一般政府の収入と支出の関係

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一般政府の収入と支出の関係

―― 財政の調整過程における非対称性を考慮したモデルによる実証分析 ――

平井健之

!．はじめに

わが国の政府は依然として巨額の財政赤字を抱えており，累積する政府の債務残高も増大する傾向にある。そのため，政府には財政の健全化の実現に向けた取組みが急務とされている。このような状況の下で，政府の収入と支出の因果関係の実証分析は重要な研究課題と考えられる。その理由は，政府収入と政府支出の因果関係の解明が，財政赤字を削減する方途を探る上で有益な情報を提供するからである。この因果関係をめぐっては，４つの仮説を挙げることができる。第１は，収入から支出への因果関係の仮説，第２は，支出から収入への因果関係の仮説，第３は，収入と支出で双方向の因果関係の仮説，そして第４は，収入と支出の間で因果関係が存在しないとする仮説である。

この政府収入と政府支出の因果関係についての実証研究は，すでに諸外国では多数存在する。その一連の研究として，例えば，Miller and Russek（１９９０）， Jones and Joulfaian（１９９１），Baffes and Shah（１９９４），Baghestani and McNown

（１９９４），Owoye（１９９５），Hondroyiannis and Papapetrou（１９９６），Vamvoukas

（１９９７），Payne（１９９７,１９９８），Darrat（１９９８），Kollias and Mskrydakis（２０００）， Li（２００１），Chang, Liu and Caudill（２００２），及びNarayan（２００５）等が挙げられる。これらの因果関係の実証分析では，まず，政府収入と政府支出の時系列データについてそれぞれ単位根検定を行い，２つの変数がともに１次の和分過程に従うかどうかを検討している。そして次に，政府収入と政府支出の２変数

香川大学経済論叢第８３巻第３号２０１０年１２月７１−９１

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間での共和分検定に基づき両者が長期的な均衡関係にあるかどうかを検討し，

もし共和分関係が存在すれば誤差修正モデル（Error Correction Model, ECM）

を適用して因果関係を分析している。また，共和分関係が存在しない場合には，各変数の階差変数を用いてVARモデルを推定し，Grangerの因果性テストを行っている。わが国においても，平井・野村（２００１）は，政府（国）の一般会計を分析対象とし，誤差修正モデルを適用して収入と支出の因果関係を分析している^!。

しかし，Ewing, Payne, Thompson and Al-Zoubi（２００６）が指摘しているように，これまでの既存研究では，収入と支出の関係を検討する際に，政府の財政状況が赤字であるか，黒字であるか，あるいは財政赤字（または財政余剰）が悪化する状態であるか，改善する状態であるかは問題にされていない。この点について，例えば，政府の政策立案者は，実際にはこれらの要因に依存して収入と支出の決定を行っているかもしれない。既存研究における従来の誤差修正モデルは，財政の不均衡による収入と支出の調整過程が厳密に対称的であることを暗黙に仮定している。上記のように，実際には調整過程が非対称的であるとすれば，従来の誤差修正モデルで仮定されている対称的な調整過程はモデルの定式化に誤りがあることを意味している

"

。

そのため，近年，Ewing, Payne, Thompson and Al-Zoubi（２００６），Payne, Mohammadi and Cak（２００８），Zapf and Payne（２００９），及びSaunoris and Payne

（２０１０）は，収入と支出の関係において非対称性を考慮に入れたより一般的な分析方法を適用して，収入と支出の因果関係を実証的に再検討している。ここ

（１）諸外国における政府収入と政府支出の因果関係の実証研究の動向については，平井・

野村（２００１），平井（２００２）やPayne（２００３）を参照されたい。

（２） Ewing, Payne, Thompson and Al-Zoubi（２００６）は，財政の調整過程における非対称性の存在について４つの理由を挙げて説明している。そこでは，財政状況に応じて政府の政策立案者が収入と支出の決定で異なる反応を示すことの他にも，財政と景気循環は財政の自動安定化装置等を通じて密接な関係にあるため，景気循環における主要なマクロ経済変数の非対称な調整過程は財政においても同様の調整をもたらすかもしれないこと等が挙げられている。詳細については，Ewing, Payne, Thompson and Al-Zoubi（２００６, p．１９１）を参照されたい。

