 14 16 18 20
Response of P to Y
-.02
.00
.02
.04
.06
2 4 6 8 10 12 14 16 18 20
Response of P to S
-.004
.000
.004
.008
.012
.016
2 4 6 8 10 12 14 16 18 20
Response of Y to P
-.004
.000
.004
.008
.012
.016
2 4 6 8 10 12 14 16 18 20
Response of Y to Y
-.004
.000
.004
.008
.012
.016
2 4 6 8 10 12 14 16 18 20
Response of Y to S
-.4
-.2
.0
.2
.4
2 4 6 8 10 12 14 16 18 20
Response of R to P
-.4
-.2
.0
.2
.4
2 4 6 8 10 12 14 16 18 20
Response of R to Y
-.4
-.2
.0
.2
.4
2 4 6 8 10 12 14 16 18 20
Response of R to S
-.01
.00
.01
.02
.03
.04
2 4 6 8 10 12 14 16 18 20
Response of S to P
-.01
.00
.01
.02
.03
.04
2 4 6 8 10 12 14 16 18 20
Response of S to Y
-.01
.00
.01
.02
.03
.04
2 4 6 8 10 12 14 16 18 20
Response of S to S
図10 Accumulated Response to Cholesky One S.D. Innovations ± 2 S.E.
-.10
-.05
.00
.05
.10
.15
2 4 6 8 10 12 14 16 18 20
Accumulated Response of P to P
-.10
-.05
.00
.05
.10
.15
2 4 6 8 10 12 14 16 18 20
Accumulated Response of P to Y
-.10
-.05
.00
.05
.10
.15
2 4 6 8 10 12 14 16 18 20
Accumulated Response of P to S
-.04
-.02
.00
.02
.04
.06
2 4 6 8 10 12 14 16 18 20
Accumulated Response of Y to P
-.04
-.02
.00
.02
.04
.06
2 4 6 8 10 12 14 16 18 20
Accumulated Response of Y to Y
-.04
-.02
.00
.02
.04
.06
2 4 6 8 10 12 14 16 18 20
Accumulated Response of Y to S
-1.5
-1.0
-0.5
0.0
0.5
1.0
2 4 6 8 10 12 14 16 18 20
Accumulated Response of R to P
-1.5
-1.0
-0.5
0.0
0.5
1.0
2 4 6 8 10 12 14 16 18 20
Accumulated Response of R to Y
-1.5
-1.0
-0.5
0.0
0.5
1.0
2 4 6 8 10 12 14 16 18 20
Accumulated Response of R to S
-.050
-.025
.000
.025
.050
.075
.100
2 4 6 8 10 12 14 16 18 20
Accumulated Response of S to P
-.050
-.025
.000
.025
.050
.075
.100
2 4 6 8 10 12 14 16 18 20
Accumulated Response of S to Y
-.050
-.025
.000
.025
.050
.075
.100
2 4 6 8 10 12 14 16 18 20
Accumulated Response of S to S
Ⅴ 結び
本稿において,マクロ経済学分野における最近の発展を踏まえ,財サービス市
場の独占的競争仮定やカルボ型価格粘着性などを扱った動学的一般均衡 ������
モデルを導出した。そこでは,バックワード・ルッキングな要素とともにフォワー
30
地域分析 第 48巻 第2号
ド・ルッキングな要素も加味された個別家計・企業の最適化行動に立脚している
のが特色である。そして,これら民間主体の動学的一般均衡体系,すなわち新
�����体系に対し,テイラー・ルール型金融政策反応関数を組み込むことで経済
厚生が最大となるような金融政策との係わり合いを設定した。また,近年進展す
る経済のグローバル化・開放化に鑑みて,物価・交易条件式ならびに金利平価式
を考慮することにより,開放経済下の新たな動学的一般均衡方程式体系を構築し
た。次いで,これら理論モデルをベースに,戦後の日本経済がブレトン・ウッズ
体制の崩壊とともに新たな国際通貨取引の枠組みである変動相場制に移行するこ
ととなった1973年2~3月の時期を考慮し,1973年 �1~2008年 �4における
主要四半期時系列データを用いて日本経済のベクトル自己回帰モデル �����分
析を行った。その結果,変動相場制への移行以降,グローバル化・開放化の進展
するわが国経済において,金利政策が国内物価上昇率や実質 ���,交易条件に
及ぼす動学的効果を明示的に捉えることができた。すなわち,名目金利にプラス
の構造ショックが生ずると,国内物価上昇率は低下し,実質 ���ギャップは拡
大する。他方,実効交易条件は四半期ベースでは悪化する。さらに金利ショック
の累積的インパルス応答に関しては,インフレに対しては抑制効果を,景気に対
しては拡大効果を,交易条件に対してはマイナス効果をそれぞれ有することが検
証された。
(2009年9月:最終稿,2009年12月:受理)
注1)金融政策には,①物価の安定を目的とする金利政策,②金融市場や金融システムの機能を十分に維持・保全する政策,など多義的側面がある ���������,�����1968),“���������������������������,”�����������������������������58�����1�17�。ここでは岡田 �2009��と同様にとりあえず①の金利政策に限定して金融政策を考えていく。
2)� �����,����,�������1981�,��������������������������������,����������,��������1987�,�������������������������,���������������������
