わが国における政府支出と政府収入の因果関係-香川大学学術情報リポジトリ

(1)

第74巻第 3号 2001年 12月 259-282

わが国における政府支出と

政府収入の因果関係*

しはじめに

平井健之

野村益夫

わが国も含めて世界の多くの国々において，これまで，あるいは現在においても，財政赤字の抑制は政府の重要な政策課題となっている。このような状況を背景に，近年，各国における政府支出と政府収入との因果関係に関する実証研究に多くの関心が寄せられている。その理由は，政府支出と政府収入の因果関係の解明が，財政の不均衡を回復させる政策を考慮する上で有益な情報を提供すると期待されるからである。例えば，もし増税が政府支出の増大をもたらすという政府収入から政府支出への因果関係があるとすれば，財政赤字を削減する政策として減税が有効であると考えられる。一方，政府支出に応じて租税収入が調整されるという逆の因果関係があるとすれば，今度は支出の削減が有効な政策になるであろう。さらに，政府支出と政府収入との間で相互に因果関係が存在するとすれば，支出と租税のうち，他方を無視していずれか一方のみを操作しでも政府の政策は財政赤字の削減をもたらさないかもしれない。このような政府支出と政府収入の因果関係に関する実証研究は当初，アメリカ合衆国の時系列データを使用した分析が中心であった。そのような一連の研究として，例えば， Anderson， Wallace and Wamer (1986)， Blackley (1986)，

*

共著者の平井健之(香川￨大学経済学部)は， 1999年度香川大学経済学部経済学科プロジェクト費による助成を受けている。また，野村益夫(名古屋学院大学経済学部)は， 1999年度名古屋学院大学経済学部研究奨励金による助成を受けている。本稿は，これらの研究助成による研究成果の一部として公表したものである。

(2)

-260ー香川大学経済論叢 644

Manage and Marlow (1986)， von Furstenberg， Green and J eong (1986)，

Ram (1988)等がある。これらの分析結果は，ベクトル自己回帰(VAR)モデノレ

の枠組みで， Grangerの因果性検定に基づいている。しかし，そこでは時系列データが定常であることを仮定しているため，それらの分析結果が見せかけの回帰であるかもしれないという問題点が指摘されている。そこで，その後の研究では， Miller and Russek (1990)， Bohn (1991)， Jones and Joulfaian (1991)，

Hoover and Sheffrin (1992)

，

Baghestani and McN own (1994)

，

Payne (1998)

等のように，政府支出と政府収入について共和分の検定を行い，両者が長期的な均衡関係にあるかどうかを検討し，これに基づき誤差修正モデルを適用して因果関係を検証している。また，特に最近では，アメリカ合衆国以外の他の先進諸国や，財政赤字の問題を抱えている発展途上国のデータを用いた同様の分析も行われている。わが国においては現在，政府の財政赤字が深刻な問題となっている。 1990年代前半以降，景気後退に伴い税収が伸び悩むなか，国の一般会計における公債依存度は急上昇している。1999年度には，当初予算における公債発行額が30兆円を超え，公債依存度が実績で42.1%に達するという戦後最高水準を記録している。しかし，わが国における政府支出と政府収入の因果関係に関する実証研究は， Owoye (1995)を除いて，非常に数少ない状態である。そこで，本稿の目的は， 1956年度から1999年度までを分析期間として，わが国における政府支出と政府収入の因果関係を検討することである。これにより，わが国における財政赤字を抑制する代替的な政策の中から，どのような政策が望ましいのかについても検討したい。すでに述べたように，従来の実証研究の多くは，地方分権的な財政制度をもっアメリカ合衆国の経済を対象にしていた。これに対して，中央集権的な財政制度をもっわが国のように，財政制度が異なる固についても，政府支出と政府収入の因果関係を分析することはまた，興味深い研究と思われる。 (1) アメリカ合衆国以外の他の先進諸国や発展途上国のデータを用いた分析については，第II節で概観する。

(3)

645 わが国における政府支出と政府収入の因果関係 261 本稿における実証分析は，先行研究の分析方法を踏襲して，おおむね次のような手順で行われる。まず，政府支出と政府収入の時系列データについてそれぞれ単位根の検定を行い，それら2つの変数がともに1階の和分過程1(1)であるかどうかを分析する。次に，政府支出と政府収入の

