藤 井 宏 史

香 川 大 学 経 済 論 叢

第

7 6

4

2 0 0 4

3

33‑54

金融政策運営と公的金融

藤 井 宏 史

I 

公的金融部門の最大の資金調達手段である郵便貯金は，最近でこそ規模が減 少傾向にあるものの，依然として四大銀行グループの預金残高に匹敵する規模 を誇っている。そのため，以前から，その推移がマクロ経済に及ぼす影臀に関 する議論が絶えることはなかった。特に問題とされたのが，

1 9 9 0

郵貯シフトが起きて以後しばらくの間，郵便貯金の伸び率が銀行預金の伸び 率を上回る状態が続いたが，最近それが逆転し，図

1

とも言うべき現象が生じている。長期不況が続く中，今後の景気動向を左右す る要因としてこうした現象が果たす影響を考えることは意味があることだが，

そのマクロ経済効果を考える上で，

1 9 9 0

とであるが，最近の逆郵貯シフトの経済効果を考える際に，こうした基準を直

(1)  最近の郵便貯金の減少傾向は， 1990年代初頭の高金利時代に集めた定額貯金の大鼠満 期資金が国債や銀行預金にシフトしていることによる（『日本経済新聞I.

2 0 0 2

4

2

日付）。

‑‑‑‑ ~

図1 郵便貯金と銀行預金

2 0 . 0  

1 5 . 0

ー 郵 便 貯 金 一◇ー銀行預金

1 0 . 0 ,  

5 . 0 ← ‑ ‑ ‑ -~- ‑ ‑ ‑ ‑‑̲ , ̲  ̲ ̲ ̲ ̲ ̲  ‑ ‑‑ ‑‑ ‑ ‑ ‑‑‑ ‑ ‑‑ ‑ ‑‑ ‑ ‑ ‑ ― ‑ ‑ ‑ ‑ ‑ ‑ ‑ ‑ ‑ ‑ ‑ ‑ ‑ ‑ ‑ ‑ ‑ ‑ ‑ ‑ ‑ ‑ ‑ ‑ ‑ ‑ ‑ ‑ ‑ ‑ ‑ ‑ " 、 ‑ ‑ ‑ ‑ ‑ ‑ ‑ ‑ ‑ ‑ ‑ ‑ ‑ ‑ ‑ ‑ ‑ ‑ ‑ ‑ ‑ ‑ ‑ ‑ ‑ ‑ ‑ ‑ ‑ ‑ ‑ ‑

0 . 0  

1 9 8 9   1 9 9 0   1 9 9 1   1 9 9 2   1 9 9 3   1 9 9 4   1 9 9 5   1 9 9 6   1 9 9 7   1 9 9 8  

‑5.0 

（出所）日本銀行『金融経済統計月報』， 日本銀行

HP ( h t t p  :  / / w w w . b o j . o r . j p )  

接適用して分析することはできない。なぜなら，論争が生じた

1 9 9 0

そこで本稿では，

1 9 9 0

2

3

4

I I  

従来，銀行預金が郵便貯金にシフトした場合の経済効果は，シフトした資金 が市中に還流する程度に依存し，完全に還流すれば中立的（郵貯シフト中立 論），不完全に還流すればデフレ的だが，財政投融資の構造上，財投機関を通

・・‑‑・‑‑‑ ‑‑‑ ‑ .  ー ‑ - ~ -

983  金融政策運営と公的金融

‑35‑

じた市中への還流が部分的かもしくは遅れるので，信用収縮が発生してデフレ

( 2 )  

効果をもつとする考え方（郵貯シフト・デフレ論）が一般的であった。次の図

2a

10%

1 0 0

1 0 0

に復帰し，

M2+CDも 不 変 に な る の で ， そ の 限 り で 効 果 が 中 立 で あ る こ と が

M3+CD

( 3 )  

図2a 郵貯シフトが中立的なケース A) 郵貯シフト発生直後

日本銀行 民間銀行 公 的 金 融

準 備 預 金 ー

1 0 0

1 0 0

1 0 0

+l

+100

+100

B)郵貯シフト資金の国債運用時

日本銀行 民 間 銀 行

準 備 預 金

+100

+100

1 0 0

1 0 0

民 間 銀 行

貸出

+100

+100

公 的 金 融

I 

1 0 0

+100

(2)  郵 貯 シ フ ト 論 争 で ， 当 初 デ フ レ 論 を 展 開 し た の は 早 瀬 (1992) (1993),  奥 村 (1993) ら で あ る が ， こ れ に 対 し て ， 小 野 寺 (1992

a )  