3)加藤 �2007�,������2002�,�������������2008�,������������������1996�,� ���������2008�,��������2003�,�����������2003�。論文に関しては,それら著書の参考文献参照。
4)本章で展開したモデルは,主として ���������������2005�,�����������2005� に負っている。
5)以下表記上の煩雑さを避けるため,特に必要でないかぎり財サービスないしは国を表示する変数 �を省略する。
6)ここで ��≡-� としておく。7)岡田 �2006���678)� �������2009��9)� ����� なお,本モデルで採用した債券 �は満期を1年とするため,�期に購入した
���1�期の債券 ���1は ���2�期にはすべてが金利と共に払い戻され,その価値額はゼ
31
開放経済下の金融政策と為替レート変動(2)
ロとなる。したがって,通常の主体的均衡条件の一つであるところの債券ストックに対する �������������条件式は本モデルでは不要となっている。
10)岡田 �2009��第5章11)岡田 �2009��12)� �����13)� �����14)� �24�式にマクローリン展開を施し,1次までのオーダーの近似式をとると,
-
==
�� -�
����
��
�
�
��
�
�
�
� ≒ +=+=+ ������� ������
�
�
�θ θ�
�∫�
�∫
であるから, = �� ������
�∫ なる関係式を用いることにより,ここに実効交易条件 �
を求めることができる。15)岡田 �2009��16)� ������1983�� 粘着価格モデルとしては,価格改定が確率的に訪れると考えるカルボ型や,契約等により毎年4月に一度定期的に価格改定機会が訪れると考えるテイラー型など「時間依存型粘着価格モデル」の他に,全ての企業は価格が変更できるが,ただし価格変更には一定の調整コストが掛かるとの仮定を置いたローテンバーグ型モデルなどがある(岡田 �2009��,���93)。
17)岡田 �2009��18)� ����������2002�.ただし同論文では,労働の他に生産要素として資本ストックが加味されており,したがって,労働ではなく資本ストックの再配分調整に関する硬直性を仮定している。
19)岡田 �2009��20)� ������
21� ここで ���������� =-=-≡ ������������ ��������� なる関係式を用いた。
22)国内財サービスの需給は ��� =- ��� , ��� =�α α であるから,自国財サービス
ならびに外国財サービス間における代替の弾力性をη→1とすれば,�3��式より
�� �� ��� -= αα となる。したがって,企業の生産関数 ��� ��� が ���� = �� ��� =
であるから,家計の効用関数 ���������� �� ��������� -= α α に対して
��
���
� ��� --=
∂∂
α となり,それゆえ ��
��
�
� ��� -=- α を得る。ここで異時点間消
費に関する代替の弾力性逆数をρ→1とすれば,+
-=+
������
������
ν
νであるから,
�
���
�
�
�
� ��� -==- ν α となるゆえ, -=+ ��� ν αが導ける。
23)� ����������2003�����706�70724)政策目標に対する相対的重要度は, (
������ --≡ )θ θω
λ ω ωβ と �1�ν�との大小関係による。
25)山本 �1988�第3章。26)詳細に関しては宮尾 �2006�参照。27)日本銀行は,かつては公定歩合を政策金利としていたが,1996年以降は無担保コール・レート翌日物(オーバーナイト)を一定の水準に誘導することをもって金融政策の操作目標としている ���������������������������������。
28)消費者物価指数,輸出物価指数,輸入物価指数,コール・レート,名目実効為替レー
32
地域分析 第 48巻 第2号
ト指数,実質 ���指数の各四半期時系列データに関しては,�����2009�を用いた。また,季節調整(センサス �12������),������������������������ならびにベクトル自己回帰計算 �����に関しては,������6を使用した。
29)��1�は変数ゼロなので,したがってここでは共和分検定は行わない。30)岡田 �2009��第5章。
参考文献岡田義昭 �2006�『国際金融の新たな枠組み』成文堂 �2009��『開放経済下の新マクロ経済分析:理論的・実証的アプローチ』成文堂 �2009��「開放経済下の金融政策と為替レート変動:テクニカル・ノート」
�����
�2009��「開放経済下の金融政策と為替レート変動」『愛知学院大学論叢・商学研究』第50巻第1号
加藤涼 �2007�『現代マクロ経済学講義』東洋経済新報社 �平田英明 �2007�「動学的一般均衡モデルへの招待:��� �����モデル分析」『日本経済研究』���57�����121�132
宮尾龍蔵 �2006�『マクロ金融政策の時系列分析』日本経済新聞社森棟公夫 �1999�『計量経済学』東洋経済新報社山本拓 �1988�『経済の時系列分析』創文社���������,�������2008�,“������������������,”������������� 14259���������������������
����������������������,�������1983�,“��������������������������������������������������,”�����������
������������������,�����12�����383�398����������,�����,��������������,���������������2005�,“���������������������������
��������������������������� ������������������,”����������������������������,����113�����1�45
,������������,������������������2009�,“�����������������������������������������������������������������������,”�������������������� 214��������������������������,���,� ������������������������1999�,“��������������������������������������
���������������������,”������������������������������,�����37�����1661�1707 , ,����� �2002�,“����������������������������������������������
���������������,”������������� 8870����������������������������������������������,� ���������� �2005�,“���������������������������,”����������������������
�������,�����2005�����61�110�������������������,� ��� �2002�,“�����������������������������������,� ���������,����� �������������
�����,”������������� 8767�������������������������������������� �2008�,���������������,� ���������,�����������������������,����������������������
������ ����������������1999�,“�����������������������������������������������������,”
�����������������������������,�����44�����195�222 ������������������2005�,“��������������������������������������������������������
������������,”��������������������������,�����72�����707�734����������,�����������������1997�,“�����������������������������������������������
���������������,”���������������������������1997�����231�283������,���������������������2007�,“����������������������������������������������������
����������������������������������,”��������������������,����07���24����������
33
開放経済下の金融政策と為替レート変動(2)
����������������������������������2009�,����������������������������������,�������,������
2009�����,�����,�����������,��������������,������������������2005�,“����������������������
������������ ����������������������������������������,”������������� 11523�������������������������������������
������,�������2006�,“��������������������������������������������,”��������������������������������,�����20�����4
����������,�����2008�,�����������������,����������������������������������,���,����������������,�������������������2009�,“�������������������������
��������������������,”�����������������,����09�66�� ���������������������������
���������,�����2005�,“�������������������������������������������������,”�����������������,�������,������������,�����37�����6�����1047�1066
��������,�������������������1996�,�������������������������������������������,��������������
��������,�������2002�,“�����������������������������������������������������������,”�����������������������������,�����49�����265�292
�����,��������������������2003�,“������������������������������������������������������������� �������������,”����������� ���������������������������������,�����1����1123�1175
����,�����������������2007�,“������������������������ �������������������������������������������������������,”��������������������,����07���2���������������
�����,�������2003�,��������������������������,���������������������,�����2008�,������������������������������������������������������������,
����������������������������������,�����2003�,�������������������,��������������������������� �2006�,“�������������������������,”����������������,��������2006�����������
��������������������������� �2009�,“������������ ������������������������������� �����������������,”
�������������������������� ��������������,�����1����267�279