2

つの変数に関して共和分の検定を行う。すなわち，政府支出と政府収入が長期的な均衡関係にあるかどうかを分析する。そして，もし2変数聞で共和分の関係が存在するならば，誤差修正モデルを推定することによって，長期における政府支出と政府収入との因果関係を分析する。一方， 2変数聞で共和分の関係が存在しない場合には，各変数について

1

回の階差をとり，

VAR

モデルを推定することによって

G

r

a

n

-g

e

r

の因果性検定を行う。これにより，短期における両者の因果関係を調べることにする。本稿の構成は，以下の通りである。まず第II節では，政府支出と政府収入の因果関係に関する仮説やこれまでの実証研究について簡単に概観する。次に第

I

節では，実証分析の方法や使用するデータについて説明する。そして第

I

V

節において，実証分析の結果について議論する。最後に，第

V

節で結論を述べる。

I

.

支出と収入の因果関係に関する先行研究

1 因果関係をめぐる 3つの仮説政府支出と政府収入との聞に何らかの因果関係があるとすれば，そのような関係をめぐっては，次のような3つの基本的な仮説が挙げられる。まず第1の仮説は，政府支出と政府収入が同時に決定されるという仮説である。例えば，

Musgrave (

1

9

6

6 )

や

M

e

l

t

z

e

rand R

i

c

h

a

r

d

(

1

9

8

1 )

は，そのような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って，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。さらに，第 2の仮説は支出一租税仮説であり，政府支出の規模が税収の変化をもたらすというものである。

Peacockand Wiseman (

1

9

6

1 )

によって提案された転位効果の仮説は，そのような見解を示している。それによれば，政府支

(4)

262一一香川大学経済論叢 646

出は戦争のような社会的混乱期を契機に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。 Peacock and Wiseman (1979)は，このような転位効果がさまざまな要因によって引き起こされる構造変化として解釈されることを指摘している。またその他に，支出一租税仮説は， Barro (1974， 1978)によって議論されたリカードの等価命題(Ricardianequiv -alence)においても認められる。 Barro(1974， 1978)によれば，今日公債発行で資金調達された政府支出の増加は，将来における増税として納税者に認識されることになる。そして，第3の仮説は，租税収入によって政府支出の規模が調整されるという租税一支出仮説である。 Friedman(1978)や Buchananand Wagner (1977，

1978)の議論は，そのような見解に基づいている。Friedman(1978)においては，増税は政府支出の増大をまねくため，財政赤字を削減させないことが主張されている。そのため， Friedman (1978)は，財政赤字を削減するための手段として減税を提案している。一方，それとは逆にBuchananand Wagner (1977， 1978) では，財政赤字の下での減税は納税者にとって公共サービスの費用の低下をもたらすため，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。そこで，もし政府支出と政府収入との閣で双方向の因果関係が認められるとすれば，支出と収入の決定が同時に行われるという第

1

の仮説の成立が考えられるであろう。一方，政府支出から政府収入への一方的な因果関係が存在する場合には支出一租税仮説が有力であり，逆に政府収入から政府支出への一方的な因果関係が認められる場合には租税一支出仮説が有力となるであろう。しかし，もし両者の聞に因果関係がまったく認められないとすれば，政府支出と政府収入はそれぞれ独立に決定されていると考えられる。 2.. 因果関係をめぐる実証研究政府支出と政府収入の因果関係をめぐる当初の実証研究の多くは，ベクトル自己回帰(VAR)モデルの枠組みを用いて， Grangerの因果性検定に基づいている。これらの一連の研究は，アメリカ合衆国における政府支出と政府収入の

(5)