(3)  郵 貯 シ フ ト 時 点 で は ， 民 間 銀 行 の 準 備 不 足 を 埋 め る べ く 日 銀 信 用 が 供 与 さ れ る と 仮 定 さ れ る こ と が 多 い が （ 例 え ば 早 瀬 (1993), 吉川 (1996)), そ う し た 仮 定 は 議 論 の 前 提 となる金融政策運営方式が曖昧になるので，ここでは仮定しない。

図

2b

日本銀行 民間銀行

国 債 ー

1 0 0 I

1 0 0 I 

C,)

民間銀行

貸 出 ー

900‑

9 0 0

公的金融

I 

1 0 0

+100

これに対して，岩田

( 1 9 9 3 ) ,

( 1 9 9 3 ) ,

( 1 9 9 3 ) ,

( 1 9 9 6 ) ,

( 1 9 9 8 )

まず岩田

( 1 9 9 3 )

2b

900

M2+

CD

1 , 0 0 0

これに対して，翁

( 1 9 9 3 ) ,

( 1 9 9 3 )

2b

‑‑

---——-

9 8 5  

‑37‑

以上の議論は，経済主体のバランスシートの変化を使った単純で分かりやす い分析であったが，金融政策運営の相違が結果にもたらす効果をより正確に分 析するには限界がある。そこで，吉川・堀 (1993), 吉川 (1996),小川・北坂 (1998) らは，簡単なマクロ金融モデルを使って，金融政策運営の違いによっ て郵貯シフトの効果がどのように異なるかを検討している。それによると，一 般的に郵貯シフトの中立性命題が成立するのは，教科書的なベースマネー操作 型による金融政策運営の場合で，短期金利操作型による金融政策運営下では中 立性命題が成立せず，マネーサプライは減少するが貸出金利の低下による借入 総額の増加が生じるので，全体としては金融緩和的だとしている。

ただ，これらの分析で使われたモデル分析で仮定されている過剰準備を保有 しない民間銀行や市中へ完全還流する郵貯シフト資金は，次節で見るようにい ずれも現在の金融環境では成立していないので，分析結果には限界がある。

皿 経済諸条件の変化

1990年代初頭から現在までの間に変化してきた経済諸条件の中で，郵貯シ フト論争を再検討するにあたって重要なのは，公的金融システムと金融政策運 営，銀行行動の変化の 3つである。

まず，公的金融システムの変化は， 2001年度から実施に移された財政投融 資改革にともなって生じた変化である。この改革の本質は，公的金融システム の金融仲介機能の効率化を計るために資金の入口機関である郵便貯金・簡保年 金と出口機関である政府系金融機関の独立性を高めることであった。具体的に は，

( 1 )

( 2 )

2

J 

それに加えて，これまで公的金融ヘシフトした資金の還流プロセスで議論の 焦点となっていた資金仲介過程が透明化されてきたことも，変化の大きな要因 であった。具体的には，

2 0 0 3

4

( 4 )  

社の預け金の預託と，

2 0 0 4

( 5 )  

用である。特に， 日本銀行による郵政公社の預け金の受け入れは，従来，政府 預金の一部として処理されていた郵政公社の支払準備金が民間銀行の準備預金 とほぼ同じ扱いを受けることになったという意味で画期的なことである。これ らにより，早瀬などの郵貯シフト・デフレ論者が強調していた，財政投融資の 硬直性による郵貯シフト資金の再還流の遅れや不透明は制度的に解消されるこ

とになった。

次に，政策運営の方法の変化であるが，これは，戦後長い間実施されてきた 短期金利操作型の政策運営（金融調節）方法が日銀当座預金操作型の政策運営 方法に変更されたことである。

2 0 0 1

3

2 0 0 3

4

2

1

1

HP)

(5)  2003年7月に成立した改正「日本郵政公社法」により，従来資金調達のみに限定され ていたコール市場の利用が資金運用を含めて解禁されることとなった。これは，折から のゼロ金利政策で機能不全に陥っているコール市場の活性化を目的としている（『日本 経済新聞」 2003年7月5日付及び8月29日付）。