−72− 香川大学経済論叢２３２

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で特に，Ewing, Payne, Thompson and Al-Zoubi（２００６）は，アメリカ合衆国の連邦政府を分析対象として，政府の収入と支出が，財政が悪化する状態においてのみ長期均衡に向けて反応するという分析結果を導いている。さらに，

Saunoris and Payne（２０１０）は，英国の中央政府について，財政の悪化に対する収入の反応は財政の改善に対する反応よりも大きいとして，長期均衡への非対称な調整を伴いながら政府支出から政府収入への因果関係が存在することを示している^!。

ところで，最近において，平井（２００９）は，わが国の一般政府を分析対象として，政府の収入と支出に関する共和分検定に基づき財政赤字の持続可能性を分析している。平井（２００９）によれば，一般政府の収入と支出は長期の均衡関係にあり，政府の財政赤字は持続可能との分析結果が得られている。しかしながら，このことは，政府の財政運営に問題がないということを意味するわけではない。巨額の財政赤字により，累積する政府の債務残高は増大する傾向にある。このような現状において政府の財政運営のあり方を検討するためには，さらに，一般政府の収入や支出が財政赤字の調整にどのような影響を及ぼすかを分析する必要がある。そこで，本稿の目的は，わが国における一般政府の収入と支出の時系列データを使用し，Ewing, Payne, Thompson and Al-Zoubi（２００６）

等と同様に，２変数間の長期均衡に向けた非対称な調整過程を考慮に入れて，

一般政府の収入と支出の因果関係を分析することである。とりわけ，本稿では，長期均衡への対称的な調整過程を仮定する従来の誤差修正モデルによる実証分析と，非対称性を考慮した誤差修正モデルによる実証分析を行うことにより，それらの分析結果を比較し検討することにしたい。

上述のように，政府の財政が赤字であるか，黒字であるか（あるいは，悪化する状態にあるか，改善する状態にあるか）は，収入と支出の動学的な決定行

（３） Payne, Mohammadi and Cak（２００８）はトルコ政府の収入と支出を分析対象として，そして，Zapf and Payne（２００９）はアメリカ合衆国における州と地方政府の総収入と総支出を分析対象として，長期の均衡に向けた調整過程を分析している。いずれの実証研究も，財政調整における非対称性に関する証拠は得られないという分析結果が示されている。

２３３一般政府の収入と支出の関係 −73−

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動に非対称な効果を及ぼす可能性を有している。そのため，非対称的な調整過程の可能性を考慮するために，Ewing, Payne, Thompson and Al-Zoubi（２００６）

等の実証研究に従って，Enders and Granger（１９９８）とEnders and Siklos（２００１）

により提案されたTAR（Threshold Autoregressive）モデルとM-TAR（Momentum Threshold Autoregressive）モデルを適用する。

本稿の構成は，以下の通りである。まず第!節では，本稿での実証分析を進めるに当たり，政府収入と政府支出の因果関係をめぐる仮説について簡単に整理する。次に第"節において，収入と支出の因果関係に関して使用するデータや実証分析の方法を解説する。そして第#節では，財政調整において対称性を仮定した場合と非対称性を考慮に入れた場合での実証分析の結果をそれぞれ提示する。最後に，第$節で結論を述べる。

!．収入と支出の因果関係

政府収入と政府支出の因果関係については，４つの仮説を挙げることができる。そこで，諸外国における収入と支出の因果関係に関するこれまでの実証研究は，各国政府の財政運営が次の４つの仮説のいずれに相当するかを分析している。

その第１の仮説は，収入から支出への一方向の因果関係があるという仮説である。この仮説は，政府収入の変化が政府支出の変化をもたらすというものである。例えば，Friedman（１９７８）によれば，増税は政府支出を増大させるのみで，結果として財政赤字の削減をもたらさないことが議論されている。すなわ

ち，このFriedman（１９７８）の見解は，政府収入の変化が政府支出に正の効果

をもたらすことを示している。また，これとは逆に，Buchanan and Wagner

（１９７７，１９７８）では，租税負担の減少は納税者によって知覚される公共サービスの費用を低下させ，政府支出の増大をまねく傾向にあることが議論されている。このような見解は，政府収入の変化が政府支出に負の効果を及ぼすことを示している。したがって，上記の２つの見解はいずれも，収入から支出への因果関係を意味しているといえよう。ここで，トルコ政府を分析対象とする