647 わが国における政府支出と政府収入の因果関係 263

時系列データを使用した分析が中心である。しかし，それらの分析結果は必ずしも一致した結論を示していない。

例えば，連邦政府における 1946年から1983年までの年次データを使用した

Anderson， Wallace and Warner (1986)や 1954年から 1982年までの四半期データを使用したvonFurstenberg. Green and J eong (1986)の分析結果はそれぞれ，支出一租税仮説を支持している。一方， Blackley(1986)は， 1929年から1982年までの連邦政府の年次データを用いて，租税一支出仮説を支持する分析結果を導き，政府収入の増加が政府支出の増加をもたらすことを示している。また， Manage and Marlow (1986)は， 1929年から 1982年までの年次データによる分析結果より，因果性検定におけるラグ数に依存して，政府支出と政府収入の間で双方向の因果関係が存在するか，あるいは政府収入から政府支出への一方的な因果関係が存在することを示している。さらに，Ram(1988)は，1929 年から 1983年までの年次データと 1947年から 1983年までの四半期データを使用して，連邦政府については，収入から支出への困果関係があり，ナ￨、!と地方政府については逆に，支出から収入への因果関係があるという結果を得ている。このようにアメリカ合衆国における分析の結果はさまざまであるが，上記の研究を含めて当初の実証研究は，使用される時系列データが定常であることを仮定している。そのため，それらの分析結果が見せかけの回帰であるかもしれないという問題が発生する。そこで，その後の実証研究では，政府支出と政府収入について共和分の検定を行い，両者が長期的な均衡関係にあるかどうかを検討している。これに基づき， Miller and Russek (1990)， Bohn (1991)， Jones and Joulfaian (1991)

，

Hoover and Sheffrin (1992)

，

Baghestani and McNown (1994)， Payne (1998)は，誤差修正モデノレを用いてアメリカ合衆国における政府支出と政府収入の因果関係を検証している。 Miller and Russek (1990)は， 1946年から 1986年までの年次データと 1946 年第1四半期から 1987年第2四半期までの四半期データを使用して，政府支出と租税収入との間で双方向の因果関係があることを示している。また， Bohn (1991)は， 1792年から 1988年までの年次データを検討し，誤差修正モデノレの推

(6)

264ー香川大学経済論議 648 定において通時的な予算制約を課すことによって，支出一租税仮説と租税支出仮説をともに支持するという結果を導いている。これにより，政府の財政赤字が，支出の減少と増税の組み合わせによって削減されることが指摘されている。さらに， Jones and Joulfaian (1991)は， 1792年から 1860年までの年次データに基づき，短期においては政府支出から政府収入への因果関係が存在し，長期においては両者の間で双方向の因果関係が存在することを示している。一方， Hoover and Sheffrin (1992)は第2次世界大戦後の因果関係を検討し， 1960年代半ば以前では租税支出仮説が支持されるようであるが，1960年代後半以降においては，政府支出と租税収入との聞で因果関係がみられないという結果を導いている。また， Baghestani and McN own (1994)では， 1955年から 1989年までの四半期データを用いてGNPを新たな変数として加えた誤差修正モデノレの推定結果から，長期においては支出租税仮説も租税一支出仮説も支持されないという結論が得られている。同様の分析は，アメリカ合衆国の連邦政府だけではなく州政府についても行われている。 Payne(1998)は， 1942年から1992年までの年次データを使用して，各州における政府支出と政府収入の因果関係を検討している。その分析結果からは，政府支出と政府収入が同時に決定されるという仮説は11の州で，支出一租税仮説は8つの州で，そして租税一支出仮説は24の州で支持されることが示されている。さらに，このような誤差修正モデルを用いた実証研究は，他国のデータを用いても行われている。 uwoye(1995)は， 1961年から1990年までの年次データを使用して，G 7諸国における政府支出と租税収入の因果関係を検討している。 Baffes and Shah (1994)は，ラテンアメリカ諸国(アルゼンチン，ブラジ1，レメキシコ)について同様の分析を行っている。とりわけ， uwoye (1995)は，日本とイタリアを除いたすべての国において双方向の因果関係があることを示している。そして，日本とイタリアについては，租税収入から政府支出への因果関係，すなわち租税一支出仮説を支持する結果が得られている。

また， Hondroyiannis and Papapetrou (1996)とVamvoukas(1997)は，それぞれギリシャにおける政府支出と政府収入の因果関係を検討している。

(7)

Hon-649 わが国における政府支出と政府収入の因果関係 -265

d

r

o

y

i

a

n

i

s

a

n

d

P

a

p

a

p

e

t

r

o

u

(1996)は 1957年から 1993年までの年次データを使用し，

Vamvoukas

(1997)は 1948年から 1993年までの年次データを用いて，ともに長期において支出一租税仮説を支持する結論を得ている。一方，トルコにおける 1967年から 1994年までの年次データを使用した

