WEIS 世界経済モデルの概要

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WEIS 世界経済モデルの概要

2005年3月

財団法人世界経済情報サービス

本事業は、日本自転車振興会から競輪収益の一部である機械工業振興資金の補助を受けて実施したものです。ここに同会に対し厚くお礼申し上げます。

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はじめに

本調査報告書は、平成 16 年度日本自転車振興会の資金援助を受けて辞しした「世界エネルギー・資源・環境計量モデルの構築」調査の報告書である。

報告書は、「Ⅰ.WEIS 世界経済マクロモデルの概要」として世界マクロ計量経済モデルの概要をまとめ、「Ⅱ.WEIS エネルギー・モデルの構築」として新たにマクロモデルのサブセクターとして開発したエネルギー・モデルの概要を掲げる。後者については資源（一次産品）、自然環境のサブセクターについても掲載する予定であったが紙面の都合から割愛せざるを得なかった。後日を期すこととしたい。

世界経済情報サービスは 1996 年に現行世界経済モデルのプロトタイプ・モデルの開発に着手して以来、これまでさまざまなかたちでモデルの改良、拡張作業を行なってきたが、

本プロジェクトは本年度をもって終了する。これらの成果が後進の方々によって活用されることを期待する。

平成17年3月

財団法人世界経済情報サービス

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WEIS 世界経済モデルの概要目次

はじめに

Ⅰ. WEIS 世界経済マクロモデルの概要 --- 1

1. 世界経済モデルの概要 --- 1

2. 各国マクロモデルの構造 --- 7

3. モデルのリンケージ、国際貿易モデル --- 61

Ⅱ. WEIS エネルギー・モデルの構築 --- 72

1. WEIS エネルギー・モデルの構造と理論モデル --- 72

2. WEIS エネルギー・モデルの推定結果 --- 80

3. その他の国・地域の推定結果 --- 86

付.1 国・地域定義表 --- 155

付.2 マクロ経済・モデル変数表 --- 159

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Ⅰ . WEIS 世界経済モデルの概要

(1) モデル開発の目的

わが国を中心として世界各国・各地域の、また世界全体の経済・貿易の短・中期的な将来についてその傾向を数量的に把握し、あわせて種々の経済政策の変化、外生的なショック等が経済・貿易に与える影響についてその計量的な評価を行なうために、実用的な世界マクロ経済計量モデルを構築、国際貿易でリンケ－ジを図る。またこれを運用するための一貫したシステムを構築する。

すなわち、世界経済、貿易に関する予測、シミュレ－ションが常時、できるだけ容易に行えるようなモデル、システムを設計し、構築することを目的としている。

(2) モデルの概要

理論的背景

主としては標準的なケインジアン型（いわゆる修正マンデル・フレミング型）のマクロ経済理論に依拠する（ただし現行、先進国間、各国の為替レートの将来値は実質実効レ－

ト一定として運用されている）。

また、モデルのメンバ－構成国には経済の発展段階が大きく異なる国が含まれており、

いくつかの後発開発途上国、市場経済移行国についてはその国の特性、デ－タ事情等に応じたモデリングを行なっている。

マクロモデルの構成と規模

マクロモデルの標準型は以下の8ブロックから構成される。

（１）生産・生産要素ブロック

（２）実質支出ブロック

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（３）物価・賃金ブロック

（４）名目支出ブロック

（５）所得分配ブロック

（６）貨幣・金融ブロック

（７）財政ブロック

（８）国際貿易・国際金融ブロック

マクロモデルの規模については、わが国からみた重要度に応じて各国マクロモデルの規模をいくつかの段階にわけて構築している。

すなわち下に述べる a.グループのうち、先進8ヵ国については方程式体系100本前後の中型マクロモデルを構築し、アジアNIEs4ヵ国およびASEAN4ヵ国についてもほぼこれに準ずるものを、また中国についても ASEAN 並みの規模のモデルを構築している。

これによりこれら各国について主要マクロ変数についてはモデル内で内生的に説明できることになる。

一方、下に述べる b.グループについては、（将来において上記a.グループ並みのマクロモデルの開発を行なうことを想定して）現行のものはごく簡単な小型マクロモデルを構築している。

とくに財政部門は各国独自のシステムを採っていることが多いため、ここでは両グル－

プとも財政部門をできるだけ簡略化して扱い、またb.グループについては、分配面を省略化しており、これがa.グループとの規模の差になる。

現行モデルの方程式体系の規模は以下の通りである。

マクロモデル貿易モデル合計構造方程式定義式小計構造方程式定義式小計

a.グループ b.グループ c.グループ

合計

630 461 30 1,121

716 502 60 1,278

1,346 963 90 2,399

331 0 0 331

2,460 2,605 834 5,899

2,791 2,605 834 6,230

4,137 3,568 924 8,629

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対象国・地域と「世界」の構成

開発したマクロモデルの構成、規模に従い、以下の 3グループから世界を構成する

（詳細は巻末の国・地域定義表を参照）。

a. 1ヵ国1地域として独立の完結した中型のマクロモデルをもつ17ヵ国・地域

(a.グループ)

日本

米国、カナダオーストラリア

ドイツ、フランス、イタリア、英国

韓国、台湾（中国）、香港（中国）、シンガポール

タイ、マレーシア、インドネシア、フィリピン

中国（本土）

b. 1ヵ国1地域として独立の簡単な小型マクロモデルをもつ19ヵ国

(b.グループ)

ニュージーランド

オーストリア、ベルギー・ルクセンブルグ、デンマーク、フィンランド、ギリシャ、アイルランド、オランダ、ポルトガル、スペイン、スウェーデン

ブルネイ、パプア・ニューギニア

ベトナム、ラオス、カンボジア、ミャンマーメキシコ、チリ

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c.「その他地域」

上に掲げる以外の国・地域については、地理的、経済的特性に従って 6の「その

他地域」としてまとめ、主として貿易反応型のモデルとして処理することにより

「世界」を構成する。

(c.グループ)

「その他先進国」

「その他の欧州」

「その他のアジア・オセアニア」

「中東」

「アフリカ」

「その他中南米」

国際貿易による各国・地域間リンケージ

国際商品貿易によって各国・地域モデル間のリンケージを図る。リンケージの方式およびその解法についてはa.グループ、b.グループ、c.グループのそれぞれの域内、域外で異なった方式を用いている。

すなわちa.グループ域内については2国間の輸出入関数を直接推定し、域外（対b.グループ、対c.グループ）、およびb.グループ、c.グループそれぞれの域内、域外貿易についてはシェアマトリクスを推定し、両者の結果が整合的になるような独自の方式および解法を採用している(後述)。