−74− 香川大学経済論叢２３４

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Darrat（１９９８）やPayne, Mohammadi and Cak（２００８）等の実証研究は，そのような仮説を支持する分析結果を導いている。

さらに第２の仮説は，逆に支出から収入への一方向の因果関係が存在するという仮説である。この仮説は，政府が予め設定した支出水準に収入の水準を調整することを意味している。その例として，Peacock and Wiseman（１９６１，１９７９）

によって提案された転位効果は，この仮説に基づいているといえる。Peacock and Wiseman（１９６１，１９７９）によれば，政府支出は戦争のような社会的混乱期を契機として新しい水準に増加し，それに伴い租税負担の水準も永続的に増加すると考えられている。したがって，政府支出の増加は，租税負担の増加をもたらすとされている。また，Barro（１９７４，１９７８）は，リカードの等価命題

（Ricardian equivalence）の議論において，公債発行によって資金調達された政府支出の増加が将来における増税として納税者に認識されるとしている。このように，支出から収入への因果関係が存在するという仮説を支持する分析結果は，例えば，ギリシャ政府を分析対象とするHondroyiannis and Papapetrou

（１９９６）とVamvoukas（１９９７），さらにアメリカ合衆国に関するIslam（２００１）等の実証研究において導出されている。

そして，第３の仮説は，収入と支出で双方向の因果関係が存在するという仮説である。この仮説によれば，政府は収入と支出の水準を同時に決定しているといえる。Musgrave（１９６６）やMeltzere and Richard（１９８１）は，そのような見解に基づく理論を提示している。この仮説は，投票者が政府サービスの限界便益と限界費用を比較することにより，政府支出と租税の最適水準を決定するような場合に成立するであろう。このように，双方向の因果関係があるという仮説は，アメリカ合衆国の政府を分析対象とするMiller and Russek（１９９０）と Jones and Joulfaian（１９９１）の実証研究，中国に関するLi（２００１）の実証研究等において支持されている。最後に，第４の仮説は，収入と支出との間に因果関係がないという仮説である。この仮説は，政府による支出と課税の機能が制度的に分離されている状況を想定している。そのため，とりわけ政府支出が政府収入よりも急速に増加する場合，財政赤字が深刻となり，財政の持続可能性

２３５一般政府の収入と支出の関係 −75−

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の問題が発生することになる。アメリカ合衆国におけるHoover and Sheffrin

（１９９２）やBaghestani and McNown（１９９４）等の実証研究は，そのような仮説の証拠を提示している。

ところで，政府収入と政府支出の因果関係に関する諸外国での実証研究では，同じ国の政府においても必ずしも一致した分析結果が得られているわけではない。Payne（２００３）は，その要因として，分析方法，モデルの定式化や分析期間等の違いを挙げている。本稿の実証分析では，わが国の一般政府を分析対象として，既述のように，財政調整の対称性を仮定した従来の共和分検定と誤差修正モデルによる実証分析と，非対称性を考慮した共和分検定（TARモ

デルとM-TARモデル）と誤差修正モデルによる実証分析を行うことにより，

収入と支出の因果関係に関するこれらの分析結果を比較し検討する^#。

!．データと実証分析の方法

１．デ ータ

本稿の実証分析では，一般政府を分析対象として政府収入と政府支出の因果関係の検定を行う。そのため，政府収入（"#^$）と政府支出（"!^$）の各データ（名目値）は，平井（２００９）と同様に，『国民経済計算年報』（内閣府経済社会総合研究所）より求められる。また，上記のすべてのデータは実質値で表示されるため，各変数の実質化にはGDPデフレーターを使用する。このGDPデフレーターも『国民経済計算年報』より得られる。

ここで，これらすべてのデータについて，最近時点までのデータは１９９３年改訂の国民経済計算体系（９３SNA）より求められる。ところが，この９３SNA のデータは"及して１９８０年度までしか公表されていない。一方，国民経済計

（４）例えば，英国の政府を分析対象とする収入と支出の因果関係に関する既存研究では，

収入と支出で双方向の因果関係，または収入から支出への因果関係という分析結果がこれまで支持されてきた。しかし，これに対して，Saunoris and Payne（２０１０）は，財政の不均衡に対する非対称な調整過程を考慮したM-TARモデルによる分析では，既存研究の結果とは異なり，支出から収入への因果関係が支持されるという分析結果を導いている。