D

a

r

a

t

(1998)の分析結果は，租税一支出仮説を支持するとともに増税が政府支出の減少をもたらすという負の因果関係の存在を示している。この関係は

B

u

c

h

a

n

a

n a

n

d

Wagner

(1977， 1978)の見解に相当し，

D

a

r

a

t

(1998)はトルコにおける財政赤字問題に対する解決策として増税が有効であることを示唆している。さらに， Li (2001)は，中国における 1950年から 1997年までの年次データに基づき，政府支出と政府収入をそれぞれ公債費を除いた支出と含めた支出，公債発行による借り入れを除いた収入と含めた収入に分類し，それらの支出と収入の組み合わせについて因果関係を検討している。その分析結果からは，ほとんどの組み合わせにおいて，支出と収入との聞で双方向の因果関係の存在が示されている。 Li (2001)は，このような双方向の因果関係が中国における財政赤字を抑制する試みを複雑なものにしていることを指摘している。このように，近年，財政制度や経済発展の水準が異なるさまざまな国においても，政府支出と政府収入の因果関係に関する実証研究が進められている。そこで，次節以降では，本節で概観した従来の実証分析の方法を踏襲して，わが国における政府支出と政府収入の因果関係について検討しよう。

I

.

分析方法とデータ

単位根の検定変数めがd階の和分過程であることを，Xt~1(d) で表す o Xt~1(d) は，変数

X

t

を

d

回階差をとると定常になることを意味する。以下では，

t

=

1

，

2

，“， nとする。 1(0)である変数は定常である。変数が l階の和分過程 1(1)であるとき，変数は単位根をもっ。変数が 1(1)である帰無仮説，変数が 1(0)である対立仮説に対して，

DF (

D

i

c

k

e

y

-F

u

l

e

r

)

，

ADF (

A

u

g

m

e

n

t

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d

D

i

c

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y

-F

u

l

e

r

)

，

PP

(

P

h

i

l

i

p

s

-P

e

r

o

n

)

検定等の多くの単位根の検定が考案されている。

ADF

検定

(8)

-266'ー香川大学経済論叢 650 では，次の3つの回帰式を考える。モデル A (定数項とタイムトレンドなし): h

ム

Xt

=

QXt-l

+

L

:

ム

Xt-，+Ut，モデル

B

(定数項を含む)..

u

+

x

t

J

:

，!.Xt-

，

+

Ut ここで，ムを階差演算子とする。上記の式でムXt-，のラグ多項式を無視すると，

δ=0

の単位根(階差定常モデル)を帰無仮説， O

<

0

を対立仮説とする

DF

(

D

i

c

k

e

y

and F

u

ADF (Augmented D

i

c

k

e

y

-

F

u

l

e

r

)

検定を提案した。第

I

V

節では，モデJレBと

C

を用いて分析する。

ADF

検定のラグ数の選択については，本稿では，

AIC

(

A

k

a

i

k

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I

n

f

o

r

m

a

t

i

o

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C

r

i

t

e

r

i

o

n

)

の基準を用いて選択する。さらに，その他の方法として，

P

h

i

l

i

p

s

a

n

d

P

e

r

o

n

(1988)は，モデノレ

A

，B，

C

におけるムXt→のラグ多項式を無視するモデノレで，

ADF

検定を修正して単位根を帰無仮説とする

PP

検定を提案した。モデノレ

A

，

B

，

C

においてムXt-iのラグ多項式を無視すると，次の回帰式になる。モデルA'(定数項とタイムトレンドなし):

ム

Xt

=

QX't-l

+

Ut

，

モデルB'(定数項を含む):

ム

Xt=μ+OXト l+Ut，モデノレC'(定数項とタイムトレンドを含む)..

(9)

i

651 わが国における政府支出と政府収入の悶果関係 267

-ム

X'

t

μ

+yt+dXt-l+Ut

P

h

i

l

i

p

s

and P

e

r

o

n

(

1

9

8

8 )

では，誤差項については，誤差項に系列相関がある等，一般的な仮定が想定されている。第

I

V

節では，モデノレ

B

'

とc'を用いて分析する。本稿では，

TSP

を用いて分析するため，

PP

検定のラグ数は，

ADF

検定で選択されたラグ数である。以下の分析において，

ADF

検定と

PP

検定の

2

つの方法を用いることにするが，モンテ・カノレロ実験等で単位根の検定方法の小標本の特性を分析することが可能である。

DeJong

，

N

a

n

k

e

r

v

i

s

，

S

a

v

i

n

and Whiteman (

1

9

2 )

は，モンテ・カルロ実験で自己回帰的な誤差項の場合には

PP

検定より

ADF

検定の方がサイズと検出力の点から良いという結果を得ている。一方，

C

h

o

i

(

1

9

2 )