987  金融政策運営と公的金融

‑39‑

図 3 日銀当座預金とコールレートの推移

（兆円） （％） 

35  0 . 7  

四三！準備預金非対象の当座預金

一 過 剰 準 偏

c:::::J必要準備

30 卜—---

^{‑ ‑} ‑‑‑‑‑‑‑‑‑‑‑‑‑‑‑‑‑‑‑‑ー＿―‑―‑―‑・‑無担保翌日物コールレート —---~--— -~0.6

25 

15• —---•---

゜

― ― →   0 . 5  

--• 0 . 4  

‑ ‑ ;   0 . 3  

--~0.2

・ ・ 0  0.1 

゜

1996  1997  1998  1999 

2000  2001  2002  2003 

（出所）日本銀行『金融経済統計月報」， 日本銀行

HP ( h t t p  :  //www. b o j .  o r .  j p )  

( 6 )  

策運営は準備預金操作型であったことに注意する必要がある。

こうした金融政策運営の変更は，銀行行動にも大きな変化をもたらした。具 体的には，金融政策運営のやり方が鼠的指標操作型に変更されて以降，民間銀 行が過剰準備保有を急激に増加させ，必要準備をはるかに上回る過剰準備を保 有していることである。従来から，民間銀行が過剰準備を保有する必要がない のは，積み最終日に準備不足が生じてもその金額を目標短期金利で融通する短 期金利操作型の政策運営があるからで，もしそのような政策当局の態度が変わ れば，民間銀行が過剰準備を保有すると言われていたが，まさに予測通りに事 態が進行している。日本銀行によれば，量的緩和政策による事実上のゼロ金利 政策でコール資金運用の代替資産化したことと，

1 9 9 7

( 7 )  

不安が依然として尾を引いていることが，過剰準備保有の原因だとしている。

(6)  日銀当座預金には，準備預金制度の非対象金融機関として短資会社や証券会社等も預 けているので，正確には，日銀当座預金＝準備預金＋準備預金制度の非対象金融機関の 預け金。

(7) 

武藤 ( 2 0 0 3 ) p p .   1 5 ‑ 2 2 .  

W  モデル分析

本節では，

1 9 9 0

1)

はじめに，分析の見通しをよくするために，金融政策運営のあり方に関係する

1)

2)

( 8 )  

析することにする。その後で，郵貯シフトの効果を考える上で重要と思われる 金利を内生化し， 3) の要因を考慮に人れた単純なマクロ金融モデルを使っ

て，郵貯シフトの比較効果分析を行う。

( 1 )  

郵貯シフトの効果分析に，公衆（非銀行民間部門）の現金保有は関係しない ので，以下の分析では，公衆の現金保有は無視し，保有する預貯金としては，

銀行預金と郵便貯金を考えて，それぞれ

D

‑ ( 9 )  

議論の単純化のために，郵貯貯金の保有額は所与と仮定する

( S=S)

M2+CD

D

M3+CD

以下ではこれを

M

M=D+S 

預金の供給機関である民間銀行のバランスシートとしては，次のような単純 なものを仮定しよう。

R + L 三 D

ここで，

R

L

なっていると同時に，マクロ金融モデルによる分析結果を推論する際の手がかりを提供 してくれる。

(9)  以下では，バー付変数は外生変数を示す。

989  金融政策運営と公的金融

^{‑ 4 } ‑}

めることにする。銀行の支払準備は，必要準備率を Kとおくと，

R =   kD  0  < k  <l 

L =   (1‑k)D 

一方，公的金融が郵便貯金で集めた資金

5

100l%

lOO(l‑l)%

最後に，準備供給の決定式を与えれば，体系は閉じる。というのも，金融政 策で準備

R

( 2 )

D

( 3 )

L

( 1 )

M

金融政策による準備供給の方法としては，従来のベースマネー操作型の金融 政策運営の延長線上に位置付けられる次の二つを考える。一つは，民間銀行の 準備預金を一定に維持するという伝統的な方法で

2001・2002

まず，準備預金操作型の政策運営方法の場合，準備預金は

R = R   ( 4 a )  