−76− 香川大学経済論叢２３６

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算における６８SNAでは，１９５５年度よりすべてのデータを入手することが可能であるが，データの終期は１９９８年度となっている。そのため，政府の収入

（"$^%）と支出（"!^%）の各データについて，１９５５年度から１９９８年度までの期間については６８SNAのデータを使用し，１９９９年度以降は９３SNAのデータを用いることにする。９３SNAでは６８SNAの内容が変更されているため，データの一貫性に問題が生じるものの，長期にわたるデータを確保するために，６８ SNAのデータと９３SNAのデータをそのまま接続することにした。ただし，政府収入（"$^%）と政府支出（"!^%）の各変数を実質化するためのGDPデフレーターについては，６８SNAより１９９０暦年基準のデータに基づき，６８SNAにおける１９９８年度のデータを９３SNAの当該データの伸び率により延長して推計することとした。

これにより，本稿で使用するデータは，１９５５年度から２００７年度までの年度データである。６８SNAと９３SNAにおける収入と支出の各項目の分類に基づき，政府収入（"$^%）には一般政府の経常受取額を，そして政府支出（"!^%）には一般政府の経常支払額と純資本支出の合計額を用いることにする

!

。図１には，そのような政府収入（"$^%）と政府支出（"!^%）の各データの対GDP比率の動向がそれぞれ描かれている。図１より，とりわけ１９９０年代のバブル崩壊以降，わが国の一般政府では支出が収入を上回る状態が続いている。本稿の以下での実証分析では，これら"$^%と"!^%の２変数をそれぞれ上述のように実質値で表示して，さらに自然対数をとった政府収入と政府支出のデータを使用することとし，各変数を#"$^%と#"!^%で表示する。

（５）政府収入と政府支出の各データの詳細については，平井（２００９）を参照されたい。なお，この政府収入と政府支出の差額は，６８SNA（または，９３SNA）における一般政府の貯蓄投資差額（または，純貸出／純借入）の値に等しい。

２３７一般政府の収入と支出の関係 −77−

(8)

％ 45 40 35 30 25 20 15 10 5 0

1955 1960 1965 1970 1975 1980 1985 1990 1995 2000 2005 年度政府収入の対GDP比率政府支出の対GDP比率

２．対称的誤差修正モデルによる分析

実証分析ではまず，政府収入（#"$^%）と政府支出（#"!^%）の各変数について単位根検定を行う。本稿ではそのために，Dickey and Fuller（１９７９，１９８１）によるADF（Augmented Dickey-Fuller）検定とPhillips and Perron（１９８８）による Phillips-Perron検定を適用する。

これにより，政府収入（#"$^%）と政府支出（#"!^%）がともに１次の和分過程に従うと判断されれば，次に，これら２変数が長期的な均衡関係にあるかどうかを検定する。ここでは共和分検定として，Engle and Granger（１９８７）の検定方法（Engle-Granger検定）を実行する。Engle and Granger（１９８７）に従って，

はじめに政府収入と政府支出に関する次式の共和分関係式を推定する。

#"$^%"!!"#"!^%!#^%. !

ここで，!式における残差#!^%は財政の不均衡を意味している。そして第２段図１ 一般政府における政府収入と政府支出，１９５５−２００７年度

出所：『国民経済計算年報』（内閣府経済社会総合研究所）より作成。

−78− 香川大学経済論叢２３８

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階として，残差&$⁽に関する次式における(のOLS推定値に基づいて，共和分検定を行う。

$&$⁽#(&$⁽^!^""!

&#"

'#^&$&$⁽^!&")⁽. "

ここで，$は１階の階差演算子，)⁽は誤差項である。また，拡張項の次数' については，Ng and Perron（１９９５）に従って，拡張項の回帰係数#&の推定値に関する(値の有意性に基づき選択する。上記の"式において，帰無仮説は (#!であること，対立仮説は(!!である。これより，もし帰無仮説を棄却できれば，残差&$⁽は単位根をもたないと判断でき，$#%⁽と$#!⁽は共和分関係にあるといえる。

そこで，$#%⁽と$#!⁽が共和分関係にあるとき，次式のような対称的誤差修正モデル（symmetric ECM）を推定することにより，政府収入と政府支出の２変数間の因果関係の検定が行われる。

$$#%⁽##^!"!