タイムスパン

マクロモデルは年次モデルとし、予測については標準5年、シミュレーションについては標準10年のランを想定している。

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データ・ベース

データソースは原則として国際機関作成の国際統計に依拠し、不明のものは各国統計、

その他によってこれを補完する形でデ－タ・ベ－スを作成している。

アウトプット

演算結果の表示は標準型として「世界表」、「国別表」、「貿易マトリクス」の 3種が用意されている。

「世界表」は 1変数の演算結果について、実績、予測期間にわたって各国、各地域の数値を一覧で表示するもので約50種の表が用意されている。

「国別表」は演算結果を1国、1地域毎にまとめて表示するもので、通常、1国について主要なマクロ変数を一覧することができる「主要経済指標」、構成項目別の国内総生産を表示する「国民所得勘定（実質）」、「国民所得勘定（名目）」、「国民所得勘定（デフレータ）」の 4表が用意されている。

また「貿易マトリクス」は国際商品貿易のフローの演算結果を 42×42のマトリクスで表示するもので、実質、名目の2種類のものが用意されている。

以上が標準型として用意されているものであるが、もちろん演算結果は加工変数への変換、あるいは国・地域のあるグループへの集計が可能であり、新たな内容、形式の作表、

また 2次元、3次元表示のグラフを作成することができる。

世界経済計量経済モデル開発・運用のためのシステム開発

世界経済モデル開発・運用のため、コンピュータ上でモデル管理、データ管理を行い、

データ・ベース構築、推計、シミュレーション演算が一貫して実施できる専用のシステムを開発した。

また、このシステムではモデルを全体として運用することはもちろん、一国マクロモデルを他から切り離し、独立して運用することも可能である。

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(3) 小結

以上のように WEIS世界経済モデルは世界経済の短・中期の予測、シミュレーション需要に対応しうる実用的な年次マクロモデルを開発するという観点から、主要国 17 ヵ国、

小国19ヵ国の計量モデルを構築し、これに「その他地域」6を加えた42地域を国際貿易でリンクする構成となっている。

現代の世界経済における各国、各地域の国際的相互依存状況のもとでは、一国に生じた外生的なインパクトが他国に波及していく過程が、結果としてその国自身のマクロ経済状況をいかに変化させるかは重要な問題である。そのことの重要性はここに示した現行のリンケージ・システムによっても如実にあらわれていて、これは現在のような状況ではいわゆる「その他世界」を予め前提とする一国モデルの解法によっては到底解き得ない課題である。

さらに、モデル構築上の技術的な問題としても、一ヵ国モデルを構築する際に得られる最良のパラメータセットは他国とリンクした場合に、必ずしも最良のものを表現しているとは限らない場合があること。その他にもシステム全体の安定性という観点から独自の工夫が必要となること。さらにはモデル体系の解き方として一ヵ国モデルを収斂することを繰り返しながら全体を収斂させ、これをさらに各国モデルにフィードバックさせて繰り返し演算を行なうというわれわれ独自のダブルループの工夫等がどの程度まで汎用性をもつことができるのか等々、技術的にも数々の興味深い知見を得ている。

もちろん以上の世界経済モデル・システムをより洗練されたものにするためには多くの解決されるべき問題が残されていることは言うまでもない。その意味では、日々変化する現実世界への対応をも含めてモデル・システムの開発・改良は常時恒常的に行われなければならない。この意味でモデルには完成はないといえよう。

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2. 各国マクロモデルの構造

WEIS 世界経済モデルは、42 カ国・地域からなる多数カ国マクロ計量モデルである。

各国マクロモデルは原則として標準的なケインジアン型（修正マンデル＝フレミング型）

のマクロ経済理論に依拠しており、以下の8つのブロックから構成される。

（８）国際貿易・国際金融ブロック

各ブロック間の関係の概略は下のフローチャートに示されている。

ただし、モデルの対象地域 42 カ国・地域には、発展段階が大きく異なる国・地域が含まれており、いくつかの後発開発途上国、市場経済移行国等については、その国・地域の特性、データ上の制約等を勘案して、以下 3 つのグループ別にモデルの規模、特定化を行っている。

すなわち、先進 8 カ国（日本、米国、英国、フランス、ドイツ、イタリア、カナダ、

オーストラリア）、アジア NIEs（韓国、台湾、香港、シンガポール）、ASEAN4 カ国

（タイ、マレーシア、インドネシア、フィリピン）、中国の 17 カ国・地域（a.グループ）については方程式体系100本前後の中型マクロモデルを構築した。

次に、a.グループに次ぐ重要度を有する国・地域として 19 カ国（ニュージーランド、

オーストリア、ベルギー・ルクセンブルグ、デンマーク、フィンランド、ギリシャ、アイルランド、オランダ、ポルトガル、スペイン、スウェーデン、ブルネイ、パプアニューギニア、ベトナム、ラオス、カンボジア、ミャンマー、メキシコ、チリ）を b.グループとして、財政部門の簡略化、分配面を省略した小型モデルを構築した。

そして、最後に世界を形成するために、上述 36 カ国・地域以外の国々について「その

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他先進国」、「その他欧州」、「その他アジア・オセアニア」、「中東」、「アフリカ」、

「その他中南米」の6つの地域モデルを構築した。

以下ここでは、主として a.グループを念頭において、WEIS 世界経済モデルを構成する各国マクロモデルの基本的な構造を概観する。

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②実質支出ブロック国内総生産

民間最終消費支出政府最終消費支出民間住宅投資民間非住宅投資輸出等輸入等

③物価・賃金ブロック生産者物価指数

消費者物価指数国内総生産ﾃﾞﾌﾚｰﾀ民間最終消費支出ﾃﾞﾌﾚｰﾀ政府最終消費支出ﾃﾞﾌﾚｰﾀ民間住宅投資ﾃﾞﾌﾚｰﾀ

民間非住宅投資ﾃﾞﾌﾚｰﾀ公的総固定資本形成ﾃﾞﾌﾚｰﾀ民間在庫投資ﾃﾞﾌﾚｰﾀ輸出等ﾃﾞﾌﾚｰﾀ輸入等ﾃﾞﾌﾚｰﾀ賃金率輸出単価指数輸入単価指数

①生産・生産要素ブロック生産(=潜在成長力) 資本ストック固定資本減耗労働生産性労働力人口就業者数失業者数等

⑦財政ブロック財政歳出財政歳入一般政府受取社会保証負担直接税間接税等

④名目支出ブロック国内総生産民間最終消費支出民間住宅投資民間非住宅投資民間在庫投資輸出等輸入等

⑥貨幣・金融ブロック短期金利、長期金利貨幣需要量

⑤所得分配ブロック法人企業部門

法人企業経常余剰法人企業資産・営業収入

法人企業その他経常移転

家計部門雇用者所得

家計資産・営業所得家計可処分所得家計貯蓄家計所得直接税法人企業所得直接税

⑧国際貿易・国際金融ブロック実質商品輸出実質商品輸入名目商品輸出名目商品輸入貿易収支為替レート

国際貿易セクター実質商品輸出実質商品輸入輸出単価指数輸入単価指数

国際貿易セクタ

マクロモデルのブロック間連関

サービス輸出入

政府最終消費支出公的総固定資本形成民間在庫投資公的在庫投資

外生変数

民間・公的在庫投資ﾃﾞﾌﾚｰﾀ人口一般政府財産所得

その他経常移転等

世界貿易量世界輸出価格

公定歩合貨幣供給量

家計所得税率法人企業所得税率家計社会保障負担家計その他経常移転等

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生産・生産要素ブロックでは、まず経済の潜在生産力等の決定について説明する。こここでは標準的なコブ＝ダグラス型の生産関数を採用しており、各国の生産力は、労働と資本と（技術）から説明される。すなわち、