で決定されるから，郵貯シフトが起きた場合の集計量

D, M, L

dD  dL 

‑=‑=‑=‑=0  dS  dS 

dM  ‑=  1 

dS  ( 5 a )  

この場合，郵貯シフトで準備預金が減少してもその分を金融緩和で埋め合わ せるので，銀行預金と貸出は維持され，郵貯シフト分だけ預貯金が増えるので ある。

次に，日銀当座預金操作型の政策運営方法の場合，準備預金は，

R =

で決定されるから，郵貯シフトの集計量

D, M, Lへの効果は次式で求まる。

~

dD 

入

^dL 

^{( 1  ‑k ) 入}

dS  k  dS  k  dS 

k 

この場合は，郵貯シフトで準備預金が減少しても埋め合わされないので，信 用収縮が起きて銀行預金と貸出は減少するのに対して，預貯金合計は，民間銀 行から移転するベースマネーの移転先である公的金融の必要預け金率が移転元 のそれより低ければ

( J <  ^{k )}

(J=k )

( J > 

( J = 

公的金融の必要預け金率を民間銀行の平均実行準備率に等しく設定した状態

( 1 0 )  

で民間銀行が過大な過剰準備を保有している現状では，入

<k

ことになるので，郵貯シフトの預貯金への効果は準備預金操作型の金融政策運 営ほどではないが明らかに拡張的である。

もちろん，準備預金操作型の政策運営の場合の方が，日銀当座預金操作型の 表1 郵貯シフトの比較静学

( 1 )

［ 二 預 金 I

貸 ： 咸 ：

準備預金 不変

銀行預金

(D)

預貯金

(M)

政策運営の場合に比較して拡張的なのは，郵貯シフトによる銀行のベースマネ ーの減少が埋め合わされ，郵貯シフト前に比べてベースマネーが増えるからで ある。

(10)  民間銀行と郵政公社の必要準備率の構成を，脚注(4)より次のように想定している。

民間銀行の必要準備率＝法定準備率＋過剰準備率

郵政公社の必要預け金率＝法定預け金率＝民間銀行の法定準備率

9 9 1  

‑43‑

(2)  マクロ金融モデル

固定係数モデルでは，日本銀行が最近まで採用してきた短期金利操作型の政 策運営方式下での効果分析はできないし，政策運営方式を日銀当座預金操作型 に転換してから生じた銀行の恒常的な過剰準備保有の影響を考察することもで きないので，金利を内生化したマクロ金融モデルによる分析を行うことにする。

表

2

日本銀行 民 間 銀 行 公 的 金 融 公 衆 金 利 現 金 ‑ H  

_R  ; t s  

預 貯 金 ‑ D  

‑ s   M  ^r

短 期 資 産 A  ‑ F  

i 

銀 行 貸 出

L  ^p 

^r 

その前提として，固定係数モデルがベースにしている経済を少し拡張した表

2

4

現金（日銀当座預金），預貯金，短期資産，貸出（証券を含む）の

4

( 1 1 )  

する経済である。そして，預金金利

To

i

r

各経済主体のバランスシートと行動については，以下のような内容を仮定す る。まず，日本銀行は，短期資産の購入でベースマネーである日銀当座預金を 提供すると仮定すると，バランスシートは以下のようになる。

A = H  

次に民間銀行は，所与の預金金利のもとで受け入れた預金と短期資金の調達 した資金を貸出と準備預金に回すと仮定しているので，バランスシートは以下 のようになる。

R + L ^三 F+D

(11)  各部門の純金融資産は，単純化のため省略している。

ここで貸出と準備預金は，次式で表せるものとしよう（導出方法については，

補論を参照）。

L=L(r‑i)  L'>O  ( 6 )  

R  =  k  ( i )   D  k 1   < 

ここで準備預金が短期金利の減少関数となっているのは，最近の銀行の過剰 準備保有を前提にしていることに注意されたい。

公的金融部門については，固定係数モデルの場合と同様に，集めた郵便貯金

S

1 0 0 , 1 , %

P

P=(l‑,1,)S 

ただし，以下では最近の民間銀行の過剰準備保有を考慮に入れて，郵政公社 の必要預け金率は民間銀行の必要準備率を下回っている

( , 1 ,<k)