&#"

' #^&$$#%⁽^!&"!

&#"

' $^&$$#!⁽^!&"%&$(!"")^"⁽, #

$$#!⁽##%!"!

&#"

'#%&$$#%⁽^!&"!

&#"

' $%_&$$#!⁽^!&"'&$(!"")^#⁽. $

ここで，)"(と)#(は誤差項である。また，&$⁽^!^"は誤差修正項であり，共和分回帰式!からの残差の１期前のラグ付き変数である。調整係数%と'については，それぞれ負と正の値になることが期待される^%。この#式と$式における% と'の係数の値が(検定においてそれぞれ有意であるかどうかにより，政府収入と政府支出の長期での因果関係を分析する。さらに２変数間での短期の因果関係については，#式より，$$#!⁽が$$#%⁽のGranger因果ではないとする帰無仮説は，$$#!⁽^!^&の回帰係数$^&が"検定で有意であれば棄却される。

同様に，$$#%⁽が$$#!⁽のGranger因果ではないとする帰無仮説は，$式よ

（６） #式と$式において，もし&$(!""!であれば，それは(!"期において財政余剰を意味する。このとき，長期の均衡に向かうためには，&$(!"に対して$$#%(は負の方向に反応する必要がある。そのため，%!!となる。これとは反対に，$$#!(は財政余剰に対しては正の方向に反応する必要があり，したがって'"!となる。

２３９一般政府の収入と支出の関係 −79−

(10)

り，%$"%⁾^!'の回帰係数"%'が!検定で有意であれば棄却される。

３．非対称的誤差修正モデルによる分析

政府収入と政府支出の因果関係の実証分析の多くは，上記のような方法でこれまで進められてきた。しかし，Ewing, Payne, Thompson and Al-Zoubi（２００６）

において指摘されているように，"式に基づく共和分検定では，対称的な調整過程の枠組みの下で検定が行われていることに注意すべきである。その対立仮説は，財政の不均衡の周りで対称的な調整過程を暗黙に仮定している。さらに，#式と$式の標準的な誤差修正モデルも，財政の不均衡による収入や支出の調整過程が対称的であることを暗黙に仮定している。もし調整過程が非対称的であるとすれば，対称性の仮定はモデルの定式化に誤りがあることを意味している。そのため，財政の調整過程における非対称性を考慮したより一般的なモデルで分析を進める必要がある。

そこで，財政の不均衡における非対称的な調整を考慮した誤差修正モデルの可能性を探るために，次に，Enders and Granger（１９９８）とEnders and Siklos

（２００１）によって提案されたTARモデルとM-TARモデルを適用する。いま，

共和分回帰式!における残差を用いて，"式の代わりに，TARモデルは次の

%式と&式で推定される。

%#$⁾##⁾$^"#$⁾^!""&"!#⁾'$^##$⁾^!""%

'#"

( "'%#$)!'"*⁾. %

ここで，*⁾は誤差項であり，#⁾は次の関数で与えられる。

#⁾#"'&#$)!"$%

!'&#$)!"!%

!$

#

$" &

このTARモデルについては，&式より，#⁾は１期前の財政の不均衡（#$)!"）に依存する。これより，%式と&式は，財政の不均衡が閾値%からの正または負の乖離によってどのように反応するかを，それぞれ$"#$)!"と$##$)!"で捉えることができる。したがって，TARモデルは，財政の不均衡が黒字であるか赤

−80− 香川大学経済論叢２４０

(11)

字であるかにより，収入と支出の決定への効果が異なるかどうかを検討する。

一方，M-TARモデルは，関数$^*について上の$式を次の%式に代えて，# 式と%式で推定される。

$^*""('$#$*!"#%

!('$#$^*^!"!%

!$

#

$" %

上記の#式と%式に基づくM-TARモデルでは，その調整は，１期前の財政の不均衡における変化（$#$*!"）に依存するとしている。そのため，M-TARモデルにより，財政の不均衡における変化について正の局面（すなわち，財政の改善）の場合と負の局面（すなわち，財政の悪化）の場合では，収入と支出の決定に対して異なる効果がもたらされるかどうかを検討できる。