GDPC = f（KP, NLE）

ただし、

GDPC : 潜在生産力

KP : 資本ストック(=KPG、KT) NLE : 就業者数

NL : 労働人口 D80 : ダミー変数

資本ストック（KP）は、実質支出ブロックで決定される民間非住宅投資支出（IP）および資本減耗（DP）から以下の定義式によって決定される。

KP＝KP-1＋IP－DP

ただし、IP は実質民間非住宅投資支出（＝GFCF－IH－IG、GFCF は実質総固定資本形成、IHは実質住宅投資、IGは実質政府投資）、DPは資本減耗である。

就業者数は総労働者数（NL）から失業者数（NU）を控除して決定され、失業者数は実質支出ブロックで決定される実質国内総生産（GDP）および物価・賃金ブロックで決定される賃金率指数（WAGI）からそれぞれ以下の定義式で決定される。

NLE＝NL－NU

NU＝NL＊（UR／100）

具体的に日本、米国、韓国、タイについて潜在成長力を説明する方程式（生産関数）

をみると以下の通りとなる。

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（日本）

ln（GDPC）＝0.550394＋0.426402＊ln（KP）＋0.606122＊ln（NLE）

（0.13）（7.36）（1.30）

最小二乗法推定

推計期間：1976－1994年決定係数：0.99287 標準誤差：0.02

ダービン･ワトソン比：0.458

（米国）

ln（GDPC）＝－2.13565＋0.240286＊ln（GFCF5）＋1.19283＊ln（NLE）

（-4.08）（2.16）（8.28）

（米国の資本ストックについては実質総固定資本形成の５期分の累積額）

推計期間：1980－1993年決定係数：0.98843 標準誤差：0.01

（韓国）

ln（GDPC） =－6.113＋.500216＊ln（KPG）＋1.19508＊ln（NLE）

(-1.59) (3.00) (2.04) －.039829＊（D80）

(-1.36) コクラン・オーカット法推定推計期間：1976－1992年決定係数：0.9932

標準誤差：0.034

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（タイ）

ln（GDPC） = －11.6312＋0. 455343＊ln（KT）＋1. 88161＊ln（NL）

(-9.17) (3.30) (7.63)

（タイの資本ストックについては実質非住宅投資の５期分の累積額）

推計期間：1980－1991年決定係数：0.9763

実質支出ブロック内の主要変数の決定メカニズムと、この変数の他ブロックの変数との関係を説明する。

実質国内総支出（＝生産：GDP）は、それぞれ実質ベースの民間最終消費支出（CP）、

政府最終消費支出（CG）、民間非住宅投資（IP）、民間住宅投資（IH）、政府固定投資

（IG）、民間在庫投資（JP）、政府在庫投資（JG）、輸出等（EGS）および輸入等

（MGS）から構成され、以下のように定義される。

GDP＝CP＋CG＋IP＋IH＋IG＋JP＋JG＋EGS－MGS

次に実質国内総支出（＝生産：GDP）の各支出項目は以下のように決定される。ただし支出項目のうち、政府最終消費支出（CG）、政府固定投資（IG）、政府在庫投資

（JG）については政策変数として外生的に扱う。

実質民間最終消費支出（CP）は、所得分配ブロックで決定される民間可処分所得

（YDH）と物価・賃金ブロックで決定される民間最終消費デフレータ（PCP）とから以下のように決定される。金融要因として金利の影響も考慮している。

CP＝ f（YDH, PCP, CP-1）

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ただし、

CP : 実質民間最終消費支出

INTOR : 公定歩合

INT : マネーマーケット・レート

M2 : 通貨および準通貨

PCP : 民間最終消費デフレータ

YDH : 民間可処分所得

YCOMPE : 雇用者所得

これを具体的に日本、米国、韓国、タイのモデルについてみると、以下のようになる。

（日本）

CP＝132097＋0.496196＊（YDH／PCP）＊100－545.2050＊（INTOR-1）

（1.86）（2.30）（-1.10）

－138250＊（PCP／（PCP＋PCP-1／2））＋0.4866＊（CP-1）（-1.89）（2.34）

推計期間：1976－1994年決定係数：0.99740 標準誤差：2039.43

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（米国）

CP = 304,760.7＋.633033＊（YDH/PCP＊100）

(.32) (4.29)

－421,379.7＊（PCP/((PCP+PCP(-1))/2)）＋0.341028＊（CP-1） (-.51) (2.54)

＋232.0578＊（KGH/PCP*100）

(1.24)

－7,626.92＊（INTPR-(PCP/PCP-1-1)＊100）

(-3.51) 最小二乗法推定

推計期間：1976－1993年決定係数：0. 9979

標準誤差：17565.320 ダービン･ワトソン比：2.12

（韓国）

CP＝3720.69＋0.0187118＊（YDH／PCP＊100）－34.2993＊（INT）

（2.72）（2.79）（-1.23）

＋31.9886＊（M2／PCP）＋0.759678＊（CP-1）（3.95）（9.22）

推計期間：1976－1992年決定係数：0.99906 標準誤差：585.30

(18)

（タイ）

CP＝185003＋249.885＊（YCOMPE／PCP）

(8.39) (18.44)

－1749.80＊（INTOR－（PCP／PCP-1－1）＊100）－2656.74＊（PCP）

(-3.57) (-1.47)

推計期間：1976－1991年決定係数：0.994675 標準誤差：15775.2

実質民間非住宅投資（IP(=INH)）は、所得分配ブロックで決定される企業経常余剰

（YC）から直接税（DTXDC）を控除したものと、物価･賃金ブロックで決定される民間非住宅投資デフレータ（PIP）、景気動向（実質経済成長率）、資本ストック等から以下のように決定される。金融要因として金利の影響も考慮している。