最後に，公衆は，民間銀行や公的金融から借り入れた資金を預貯金にまわすと し(M

^三 B)'

B

M

M = B  ( r )   B'< 0  ( 8 )  

D

D=B(r)‑S  ( 9 )  

以上の経済主体のバランスシートと行動関数を前提に，資産市場の需給均衡 条件を示せば，以下のような基本モデルが得られる。

現金需給:

A =   H=kD  +JS=k(i) ( B  (r)‑S) +JS 

A=  L  ( r ‑ i )  ‑(1‑k ( i ) )  ( B  ( r )  ‑S) 

貸出市場：

L(r‑i)+(l‑J)S=B(r)  L'>O, s'<O 

( 1 0 )  

( r , i ,  

短期金利を操作目標にした短期金利操作型の政策運営の場合には，短期金利

‑ ‑―‑

993  金融政策運営と公的金融

‑45‑

i

H

H

3

フトの効果分析をする。

①  日銀当座預金を操作目標にした場合

(H=H)

始めに，以下の分析の基本となる日銀当座預金操作型の政策運営の場合の体 系を示せば，以下の方程式で表される。

\H~k(i)(B(r)-S)+AS ( 1 0 a )   L(r‑i)+(l‑J)S=B(r)  ( 1 2 )  

k'(L'‑B') D ‑kB'L'>  0

d r  

J )  k'D ‑(k‑A )  L '  

屈

H= △

0 ( 1 3 )  

d i   ‑k(L'

s')+J(L'‑s')

dS  H  = ~ ~0 ^{( 1 4 )}   dD  ,  d r   k 1  D ( L ' ‑ , 1 , B ' )  +JL'B' 

冠

H=B dS —l = ~ < 0  ( 1 5 )  

生 =

L ' [ 竺‑巫 I ^{=  L'(1‑ ; t )  k 1  D + ( 1  ‑k )  AB'<  O} 

dS  H  dS  dS △  ( 1 6 )  

( ; t   < 

ただ，短期金利への効果は不確定だが，この符号の確定条件が以下の分析で 重要な意味を持つ。そこで

( 1 4 )

て短期金利への効果を調べると，次のようになる。

d i   0~

^＿ 

dS  H 

（＃） 

d i  

dS  H 

ただし，符号確定値入＊は，

O<

=  kL'/(L'‑(1‑k)B') <k

1

=k

しかし， 同時に貸出需給の軟化によって貸出金利が低下するので，郵貯シフト による銀行預金の減少が一部相殺されて，開放されるベースマネーは

( k + k B ' ・ ( d r /  d S )

② 

( R=R) 

次に，準備預金操作型の政策運噛の場合の体系は，以下の方程式で表される。

(R=k(i)(B(,)‑S)  ( l O b )  

L(r‑i)+(l‑;t)S=B(r)  ( 1 2 )  

=  ‑ k'(L'‑B') D ‑kB'L'>  0

d ‑ =  r  

, 1 , )   k'D ‑kL'= d ‑ r   ̲ lL'< O 

dS R △  dS H △ 

d i   k  ( L I  ‑AB  I )   d i   ‑

( L I  ‑B  I )  

囚

R= △ = dS H △  < O  

( 1 7 )  

( 1 8 )   dD  ,  d r   k'D ( L ' ‑ , 1 , B ' )   dD  AL1 B1 

嘉

R=B

l= △

^{Q  ( 1 9 )}   lB' 

~

~o

= ‑ dL  dS  IH 

= L ' [ 些 己 =L'(1‑l)k'D+klB' dS  dS 

△ 

dL  dS  R 

( 2 0 )  

‑‑‑‑..  ‑‑・←

———--—--- ‑‑ ‑ ‑ ‑ ‑ ‑ ‑ ‑ ‑ ‑ ‑ ‑ ‑ ・ ‑ ‑‑―・‑‑・‑‑‑‑‑‑‑‑

9 9 5  

‑47‑

固 定 係 数 モ デ ル 分 析 で 明 ら か に し た よ う に ， 準 備 預 金 操 作 型 の 政 策 運 営 で は，郵貯シフトで減少する準備預金を回復すべくベースマネーが新たに供給さ れるので， (17)(18)式からも分かるように，日銀当座預金操作型の場合より，