ここで，$式または%式における閾値%は，Ewing, Payne, Thompson and Al- Zoubi（２００６）等の一連の実証研究と同様に，Chan（１９９３）の方法を用いて決定される。すなわち，閾値%は，TARモデルについては%#$^*&，そしてM-TAR モデルについては%$#$^*&を小さい方から大きい方へ並べ替え，その中から大小１５％を取り除き，残りの７０％で#式の残差平方和を最小化するものとして選択される。

これら２つのモデル（TARモデルとM-TARモデル）における検定の手続きとして，まず，共和分検定は，"統計量に基づき$^""$^#"!の帰無仮説を検定することにより行われる。さらに，もしこの帰無仮説が棄却されると，標準的な"検定を使用して，対称的な調整過程，すなわち$^""$^#の帰無仮説の検定を実行できる。ここで，もし$""$#であれば，上述のEngle-Granger検定は，

#式に基づく検定においてその特別なケースとなることがわかる。なお，ここでも#式における拡張項の次数)については，Ng and Perron（１９９５）に従って，拡張項の回帰係数"⁽の推定値に関する*値の有意性に基づき選択する。

最後に，政府収入（%#&^*）と政府支出（%#!^*）の２変数が共和分関係にあり，かつ財政の不均衡に対して非対称的調整過程が存在することが判明すると，!式と"式に代わり，次式のような非対称的誤差修正モデル（asymmetric

２４１一般政府の収入と支出の関係 −81−

(12)

ECM）を推定することにより，収入と支出の因果関係を検定する。

$%#&)#!!"!

'#"

(!'$%#&)!'"!

'#"

("'$%#!)!'"$)$"#$)!""%"!$)&$##$)!""*"), (

$%#!⁾#!%!"!

'#"

(!%'$%#&)!'"!

'#"

( "%_'$%#!)!'"$⁾$%"#$)!""%"!$⁾&$%##$)!""*#).)

ここで，*^"⁾と*^#⁾は誤差項，#$)!"は共和分回帰式"における残差の１期前のラグ付き変数であり，$⁾は&式または'式で与えられる。これより，(式の$^"

と$^#はそれぞれ誤差修正項，$⁾#$)!"と%"!$⁾&#$)!"に関する係数で，政府収入の反応を表している。同様に，)式の$%"と$%#はそれぞれ誤差修正項，$⁾#$⁾^!"

と%"!$⁾&#$⁾^!"に関する係数で，政府支出の反応を表している。なお，２変数間の短期の因果関係については，$式及び%式と同じように，"検定に基づ

きGrangerの因果性テストが行われる。

!．実証分析の結果

１．対称的誤差修正モデルの推定

実証分析ではまず，政府収入（%#&⁾）と政府支出（%#!⁾）の各変数について単位根検定を行う。表１には，ADF検定とPhillips-Perron検定による単位根検定の結果が示されている。表１より，%#&⁾と%#!⁾の各系列は単位根をもち，その１階の階差変数，$%#&⁾と$%#!⁾はそれぞれ定常であることがわかる。したがって，%#&⁾と%#!⁾はいずれも$%"&変数であると判断できる。

そこで次に，"式と#式に基づき，%#&⁾と%#!⁾の２変数間で共和分関係が存在するかどうかについて，Engle-Granger検定を行う。その検定結果も表１に表されている。ここで，共和分関係が存在しないという帰無仮説は，１０％

の有意水準でかろうじて棄却される^'。そのため，政府の収入と支出の２変数は共和分関係にあると判断して，２変数間の因果関係の分析を進めることにする。

（７） Engle-Granger検定では，TSP５．０を使用している。

−82− 香川大学経済論叢２４２

(13)

表２には，"式と#式による誤差修正モデルの推定結果が示されている。ここで，ラグ数&については，AIC（Akaike Information Criterion）の基準を用いて選択している。調整係数"と$の推定値は，それぞれ期待通りの負と正の値を表示している。まず，"式より，誤差修正項に関する'値で判断すると，

調整係数"の推定値は１０％の有意水準で統計的に有意であることから，誤差

修正項を通して政府支出の変化が政府収入に影響を及ぼすという結果が示されている。一方，#式からは，調整係数$の推定値は，１０％の有意水準でも統計的に有意ではない。そのため，誤差修正項を通して政府収入から政府支出への有意な効果は存在しないことがわかる。したがって，これらの結果から，長期的には政府支出から政府収入への因果関係が存在するという仮説が支持されることになる