IP（ないしはINH）＝ f（YC－DTXDC, PIP, KP, GDP, INTPR）

ただし、

CG : 実質政府最終消費支出 CP : 実質民間最終消費支出 DTXDC : 法人直接税

EGS : 実質輸出等（財・サービス輸出）

GDP : 実質国内総生産 INTLR : 銀行間貸付金利 INTPR : 長期プライム・レート IH : 実質民間住宅投資

IP : 実質民間非住宅投資(=INH) KP : 資本ストック(=KPG)

PIP : 民間非住宅投資デフレータ(=PINH) WAGI : 賃金率

YC : 企業経常余剰（=YTC）

具体的に日本、米国、韓国、タイのモデルについてみると、以下のようになる。

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（日本）

IP＝9701.68＋0.309978＊（（YTC－DTXDC）／PIP＊100）

（5.22）（11.77）

－901.317＊（INTLR－（PIP／PIP-1－1）＊100）＋0.32751＊（IP-1）（-4.00）（3.23）

－3750.21＊（KP-1）（-0.42）

推計期間：1976－1994年決定係数：0.99430 標準誤差：1339.71

（米国）

IP＝717487.9＋0.859330＊（YC-DTXDC）／PIP＊100－.088303＊KPG-2

(4.30) (4.13) (-1.34)

－3477.71＊（INTPR－dot（PIP））＋0.094045＊GDP-1－3074.58＊PIP

(-0.95) (1.72) (-1.77)

推計期間：1981－1993年決定係数：0.9378

(20)

（韓国）

IP＝－5257.27＋0.274421＊（YCP／PIP＊100）

（-11.65）（7.49）

－80.3539＊（INTPR－dot（PIP））＋41970.1＊（WAGI／PIP）

（-4.75）（53.69）

推計期間：1976－1992年決定係数：0.9961

標準誤差：575.229

（タイ）

INH =93,424.7＋0.303910＊（CP+IH+CG+EGS）

(1.82) (4.39)

－2,707.24＊（INTLR-1 －（PINH-1/PINH-2 －1）＊100）

(-2.54)

＋0.588211＊ INH-1 －3,845.65＊ PINH (3.88) (-2.96)

推計期間：1978－1991年決定係数：0.9742

実質民間住宅投資（IH）は実質金利（INTOR－dot(PIH)）、物価･賃金ブロックで決定される民間住宅投資デフレータ（PIH）等から以下のように決定される。

IH＝ f（INTOR, PIH, IH-1）

ただし、

GDP : 実質国内総生産

IH : 実質民間住宅投資

(21)

INT : マネーマーケット・レート INTOR : 公定歩合

PIH : 民間住宅投資デフレータ

PCP : 民間最終消費支出デフレータ

YCOMPE : 雇用者所得

YDH : 民間可処分所得

これを具体的に日本、米国、韓国、タイのモデルについみてみると、以下のようになる。

（日本）

IH＝5688.14＋13.299＊（M2／PIH＊100）

（2.01）（2.56）

－225.065＊（INTOR－（PIH／PIH-1－1）＊100）

（-1.43）

＋0.530292＊（IH-1）（2.78）

推計期間：1976－1994年決定係数：0.81424 標準誤差：1387.58

(22)

（米国）

IH＝23694.3＋0.0321758＊（GDP）

（0.52）（1.39）

－2548.16＊（INTOR－（PIH／PIH-1－1）＊100）

（-3.94）

－455.731＊（PIH）＋0.41917＊（IH-1）（-0.99）（2.11）

推計期間：1976－1994年決定係数：0.84405 標準誤差：18686.30

（韓国）

IH＝－2070.04＋6.77829＊（YDH／PCP）

（-2.85）（2.85）

－23.852＊（INTOR－（PIH／PIH-1－1）＊100）

（-0.92）

＋0.616879＊（IH-1）（2.50）

推計期間：1976－1991年決定係数：0.92444 標準誤差：796.91

(23)

（タイ）

IH＝－20495.7＋76.5776＊（YCOMPE／PCP）－1548.82＊（PIH）

(-2.51) (13.67) (-5.34)

－522.813＊（INT－（PCP／PCP-1－1）＊100）

推計期間：1976－1991年決定係数：0.990221 標準誤差：4969.12

輸出等（EGS）／輸入等（MGS）については、国際貿易・国際金融（国際収支）ブロックで決定される財の輸出（EGFOB）／輸入（MGFOB）が先決され、これに外生的に決まるサービスの輸出（ESFOB）／輸入（MSFOB）を反映させて、それぞれ以下のように決定される。

EGS＝ f（EGFOB, ESFOB, EXR／PEGS）

MGS＝ f（MGFOB, MSFOB, EXR／PMGS）

ただし、

EG : 実質財輸出

EGS : 実質輸出等（財・サービス輸出）

EGFOB : 財輸出（FOB）

ES : 実質サービス輸出

ESFOB : サービス輸出（FOB）

EXR : 為替レート MG : 実質財輸入

MGS : 実質輸入等（財・サービス輸入）

MGFOB : 財輸入（FOB）

MS : 実質サービス輸入

MSFOB : サービス輸入（FOB）

PEGS : 輸出等デフレータ

PEU : 輸出単価指数

PMGS : 輸入等デフレータ

PMU : 輸入単価指数

(24)

（日本）

EGS＝1720.98＋1072.89＊（EG）

（3.43）（73.92）

推計期間：1977－1994年決定係数：0.99690 標準誤差：564.61

MGS＝－440.702＋1356.19＊（MG）

（－0.75）（54.78）

推計期間：1977－1994年決定係数：0.99436 標準誤差：647.72

（米国）

ln（EGS）＝7.48282＋0.80737＊ln（EGFOB／PEGS＊100）

（98.95）（33.42）

＋0.181954＊ln（ESFOB／PEGS＊100）

（11.98）

推計期間：1976－1994年決定係数：0.99890 標準誤差：0.01

(25)

ln（MGS）＝7.18536＋0.91230＊ln（MGFOB／PMGS＊100）

（97.06）（29.21）

＋0.101349＊ln（MSFOB／PMGS＊100）

（3.78）

推計期間：1976－1994年決定係数：0.99915 標準誤差：0.01

（韓国）

ln（EGS）＝－0.39419 （-2.64）

＋1.03101＊ln（EG／1000＋（ES＊EXR／PEU＊100）／1000）

（71.12）

推計期間：1976－1992年決定係数：0.99685 標準誤差：0.03

MGS＝1414.38 （9.64）

＋1.03101＊（MG／1000＋（MS＊EXR／PMU＊100）／1000）

（247.43）

推計期間：1976－1992年決定係数：0.99974 標準誤差：281.75

(26)