いずれの金利も低下して金融緩和的効果が強くなるとともに，民間資金の締め 出し効果も緩和される。

③ 

( i = I )

最後に，短期金利操作型の政策運営の場合，体系は以下の方程式で表される。

[  H~k(i) ( B   (r)‑S)  H S  

L  (r‑z)  + 

S  =  B  ( r )  

この場合，短期金利が不変なので郵貯シフトの効果は，

式で示せる。

d r   1‑A 

源

i = B'‑L'<O 

dH  ‑k  ( L '

ABI)+  A  (L'‑BI)  d S ・ B 1  

‑L'  ~o

l 

dD  ,  d r  

‑ = B  ‑ ‑1=  L ' ‑ , 1 , , B '  

< O   dS ;  dS  B1 ‑L' 

dL  ,  d r  

‑‑=‑=L 

0 dS ;  dS 

( l O c )  

( 2 1 )  

(22) 

( 2 3 )  

( 2 4 )  

短期金利が固定化された状態で郵貯シフトが起きると，銀行貸出一定のもと で公的貸出が増えるので，貸出金利が低下し，それによって銀行貸出は減少す る一方で借入資金が増えるので預貯金総額は増大し，この場合もまた全体とし ては金融緩和的効果を有する。なお，短期金利を固定化すべく調整される日銀 当座預金への効果は，郵貯シフトが短期金利に与える効果に依存する。すなわ ち（＃）より，公的金融の必要預け金率が比較的小さい場合 (0く入＜ぇ＊），郵貯 シフトによって短期金利が低下するのでそれを押さえるために日銀当座預金は 削 減 さ れ る が ， 逆 に 公 的 金 融 の 必 要 預 け 金 率 が 比 較 的 大 き い 場 合

( J *  : : ; :  

k ) ,  

以上の

3

( 1 2 )  

になる。

表

3

( 2 )

操作目標 貸出金利

( r )

( L )

(D)

(M)

日銀当座預金 低下 上昇／低下 減少 減少 増加

準備預金 低下 低下 増加／減少 減少 増加

短期金利 低下 不変 減少 減少 増加

この表から分かることは，いずれの政策運営方式であれ，郵貯シフトは民間 銀行の貸出や預金の減少をもたらすものの，貸出金利の低下や預貯金の増加を

もたらすという意味では，金融緩和的効果を有することである。

問題は，金融政策運営の相違で，こうした金融緩和的効果や民間資金のクラ ウド・アウト効果がどのように異なってくるかである。既にこれまでの分析で 明らかになっているのは，準備預金操作型と日銀当座預金操作型の場合，前者 の方が，金融緩和的効果が強く，民間資金のクラウド・アウト効果が弱いとい

うことである。

それでは，短期金利操作型と比較した場合は，どのようになるのだろうか？

図

4

図の

LB線 は 貸 出 市 場 の 需 給 均 衡 線 ( ( 1 2 )

H H

( ( 1 0 a )

RR線 は 準 備 預 金 の 需 給 均 衡 線 ( ( 1 0 b )

比較のため

H H

RR線は同じ位置にあると仮定している。 CC

点 A は ， 異 な る 金 融 政 策 運 営 下 で 共 通 す る 初 期 均 衡 点 を 示 し て い る が ， 郵

( 1 2 )   M

(dM/dS)

B'・dr/dS

‑‑―...  ‑ ‑ ‑ ‑ ‑

997 

図

4

金融政策運営と公的金融

‑49‑

r 

r o  

＼ 

LB' 

HH'  HH" 

゜ i  =  i 0  

. l  

貯シフトが起きると均衡線がシフトする。まず貸出需給線 LBは下方にシフト して LB'に位置する。そして日銀当座預金操作型の政策運営の場合，日銀当 座預金の需給線

HH

( ; t * : : ; :   , 1   < 

HH"

A

A

  , ,

短期金利操作型の政策運営の場合は，短期金利が一定に維持する必要があるの で，日銀当座預金がそれぞれに対応して増減されて当座預金需給線が破線の位 置までシフトし均衡点は