$

。

ここで，さらに短期の因果関係についても検定を行うと，"式における"

統計量の値より，#$#!^'が#$#%^'のGranger因果ではないとする帰無仮説は

（８）わが国について，政府支出から政府収入への因果関係が存在するという仮説を支持する実証分析の結果は，日本に関するOwoye（１９９５）の因果関係の分析結果とは逆であるが，国の一般会計を分析対象とする平井・野村（２００１）とは同じ結果である。

変数 ADF検定ラグ数& Phillips-Perron検定

$#%' −０．７８８３２２ −０．４９９３１

#$#%^' −４．９４８５６*** １ −４．５９１２２***

$#!' −０．７２４４７３ −０．５７０９２

#$#!' −３．３６０６２* ２ −９．３６２５６***

共和分関係式

$#%'"!!#"$!!!%"!$#!'!#&' −３．０６２８０* ４表１ ADF 検定と Phillips-Perron 検定

注：各変数における#は，１階の階差演算子である。ADF検定とPhillips-Perron検定は，ともに定数項とトレンド項を含むモデルによる検定である。ラグ数&は，ADF検定における拡張項の次数を表している。この次数は，最大次数を４とし，Ng and Perron（１９９５）に従って，拡張項の回帰係数の推定値に関する'統計量の値の有意性に基づき選択されている。また，Phillips-Perron検定におけるラグ数は１としている。さらに，Engle-Grangerの共和分検定については，!式に基づき共和分回帰式の残差に関してADF検定を行っている。

***は１％水準で有意，*は１０％水準で有意であることを示す。

２４３一般政府の収入と支出の関係 −83−

(14)

１０％の有意水準で棄却されることがわかる。また，#式における"統計量の値からは，!$#&⁽が!$#!⁽のGranger因果ではないとする帰無仮説は１０％の有意水準で棄却されるという結果が得られている。そのため，短期においては，政府収入と政府支出の間で双方向の因果関係が存在するといえよう。

２．非対称的誤差修正モデルの推定

第!節でも述べたように，上記の因果関係に関する実証分析の問題は，誤差修正モデルにおいて，財政の不均衡による政府収入と政府支出についての対称的な調整を仮定していることである。もし調整が非対称的であるとすれば，上記の分析方法は政府の収入と支出の決定に関する誤った情報をもたらすかもしれない。

パラメータ !$#&( パラメータ !$#!(

!! ０．００５８５９（０．５８４０２） !%! ０．００４５５７（０．４１４２２）

!" ０．７７１６３２（５．０３６５４）*** !%" ０．１０９０５０（０．６４９１１）

!# −０．２４０１９９（−１．３５９８６） !%# ０．４０９０７３（２．１１２０２）**

!$ ０．１９６７６０（１．１７４６０） !%$ −０．１７７７０４（−０．９６７４４）

"" −０．０５８４９７（−０．４３６９１） "%_" −０．２６７７８７（−１．８２３９５）*

"# ０．３００５１６（２．２７２４６）** "%_# ０．４０５４１５（２．７９５７７）***

"$ −０．０８２９３９（−０．６３２１７） "%_$ ０．４１９２０１（２．９１２８７）***

誤差修正項

# −０．１３０５３４（−１．８１２３１）* $ ０．１１０４１０（１．３９７９５）

%統計量０．２９４３５７［０．８６３］ %統計量０．４６４４９０［０．７９３］

短期の因果関係

"統計量２．３５２９５［０．０８６１６］* "統計量２．８０５４０［０．０５１５７］* 表２ 対称的誤差修正モデルの推定

注：誤差修正モデルは，"式と#式に基づいて推定される。各推定値における括弧（）内の数値は，(統計量を示している。#と$はそれぞれ，"式と#式における誤差修正項の係数である。%統計量は，２次までの自己相関が存在しないという帰無仮説についての Ljung-Box統計量である。さらに，短期の因果関係に関する"統計量は，"式では!$#!(

が!$#&(のGranger因果ではないとする帰無仮説，#式では!$#&(が!$#!(のGranger 因果ではないとする帰無仮説についての検定統計量である。なお，括弧［］内の数値は '値である。

***は１％水準で有意，**は５％水準で有意，*は１０％水準で有意であることを示す。

−84− 香川大学経済論叢２４４