（タイ）

EGS = －22,010.7 ＋1.23503＊EG (-3.28) (61.50)

推計期間：1976－1991年決定係数：0.9960 標準誤差：13788.403 ダービン･ワトソン比：0.64

MGS = －30,010.5 ＋1.12447＊MG (-4.23) (66.13)

推計期間：1976－1991年決定係数：0.9966

このブロックは、生産・生産要素ブロックで決定された就業者数、雇用者数、完全失業者数（失業率）に基づき、賃金率（WAGI）を決定するほか、産出価格（デフレータ）、

民間最終消費デフレータ、民間投資デフレータ等の価格変数が決定される。

物価・賃金ブロックではまた、生産者物価、消費者物価等の物価指数も決定される。

モデルでは、一般物価水準の決定は原則としてケインジアン的なアプローチを採用しているが、一部、統計的に有意である場合には古典派的な貨幣数量説を反映するようなマネーサプライの効果も織り込んだモデルを作成している。

モデル内における価格形成の考え方は、産業連関論的なフレームワークにおけるフルコスト原理にしたがい、主として原材料コスト（国産原材料コストと輸入原材料コスト）

と賃金コストの要因を考えるが、同時にその他の価格形成に重要な影響を及ぼす稼働率も考慮している。まず、生産者（卸売）物価指数（WPI）は、フルコスト原理にしたがい、

賃金率（WAGI）、輸入価格（PM）によって説明され、加えて潜在的な労働生産性の伸

(27)

びとの関係を織り込む工夫をしている。したがって、以下のように決定される。

WPI(ないしはPX)＝ f（PM, WAGI, GDPC／NLE）

ただし、

GDPC : 潜在成長力

NL : 労働人口 NLE : 就業者数 PEU : 輸入単価指数 PM : 輸入価格 PMU : 輸入単価指数 PX : 生産者物価指数

WAGI : 賃金率

WPI : 国内卸売物価指数

（日本）

ln（WPI）＝1.78209＋0.31370＊ln（PM）＋0.365675＊ln（WAGI）

（6.90）（21.10）（2.88）

－0.156742＊ln（GDPC-1／NLE-1）（-0.96）

推計期間：1976－1994年決定係数：0.97732 標準誤差：0.01

(28)

（米国）

ln（PX）=0.371683＋0.429079*ln（PM）＋0.200400*ln（WAGI）

(6.42) (12.64) (3.77)

＋0.289438*ln（PX-1）

(4.26)

推計期間：1977－1994年決定係数：0.9972

（韓国）

ln（PX） = 0. 688072＋0. 606305＊ln（PM）＋0. 038299＊ln（WAGI）

(4.12) (5.61) (1.19) +.208897＊ln（PX-1）

(1.68) 最小二乗法推定

推計期間：1976－1992年決定係数：0.9863

（タイ）

ln（WPI）＝0.817765＋0.601513＊ln（PMU）＋0.223589＊ln（PEU）

(3.85) (6.79) (1.73)

推計期間：1976－1991年決定係数：0.990545 標準誤差：0.0229432

(29)

次に消費者物価指数（CPI）は、国内卸売物価指数（WPI）ないしは生産者物価指数

（PX）、賃金率（WAGI）に加えて潜在的な労働生産性の伸びとの関係を織り込む工夫をしている。したがって、以下のように決定される。

CPI＝ f（WPI, WAGI, GDPC／NLE）

ただし、

CPI : 消費者物価指数

NLE : 就業者数 PMU : 輸入単価指数 PX : 生産者物価指数

WAGI : 賃金率

（日本）

ln（CPI）＝0.365176＋0.155407＊ln（WPI）＋0.874277＊ln（WAGI）

（3.81）（7.53）（16.01）

－0.262227＊ln（GDPC／NLE）

（-3.72）

推計期間：1976－1994年決定係数：0.99838 標準誤差：0.01

（米国）

ln（CPI）=－0.183363＋0.297923＊ln（PX）＋0.748280＊ln（CPI-1） (-1.13) (3.70) (15.07)

推計期間：1977－1994年決定係数：0.9963

(30)

（韓国）

ln（CPI）＝0.517525＋0.512313＊ln（PX）＋0.242148＊ln（WAGI）

（7.61）（12.49）（12.18）

＋0.136295＊ln（CPI-1）（2.52）

推計期間：1976－1992年決定係数：0.99892 標準誤差：0.013

（タイ）

ln（CPI）= 1.31420 ＋.433296＊ln（PMU）＋.294831＊ln（WAGI-1）

(9.48) (6.16) (6.71) 最小二乗法推定

推計期間：1976－1991年決定係数：0.9952

民間最終消費支出デフレータ（PCP）は、物価動向、賃金動向、潜在的な労働生産性の伸びから説明され、以下のように決定される。

PCP＝ f（WPI, WAGI, GDPC／NLE）

ただし、

NLE : 就業者数

PCP : 民間最終消費支出デフレータ

PMU : 輸入単価指数 PX : 生産者物価指数

WAGI : 賃金率

(31)

（日本）

ln（PCP）＝0.599307＋0.138468＊ln（WPI）＋0.829143＊ln（WAGI）

（6.27）（6.72）（15.21）

－0.235036＊ln（GDPC／NLE）

（-3.34）

推計期間：1976－1994年決定係数：0.99825 標準誤差：0.01

（米国）

ln（PCP） =0.053377＋0.187885＊ln（PX）＋0.814772＊ln（PCP-1）

(.55) (3.62) (24.29)

推計期間：1977－1994年決定係数：0.011

標準誤差：0.03

（韓国）

ln（PCP）＝0.491056＋0.664198＊ln（PX）＋0.21772＊ln（WAGI）

（6.16）（10.10）（9.76）

＋0.0566701＊ln（CPI-1）（0.76）

推計期間：1976－1992年決定係数：0.99847 標準誤差：0.02

(32)

（タイ）

ln（PCP） = 1.34680＋0.422188＊ln（PMU）+.322462＊ln（WAGI-1） (9.79) (6.04) (7.39)

推計期間：1976－1991年決定係数：0.9956

政策変数そして外生化されている政府最終消費支出のデフレータ（PCG）は、前年のデフレータと賃金率から説明され、以下のように決定される。

PCG＝ f（WAGI, PCG-1）

ただし、

PCG : 政府最終消費支出デフレータ

WAGI : 賃金率

これを具体的に日本、米国、韓国、タイのモデルについてみてみると、以下のようになる。

（日本）

ln（PCG）＝0.586442＋0.289373＊ln（WAGI）＋0.58622＊ln（PCG-1）

（3.37）（1.83）（3.05）

推計期間：1976－1994年決定係数：0.99137 標準誤差：0.02

(33)