A

RRが変化するが，この場合，日銀当座預金の需給線 HHよりシ

フトの程度が大きくなるので，均衡点は

A

C

その結果，短期金利操作型の政策運営の場合を含めても，準備預金操作型の 政策運営の金融緩和的効果が強いことが分かる。また民間資金のクラウド・ア ウト効果の程度を比較した場合，準備預金操作型の政策運営が最も軽微である

ことも分かる。以上の結果を示したのが表

4

表

4

預け金率

( A )

( r )

( L )

O <

^{d ‑ r <‑=‑ dr  < ‑ = ‑ d r}  

0 ^dL 

dL

dL  dSR  dSH  dS,  dS,  dSH  dSR 

‑ dr  < ‑ ‑ = ‑ ‑ = ‑ d r  

drH 

0

dSR  dS,  dS 

銀行預金

(D)

(M)

ー

dD

dD 

dD

〇＜竺¥<空¥<竺

dS;  dSH  dSR  dSi  dSH  dSR 

‑ = ‑ d D   ~-=-dD <‑=‑ dD  < O   O<‑dM  ~-dM < ‑ dM  dSH  dS,  dSR  dSH  dS;  dSR 

最後に，民間銀行の過剰準備保有の増大が郵貯シフト効果に如何なる影響を 与えるかを調べておこう。民間銀行の過剰準備保有の増大は，必要準備率の上 昇を意味する。短期金利操作型の政策運営の場合は，郵貯シフト効果は必要準 備率 Kから中立的なので，現行の当座預金操作刑の政策運営の場合について調 べると，

( 1 3 )( 1 5 )  ( 1 6 )

』 ［ 虞 I ^{<O, 』 ［ 誓} I ^{>O, 』 ［ 臀} I ^{>O, 』 ［ 詈} I ^>O 

と計算できるので，民間銀行の過剰準備保有の増大が，郵貯シフトのクラウド・

アウト効果を弱め，金融緩和的効果を強めることが分かる。

預金操作型の場合も同じである。

この結果は，準備

＞ 

本稿では，金融政策運営方式として，

当座預金操作型，②準備預金操作型，③短期金利操作型の

3

て，郵貯シフトの経済効果の比較分析を行った。分析で明らかになったのは，

999  金融政策運営と公的金融

‑51‑

以下の

3

(1)  郵貯シフトは，その時期に採られている政策運営方法に関わらず，預金 や貸出の減少をもたらすという意味で民間資金のクラウド・アウト効果 と，貸出金利の低下と預貯金を増大させるという意味で金融緩和的効果の 二つの経済効果を持っており，郵貯シフトがデフレを加速させるという主

( 1 3 )  

張（郵貯シフト・デフレ論）は一面的であること。

( 2 )  

K

( 3 )  

公的金融の必要預け金率入に対して民間銀行の必要準備率 kを相対的に上 昇させることによって，郵貯シフトのクラウド・アウト効果を弱め，金融 緩和的効果を強めること。

最後に，以上の分析結果の含意を示して，本論文の締め括りとしたい。

まず，分析結果

( 1 )

M3+CD

( 3 )

また，分析結果

( 2 )

(13)  金融政策運営が短期金利操作型であれベースマネー操作型であれ，郵貯シフトの効果 が金融緩和的であるという分析結果は吉川 (1996),小 川 ・ 北 坂 (1998) と一致してい

る。

も，異なる金融政策運営下で生じた郵貯シフトの効果を比較することで金融政 策運営の優劣を議論する傾向が一部に見られたが，そうした議論は余り意味が ないように思われる。むしろ，郵貯シフトの効果が中立的になるような制度設 計の方が重要で，その点でも近く予定されている郵政公社のコール市場への参 入は注目すべきことである。

【補論】流動性費用と銀行行動

本論で使用した民間銀行の貸出供給関数と準備預金需要関数は，以下のよう な手順で導出可能である。

まず民間銀行が，所与の預金金利

rd

( 1 ‑ f s ̲ ) D

F)

L

R e x

2

屈 +L===(l‑fs̲)D+F

ただし，

' 5 ̲: 

C

J

貸出費用

C

C=C(L)  c'>O,c">O  ( 1 )  

J

D

R e x

( 1 4 )  

仮定する。

J  =J  ( R e x ,  D) =J  ( R e x / D ,  l)D =f  (Rex/D)D  J>O,  f 1   <O,  f 1 1   >O  ( 2 )  

