第 7 章 マクロ経済変数のショック波及分析 150
7.4 予備的需要を考慮しての推計
図7.4: Variance Decomposition
図 7.5: Accumulated Impulse Response -Short Term
Constraint-をより詳しく分析するため、図7.5にてインパルス応答関数を出力してみた。金融不安の代理変数DVtを未導入 の場合(図7.2)との比較は次の通りとなった。
まず、金融不安の代理変数DVt導入の影響は限定的なものであった。その影響は73年〜85年に表われ反応関 数の変動が平準化されたことである。その他の期間では明確な影響は認められない。よってこの代理変数が本モ デルに適切に導入されているかどうかは疑問が残る。以下はDVt項導入・未導入共通の結果を示す。73年〜85年 は両変数とも反応が小さいことから、ショックに対し安定的な時期だったことがうかがえる。他方、85年〜04年 は両変数とも反応が大きいことから、ショックに対しボラタイルな時期だったといえる。
次に、貨幣の特性に関して得られた結果を示す。第1に貨幣ショックのGDPへの影響がうかがえる。すなわち 貨幣の外生性が表れているということである。ここで、本論文で主張したい貨幣の長期的非中立性を以下のように 考えることとする。すなわち、在庫循環としてのキチン循環(Kitchin cycle)が完了する40ヶ月(10四半期)以上 にわたって貨幣ショックがGDPに影響を及ぼすようなら長期的非中立性が成立するとしよう。そうすると73年
〜85年では貨幣は短期的に非中立であるが、85年〜04年では長期的に非中立であることが示されていることがわ かる。第2に実物ショックの貨幣への影響がうかがえる。これは貨幣の内生性を示すものである。このようにイン パルス応答関数から貨幣の外生性と内生性が導けた。さらに図から判断する限りその外生性の程度、内生性の程 度とも同程度であるといえるであろう。
貨幣ショックが当期に実体経済に影響を及ぼさないことを同時点係数行列で仮定する本章の短期制約は、銀行 の貸出行動による派生預金が投資に供する形で企業の生産プロセスに組み込まれるラグを考慮するものと考える
ことができる。73年〜85年のインパルス応答では貨幣ショックの実体経済への影響が非常に小さく、貨幣中立性 命題あるいは貨幣と実体経済の二分法が成立している。また、実物ショックには相応に貨幣が反応していることか らアコモデーショニストが主張するフルアコモデーションの状態を体現しているような金融システムであったこ とがうかがえる。それに対し、85年〜04年のインパルス応答では実体経済が貨幣ショックにも反応するような金 融システムに変容している。これより、貨幣中立性命題が成立しなくまた影響が長期にわたっていることから貨幣 の非中立性が成立している状態を体現しているような金融システムであったことがうかがえる。
7.4.2 長期制約モデル
識別条件を7.3.2節に従い、長期中立制約として係数分析とインパルス応答分析を行う。推計結果は表7.8およ び図7.6を参照されたい。長期累積応答行列は、(7.14)と照らし合わせてみると、全期間において整合的な符号と なっている。金融不安の代理変数DVtを未導入の場合(図7.3)との比較は次の通りとなった。
表7.8: 長期制約モデルの同時点係数行列Along
0 および長期累積応答行列[I−B(1)]−1A−01(金融不安項導入) 同時点係数行列Along
0
1973/1Q-1985/1Q 1985/2Q-2004/2Q 1973/1Q-2004/2Q
0.894892 −0.109804 0.542957 0.856397
0.403703 −1.228796 0.789849 0.164785
1.059026 −0.495886 0.585802 0.741674
長期累積応答行列[I−B(1)]−1A−01
1973/1Q-1985/1Q 1985/2Q-2004/2Q 1973/1Q-2004/2Q
3.300856 0.000000 4.142452 2.486357
4.961489 0.000000 7.013736 5.138812
3.705651 0.000000 2.78872 4.188003
まず、金融不安の代理変数DVt導入の影響は限定的なものであった。その影響は73年〜85年に表われ反応関 数の変動が平準化されたことである。この結果は短期制約の場合と同一であり、その他の期間では明確な影響は認 められない。よってこの代理変数が本モデルに適切に導入されているかどうかはやはり疑問が残る。以下はDVt 項導入・未導入共通の結果を示す。73年〜85年は両変数とも反応が小さいことから、ショックに対し安定的な時 期だったことがうかがえる。他方、85年〜04年は両変数とも反応が大きいことから、ショックに対しボラタイル な時期だったといえる。この結果も短期制約の場合と同様だった。
次に、貨幣の特性に関して得られた結果を示す。貨幣ショックのGDPへの影響は長期制約の仮定でゼロとして いるので、もとより貨幣の外生性についての評価はできない。他方、GDPショックの貨幣への影響がうかがえる。
これは貨幣の内生性を示すものである。しかも短期制約の場合よりもその度合いが大きいことが図から読み取れ
図7.6: Accumulated Impulse Response -Long Term
Constraint-る。
本節で、長期において貨幣ショックの実体経済に与える影響をゼロと置くのはオーソドックス・ビューに属する マネタリストやニューケインジアンの考えに合致するものであり、本論文で主張する貨幣の長期非中立性とは全 く逆の効果を仮定したいわば帰無仮説的なものであった。よってインパルス応答に通常とは異なる変数の動きが 認められたならば、それは帰無仮説が棄却される、すなわち貨幣の長期中立性は認められないと判断できる。結 果、85年〜04年の貨幣ショックのGDPに与える影響が6年(24四半期)という長期にわたって負であるという反 応が示された。(7.14)より負の符号条件になることは考えられず、これはそもそも貨幣の長期非中立性を仮定した 故の結果であるといえよう。この点からは識別条件の長期制約は妥当性を欠くこととなる。なお、その他の影響 については(7.14)で示されたような予想通りの反応となった。
7.4.3 実物、貨幣要因の相対的重要性―予測誤差の分散分解―
次に、7.3.3節と同じように各要因の相対的重要性を予測誤差分散の説明力という観点から検証していく。結果 は図7.7に示される。金融不安の代理変数DVtを未導入の場合(表7.4)との比較は次の通りとなった。
まず、インパルス応答関数と同様に金融不安の代理変数DVt項導入の影響は限定的なものであった。DVt項未 導入の73年〜85年では、GDPの変動は約40%貨幣の変動で説明が可能であり、その変動は短期的なものであっ たことから、貨幣は外生的であり短期的に非中立であることを示す結果となった。しかし、DVt項導入での73年
〜85年では、GDPの変動は約7%程度しか貨幣の変動で説明がつかず、貨幣が外生的であるとはいいにくい結果 となった。また、DVt項未導入の73年〜85年では貨幣の変動は約15%GDPの変動で説明が可能であり、弱い貨 幣の内生性を示していた。しかし、DVt項導入での73年〜85年では、約40%とより強く貨幣の内生性を示す結 果となった。以下はDVt項導入・未導入共通の85年〜04年で示された結果を示す。
まずGDPの変動で評価することにする。GDPの変動は貨幣の変動で説明できることから、貨幣の外生性が示 されたものと考えることができる。しかもその影響が10四半期以上の長期にわたって持続しているため、貨幣の 長期非中立性が示されたものと考えることもできる。第2に、貨幣の変動で評価すると貨幣の変動はGDPの変動 で説明がつかないので、貨幣の内生性が示されたとはいえないことがわかる。
図7.7: Variance Decomposition (DV項含む)