（米国）

ln（PCG）＝－0.0118018＋0.525842＊ln（WAGI）

（-0.12）（3.89）

＋0.498475＊ln（PCG-1）（4.38）

推計期間：1976－1994年決定係数：0.99794 標準誤差：0.01

（韓国）

（6.20）（2.92）（6.73）

推計期間：1976－1992年決定係数：0.99259 標準誤差：0.05

（タイ）

（3.37）（1.83）（3.05）

推計期間：1976－1991年決定係数：0.98938 標準誤差：0.0300767

住宅投資支出デフレータ（PIH）は、原材料コストを反映する物価動向と建築労働コストを反映する賃金率とから説明され、以下のように決定される。

(34)

PIH＝ f（WPI, WAGI）

ただし、

PIH : 民間住宅投資支出デフレータ

PX : 生産者物価指数 WAGI : 賃金率

（日本）

ln（PIH）＝0.46611＋0.250235＊ln（WPI）＋0.646211＊ln（WAGI）

（1.53）（3.85）（24.15）

推計期間：1976－1994年決定係数：0.97276 標準誤差：0.02

（米国）

ln（PIH）＝0.440484＋0.0538409＊ln（PX）＋0.860825＊ln（PIH-1）（2.17）（0.36）（8.18）

推計期間：1976－1993年決定係数：0.99325 標準誤差：0.02

(35)

（韓国）

ln（PIH）＝0.487501＋0.613198＊ln（PX）＋0.358385＊ln（WAGI）

（1.52）（5.59）（7.17）

推計期間：1976－1992年決定係数：0.98130 標準誤差：0.07

（タイ）

ln（PIH）＝1.19197＋0.395672＊ln（WPI）＋0.379767＊ln（WAGI）

（1.53）（3.85）（24.15）

推計期間：1976－1991年決定係数：0.988824 標準誤差：0.0292392

次に民間非住宅投資支出デフレータ（PIP）は、原材料コストとデフレータのトレンド

（コイックラグ）によって説明され、以下のように決定される。

PIP＝ f（WPI, PIP-1）

ただし、

PIP : 民間非住宅投資支出デフレータ(=PINH)

(36)

（日本）

ln（PIP）＝0.933686＋0.0704274＊ln（WPI）＋0.726836＊ln（PIP-1）（4.19）（1.63）（13.39）

推計期間：1976－1994年決定係数：0.93926 標準誤差：0.01

（米国）

ln（PIP）＝0.696792＋0.223736＊ln（PX）＋0.632323＊ln（PIP-1）（5.05）（1.40）（4.07）

推計期間：1976－1993年決定係数：0.97855 標準誤差：0.03

（韓国）

ln（PIP）＝0.742888＋0.652629＊ln（PX）＋0.237743＊ln（WAGI）

（7.31）（19.04）（14.69）

推計期間：1976－1992年決定係数：0.99729 標準誤差：0.02

(37)

（タイ）

ln（PINH）＝1.0924＋0.308645＊ln（WPI）＋0.480819＊ln（WAGI）

(2.52) (1.77) (5.64) 最小二乗法推定

推計期間：1976－1991年決定係数：0.986775 標準誤差：0.0351206

また、一部の国については、財政投融資を織り込むために政府固定投資という項目が設けられている。このデフレータは原則として民間非住宅投資デフレータと同一の動きをすることを前提としてトレンドを反映させることで説明している。具体的には以下の日本、

米国および韓国のようになっている。

ただし、

PIG : 政府固定投資支出デフレータ

PIP : 民間非住宅投資支出デフレータ(=PINH)

（日本）

ln（PIG）＝－0.792121＋0.487437＊ln（PIP）＋0.684221＊ln（PIG-1）（-1.16）（2.11）（7.31）

推計期間：1976－1994年決定係数：0.97524 標準誤差：0.02

(38)

（米国）

ln（PIG）= 0.243392＋0.45733＊ln（PX）＋0.504991＊ln（PIG-1） (1.58) (2.50) (3.16)

推計期間：1976－1993年決定係数：0. 98613 標準誤差：0.03

（韓国）

ln（PIG）＝0.716224＋0.637261＊ln（PX）＋0.26434＊ln（WAGI）

（5.19）（13.51）（12.31）

推計期間：1976－1992年決定係数：0.99537 標準誤差：0.03

輸出価格、原則として国内物価水準、潜在的な労働生産性の伸び、そして為替レートによって説明されており、以下のような決定式となっている。輸入価格は、世界貿易デフレータ（ドル建て）および為替レート指数から決定される。

PE＝ f（WPIないしはPX, GDPC／NLE, EXR）

PM＝ f（PTW/EXRI, PM-1）

ただし、

EXR : 為替レート

EXRI : 為替レート指数

NLE : 就業者数 PE : 輸出価格 PM : 輸入価格

PTW : 世界貿易デフレータ PX : 生産者物価指数

(39)

名目支出ブロックは、実質支出ブロックで決定される国内総生産の各項目の実質支出水準と物価・賃金ブロックで決定されるデフレータから以下のような定義式で決定される。

ただし、政策変数であり外生化されている政府最終消費支出、政府投資については、名目値が外生値として先決され、デフレータで除して、実質値が決定される型をとる。

①名目民間最終消費支出（CPN）

CPN＝CP＊PCP／100

②名目政府最終消費支出（CGN）

（外生値）

③名目民間非住宅投資支出（IPN）

IPN＝IP＊PIP／100

④名目民間住宅投資支出（IHN）

IHN＝IH＊PIH／100

⑤名目政府投資（IGN）

（外生値）

⑥名目民間在庫投資支出（JPN）

JPN＝JP＊PJP／100

⑦名目政府在庫投資（JGN）

（外生値）

⑧名目輸出等（EGSN）

EGSN＝EGS＊PEGS／100

⑨名目輸入等（MGSN）

MGSN＝MGS＊PMGS／100

⑩名目国際総生産（GDPN）

GDPN＝CPN＋CGN＋IPN＋IHN＋IGN＋JPN＋JGN＋EGSN－MGSN

(40)

なお、名目政府最終消費支出については、上述の通り、外生変数であるが、便宜的に以下のような型で内生変数として解いている場合もある。具体的には日本モデルについて以下のようである。

ただし、

CGN : 名目政府最終消費支出

GOVR : 一般政府歳入

WAGI : 賃金率

CGN＝－8026.33＋0.0650241＊（GOVR）＋421.971（WAGI）

（-8.19）（6.89）（26.04）

推計期間：1976－1993年決定係数：0.99689 標準誤差：477.69

所得分配ブロックでは、生産された付加価値の各部門への分配が決定される。すなわち先に決定された総需要、総生産の水準との間で三面等価の原則が成立するよう所得は家計部門と民間企業部門とに分配される。