したがって，民間銀行の最適な資産選択は， (4)(5)式の条件のもとで， (3) 式で示される予想利澗を最大にするよう行われると定式化される。

I1=rL-iF-r心—f(Rex/D)D

‑c  ^{( L )}  

s . t .   L+R=F+D 

(3) 

( 4 )  

(14)  預金単位当りの過剰準備が増加すれば流動性不足に陥る可能性が低くなるので流動性 費用は低下するが，低下する程度は減少してゆくと仮定している

( f ' < O ,j">O) 。

1 0 0 1  

‑53‑

R  =kD +Rex 

条件式 (4)(5)を(3)式に代入すると，結局，予想利潤は次のように表せる。

H ^三 rL‑i[ L  +  Rex̲  (1-~) D] ‑r,D ‑J(Rex/D)D ‑C  ( L )  

D

n

^L

超過準備

R e x

t

F

1

an/  oL

=r‑i‑C1( L )  =O  an;  a 凡 芦 几 ＝ 一 i‑f( R e x / D )  =O 

2

nLL= 

<O,  nLLnRR‑nLRnRL

C 1 1 f 1 1(1/D) >O 

(7)  (8) 

(7)式 は ， 貸 出 の 限 界 収 入

r

( i+CI)

L=L(r‑i) 

ただし，

L'=dL/ d  ( r ‑ i )  =  1 /  

>O

次の (8)式 は ， 過 剰 準 備 保 有 の 限 界 収 人 ( ‑ /

>O)

( i )

Rex=e ( i ) D   _{( 1 0 )}  

ただし，

e

e 1=d(Rex/D)/di=‑1/f'<O

その結果，本文中の準備預金関数は，

( 5 )( 1 0 )

R  =  f s ̲ D  +Rex= ( ' 5 ̲  +  e  ( i ) )  D =  k  ( i )  D 

ただし， Kは必要準備率を示し，

k>k,  k 1  =e'<O

最後に，予算制約式 (4)から，コールマネー関数は次のようにして導出でき る。

F  =Rex+  L  ‑( 1  ‑ ' 5 ̲ )   D  =  L  ( r  ‑i )   ( 1  ‑k  ‑e  ( i ) )  D  =  F  ( r ,  i  ; ' 5 ̲ ,  D)  ( 1 1 )  

ただし，

Fr= aF  I  ar=L'>O 

F;= aF  /  ai=e'D‑L'<O  A =   aF  I  a!=D >O 

和 =

aF  I  av =  ‑( 1  ‑!‑e )  <  0 

と表せるが，いずれの符号条件も妥当なものと考えられる。

参 考 文 献

岩田規久男

( 1 9 9 3 )

p p . 2 5 2 ‑ 2 6 0 .  

( 1 9 9 8 )

新聞社，

p p . 8 6 ‑ 9 4 .  

翁邦雄

( 1 9 9 3 )

p p . 1 1 4 ‑ 1 1 7 .  

( 1 9 9 3 )

2

1 6

小野寺敦子

( 1 9 9 2 a )

7

1 8

( 1 9 9 2  b )

8

2 9

( 1 9 9 3 )

No. 5 6 .  

早瀬保行

( 1 9 9 2 )

1

1 5

( 1 9 9 3 )

」『郵政研究所月報」

No. 5 6 .  

吉川洋・堀宣昭

( 1 9 9 3 )

J No.  5 6 .  

( 1 9 9 6 )

p p . 2 0 7 ‑ 2 2 6 .  

日本銀行

( 1 9 9 5 )

7

p p . 5 7  

‑ 7 8 .  

日本銀行

( 1 9 9 6 )

7

( 1 9 9 5

7

p p . 1 1 ‑ 5 1 .  

( 2 0 0 1 )

7 4

3

p p .

1 3 5 ‑ 1 6 7 .  

細野薫・杉原茂・三平剛「流動性効果の検証一日次データによる準備預金需要の計測」『経 済研究』第

5 1

4

武 藤 敏 郎

( 2 0 0 3 )

8

p p . 1 5 ‑ 2 2 .  

F r e i x a s ,  X . ,  a n d  

R o c h e t   ( 1 9 9 7 ) ,   M i c r o e c o n o m i c s  o f  B a n k i n g ,  The MIT P r e s s .