所得分配ブロックを具体的に日本モデルについてみると以下のようになる。

＜家計部門＞

①雇用者所得

YW＝W＊NLW／1000 ただし、

NLW : 雇用者数

W : 一人当たり雇用者所得

YW : 雇用者所得

(41)

②家計資産・営業収入

YRH＝－7544.13＋0.0354795＊（GDPN）＋1276.09＊（INT）

（-3.02）（2.04）（5.38）

＋0.645232＊（YRH-1) （3.65）

推計期間：1976－1994年決定係数：0.96253 標準誤差：1820.60

ダービン･ワトソン比：1.150 ただし、

GDPN : 名目国内総生産

YRH : 家計資産・営業収入

③経常余剰

YU＝2216.92＋0.0755526＊（GDPN）＋17940.30＊（CPI／WPI）

（0.77）（9.68）（3.26）

－250.276＊（INTLR－（CPI／CPI-1－1）＊100）

（-1.53）

推計期間：1976－1994年決定係数：0.98905 標準誤差：1036.12

CPI : 消費者物価指数（1990年＝100）

INTLR : 銀行間貸付金利 WPI : 国内卸売物価指数 YU : 経常余剰

(42)

④家計経常

YH＝YW＋YRH＋YU＋YOTHH ただし、

YH : 家計経常総受取

YOTHH : 家計(受取)その他経常移転 YRH : 家計資産・営業収入 YU : 経常余剰

⑤家計社会保障支出 DSSCH＝YSSCG ただし、

DSSCH : 家計社会保障支出

YSSCG : 一般政府(受取)社会保障負担

⑥家計直接税

DTXDH＝RTXDH＊YH ただし、

DTXDH : 家計直接税 RTXDH : 家計所得直接税率 YH : 家計経常総受取

⑦家計可処分所得

YDH＝YH－DRH－DSSCH－DTXDH－DOTHH ただし、

DOTHH : 家計(支払)その他経常移転 DRH : 家計(支払)財産所得 DSSCH : 家計社会保障支出 DTXDH : 家計直接税 YDH : 家計可処分所得 YH : 家計経常総受取

⑧家計純貯蓄

SH＝YH－CPN－DRH－DSSCH－DTXDH－DOTHH ただし、

CPN : 名目民間最終消費支出 DOTHH : 家計(支払)その他経常移転 DRH : 家計(支払)財産所得 DSSCH : 家計社会保障支出

(43)

DTXDH : 家計直接税 YH : 家計経常総受取 SH : 家計純貯蓄

＜民間企業部門＞

①経常余剰

YC＝6360.27＋0.774119＊（GDPN）－1.23904＊（YW）

（3.20）（7.63）（-6.63）

推計期間：1976－1994年決定係数：0.95138 標準誤差：2533.43

GDPN : 名目国内総生産 YC : 経常余剰

②民間企業資産・営業収入

YRC＝－70580.90＋0.473928＊（GDPN）＋2528.85＊（INT）－23571.90＊D91-1

（-7.94）（24.24）（2.77）（-4.12）

推計期間：1976－1994年決定係数：0.97649 標準誤差：6518.83

YRC : 民間企業資産・営業収入 D91 : ダミー変数

(44)

③民間企業経常移転

YCTC＝92.0882＋0.00543778＊（GDPN）＋0.567308＊（YCTC-1）（0.38）（2.70）（3.64）

推計期間：1976－1994年決定係数：0.94585 標準誤差：309.59

GDPN : 名目国内総生産 YCTC : 民間企業経常移転

④民間企業経常総受取

YTC＝YC＋YRC＋YCTC ただし、

YC : 経常余剰

YCTC : 民間企業経常移転 YRC : 民間企業資産・営業収入 YTC : 民間企業経常総受取

⑤法人直接税

DTXDC＝RTXDC＊YC ただし、

DTXDC : 法人直接税 RTXDC : 法人所得直接税率 YC : 経常余剰

貨幣・金融ブロックでは、金利および貨幣需要が決定される。物価・賃金ブロックのところで述べたように、ここでは原則としてケインジアン的なアプローチからモデル作成を行っているが、一部統計的に有意である場合には古典派的な貨幣数量説、貨幣需要は利子率と相対的に独立に決定され、価格は伸縮的に動くとする型のものも混在している。

原則的には貨幣需要を金利と、所得との関係を考慮した決定方式を採用している。

(45)

金利体系は、公定歩合（INTOR）、マネーマーケット・レート（INT）、銀行間貸付金利（INTLR）、預金金利（INTTD）、長期プライム・レート（INTPR）、長期国債利回り（INTGB）からなる。またユーロダラー・レート（INTEU）を通じて国際金融市場の影響を受ける。

まず具体的に金利の決定方式について日本、米国、韓国、タイ、インドネシア等の各国モデルを例として以下で説明する。

①マネーマーケット・レート（INT）

ただし、

INTEU : ユーロダラー・レート INTFR : ＦＦ・レート

（日本）

INT ＝－4.29384＋.839430＊（INTOR）＋.198200＊（INTEU）

(-1.25) (4.43) (1.10)

＋.468195＊（INT-1）＋.0000060＊（GDP）

(2.98) (1.14)

決定係数= 0.9698 標準誤差= 0.426 ﾀﾞｰﾋﾞﾝ・ﾜﾄｿﾝ比= 3.353 最小二乗法推定

推計期間：1985－1998年決定係数：0.9698

(46)

（米国）

ln（INTFR）＝－1.04721＋.783791＊ln（INTOR）＋.181293＊ln（CPI）

(-2.58) (10.58) (2.40) ＋.387222＊ln（INTFR-1 ）

(6.37) 最小二乗法推定

推計期間：1976－1998年決定係数：0.9542

（韓国）

INT＝－1.89057＋0.672899＊（INTOR）＋6.85183＊（M2／GDP）

（-0.62）（3.94）（1.62）

＋0.543956＊（INT-1）（4.01）

推計期間：1978－1992年決定係数：0.82393 標準誤差：1.77

（タイ）

INT＝－1.33684＋1.17723＊（INTOR）

(-.60) (6.06) 最小二乗法推定

推計期間：1978－1991年決定係数：0.733407 標準誤差：1.5869

(47)

②銀行間貸付金利（INTLR）

ただし、

INTLR : 銀行間貸付金利 M2 : 通貨および準通貨

（日本）

ln（INTLR）＝－0.594063＋0.428549＊ln（INT）

（-1.26）（10.04）

－0.245817＊ln（M2／GDP）

（-3.44）

推計期間：1976－1994年決定係数：0.91401 標準誤差：0.06

（タイ）

ln（INTLR）＝－2.96906＋0.18896＊ln（INT）＋0.388205＊ln（CPI）

(-.95) (1.98) (1.87)

－0.279776＊ln（M2／GDP）

推計期間：1978－1991年決定係数：0.531243 標準誤差：0.0717514

③預金金利（INTTD）

ただし、

(48)

INT : マネーマーケット・レート INTTD : 預金金利

M2 : 通貨および準通貨 MTD : 譲渡性預金

（日本）

INTTD＝1.12735＋0.460786＊（INT）－853.086＊（MTD-1／GDP-1）（2.01）（8.73）（-1.46）

推計期間：1976－1994年決定係数：0.85287 標準誤差：0.41

（韓国）

INTTD＝4.28571＋1.10219＊（INTOR）－5.16112＊（MTD／GDP）

（3.13）（7.01）（-1.73）

推計期間：1981－1992年決定係数：0.81477 標準誤差：0.89

（タイ）

ln（INTTD）＝－7.24543＋0.355533＊ln（INT）＋1.32622＊ln（CPI）

(-1.64) (2.63) (2.40)

－0.388205＊ln（M2／GDP）

推計期間：1978－1991年決定係数：0.706644 標準誤差：0.101597

(49)

④長期プライム・レート（INTPR）

ただし、

INTFR : ＦＦ・レート INTOR : 公定歩合

INTPR : 長期プライム・レート

（米国）

ln（INTPR）＝0.105645＋0.72076＊ln（INTFR）＋0.164139＊ln（CPI）

（0.34）（17.53）（2.63）

推計期間：1976－1994年決定係数：0.94647 標準誤差：0.07

（韓国）

INTPR＝－4.17095＋0.570959＊（INTOR）

（-0.14）（1.76）

＋5.81333＊（CPI／（CPI＋CPI-1）／2）＋0.450562＊（INTPR-1）（0.19）（3.01）

推計期間：1981－1992年決定係数：0.84149 標準誤差：0.85

⑤長期国債利回り（INTGB）

ただし、

GDPN : 名目国内総生産 GOVR : 一般政府歳入 GOVE : 一般政府歳出

INTFR : ＦＦ・レート

(50)

INTGB : 長期国債利回り(=INTGBL) INTOR : 公定歩合

（日本）

INTGB＝1.66861＋0.674371＊（INT）

（3.48）（8.03）

－20.9979＊（（GOVR－GOVE）／GDPN）

（-3.29）

推計期間：1976－1994年決定係数：0.85610 標準誤差：0.67

（米国）

ln（INTGBL）＝0.986624＋0.531839＊ln（INTFR）

（6.66）（9.89）

－0.898797＊ln（GOVR／GOVE）

（-2.30）

推計期間：1976－1994年決定係数：0.84936 標準誤差：0.09

(51)

（韓国）

INTGB＝－108.125＋0.0433834＊（INT）

（-5.46）（0.25）

＋120.407＊（CPI／（CPI＋CPI-1）／2）

（5.69）

－133.131＊（（GOVR－GOVE）／GDPN （-2.94）

推計期間：1981－1992年決定係数：0.91720 標準誤差：0.91

（タイ）

ln（INTGB）＝0.796983＋0.63172＊ln（INT）

(3.66) (6.99)

－0.215621＊ln（GOVR／GOVE）

推計期間：1978－1991年決定係数：0.828261 標準誤差：0.0895782

(52)

⑥ユーロダラー・レート

ユーロダラー・レートは米国金利（INTCS）によって決定される。

INTEU ＝－0.727948＋1.22795＊INTCS<US>

(-2.51) (33.67) 最小二乗法推定

推計期間：1976－1995年決定係数：0.9835

貨幣需要は上述の通り、ケインジアン的なアプローチと古典派的な貨幣数量説との折衷的な解法を採用しており、名目所得と金利とから貨幣需要（M1 および譲渡性預金

（MTD））が決定され、定義式によりM２が決定される。

①M1

ただし、

GDP : 実質国内総生産 GDPN : 名目国内総生産 INTFR : ＦＦ・レート

INTGB : 長期国債利回り(=INTGBL) INTOR : 公定歩合

M1 : Ｍ1

（日本）

ln（M1）＝－11.6065＋1.27734＊ln（GDP）－0.0996116＊（INTOR）

（-26.57）（38.49）（-6.00）

推計期間：1976－1994年決定係数：0.99333 標準誤差：0.02

(53)

（米国）

M1＝－968.646＋0.000460833＊（GDP）

（-9.62）（25.34）

－191.405＊ln（INTFR／INTGBL）

（-3.81）

推計期間：1976－1994年決定係数：0.98102 標準誤差：39.54

（韓国）

M1 =－199.8335＋0.101614＊GDPN (-0.69) (38.68)

推計期間：1976－1992年決定係数：0.9894

標準誤差：700.503

（タイ）

M1＝28.1937＋0.0000840415＊（GDPN）－1.57858＊（INTGB）

(3.31) (34.97) (-2.25)

推計期間：1976－1991年決定係数：0.988783 標準誤差：5.82184

②譲渡性預金（MTD）

(54)

INTFR : ＦＦ・レート

INTGB : 長期国債利回り(=INTGBL) INTTD : 預金金利

MTD : 譲渡性預金 D91 : ダミー変数

（日本）

MTD＝－342.861＋0.00166802＊（GDP）

（-25.88）（41.73）

－5.09165＊（INTTD－（CPI／CPI-1－1）＊100）－28.9856＊D91 （-4.77）（-5.18）

推計期間：1976－1994年決定係数：0.99645 標準誤差：6.45

（米国）

MTD＝166.551＋200.511＊（（INTFR－INTGBL）／INTGBL）

（4.18）（2.48）

＋0.985102＊（MTD-1）（45.00）

推計期間：1976－1994年決定係数：0.99276 標準誤差：62.79

(55)

（韓国）

ln（MTD）＝－8.72021＋1.17691＊ln（GDP）

（-19.36）（20.43）

＋120.407＊（INTTD-1／INTGB-1）＋1.24632＊ln（CPI）

（1.29）（22.16）

推計期間：1976－1992年決定係数：0.9986

（タイ）

MTD＝－189.087＋0.000707776＊（GDPN）

(-3.58) (31.88)

－61.3345＊（INTGB／INTTD）

推計期間：1976－1991年決定係数：0.985994 標準誤差：54.412

③M2

M2＝M1＋MTD

財政ブロックは、名目支出ブロックおよび所得分配ブロックで決定された所得に基づき、政府部門の歳入および歳出を決定する。ここでは、日本モデルを取り上げ説明する。

WEIS 世界経済モデルの概要

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はじめに

WEIS 世界経済モデルの概要 目次

Ⅰ . WEIS 世界経済モデルの概要

2. 各国マクロモデルの構造

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