と

C

h

o

i

and Chung

(1

9

5 )

は，年次データ等，データ数が少ない場合には

PP

検定の方が検出力の点で

ADF

検定よりも良いという実験結果を得ている。 2れ共和分の検定

1

個の被説明変数 % と m個の説明変数X，t

(

i

=

1

，

2

，… ， m)はそれぞれ 1(1)であると仮定する。この

m+1

個のデータの回帰分析は，これらの変数が共和分の関係にある場合を除いて，見せかけの回帰になる。

E

n

g

l

eand G

r

a

n

g

e

r

(

1

9

8

7 )

は，共和分の検定として，共和分回帰における

CIRDW(

C

o

-

I

n

t

e

g

r

a

t

i

n

g

R

e

g

r

e

s

i

o

n

D

u

r

b

i

n

-Watson S

t

a

t

i

s

t

i

c

)

検定や共和分回帰の残差に対する

ADF

(Augmented D

i

c

k

e

y

-

F

u

l

e

r

)

検定の適用を提案した。共和分回帰の残差に関する

ADF(Augmented D

i

c

k

e

y

-F

u

l

e

r

)

検定は，

E

n

g

l

e

-

G

r

a

n

g

e

r

(

E

G

)

検定とも呼ばれる。ここで，共和分の検定において，帰無仮説は，これらの

m+1

個の変数の1次結合のすべてが1(1)になることである。一方，対立仮説は，少なくとも

I

つの

1

次結合が定常的

(

1

(0))になることである。

E

n

g

l

e and Granger

(

1

9

8

7 )

の検定では，共和分回帰における

OLS

の残差を計算して，この残差に対して単位根の検定として

ADF

検定を実行する。また，

J

o

h

a

n

s

e

n(

1

9

8

，

1

9

1 )

と

J

o

h

a

n

s

e

n

and J

u

s

e

l

i

u

s

(

1

9

0 )

は，共和分の検定としてトレース検定等を提案し

(10)

268 香川大学経済論叢 652 ている。

Haug(

1

9

6 )

は，

ADF

検定と

J

o

h

a

n

s

e

n

の検定を含む多数の検定方法を，モンテ・カルロ実験で検出力やサイズを比較している。

Zhou(

2

0

1 )

も，データ数とサンプル期間の効果を考慮して，

ADF

検定と

J

o

h

a

n

s

e

n

の検定を含む

3

つの検定方法を，モンテ・カルロ実験で検出力やサイズを比較している。

Zhou

(

2

0

1 )

の結果では，年次データ等でデータ数が少ない場合には，

E

n

g

l

e

and

Granger (

1

9

8

7 )

の

ADF

検定の方が

J

o

h

a

n

s

e

n

の検定よりも良い。

そこで，第

I

V

節では，

E

n

g

l

e

and Granger (

1

9

8

7 )

の

ADF

検定を適用するo

m = 1の共和分回帰において，.Ytを被説明変数とし，Xtを説明変数とする。このとき，共和分回帰は次式で示される。 .Yt = α十bXt+Zt，ここで，

α

と

b

は

OLS

推定量であり Zは残差である。

E

n

g

l

e and G

r

a

n

g

e

r

(

1

9

8

7 )

の共和分検定は，次の

ADF

回帰，

ム

Zt=ρZt-1+

呂ムム

Zt-;+Ut，における

ρ

について

ADF

検定を行う。 3" 因果関係の分析まず， 2変数xとyの聞に共和分が存在しない場合に，短期的な因果関係の分析について説明する。

2

変数ムXtとム.Ytに関する

ρ

次のベクトル自己回帰モデルVAR(ρ)は，

ムXt= ax+(

α

x1ムZト

1 +

川"十axpムXt-p)+(aY1ムYt-1十

.

+

α

ypムYt-ρ)+Uxt，

(

ω

1

日

) ム

y

仇t = b

)+U川

y

阿lt (2) である。ここで UxtとU，ytは誤差項である。第

I

V

節では，

ρ

を

AIC(

A

k

a

i

k

e

I

n

f

o

r

m

a

t

i

o

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C

r

i

t

e

r

i

o

n

)

と

SBIC(

S

c

h

w

a

r

z

B

a

y

e

s

i

a

n

I

n

f

o

r

m

a

t

i

o

n

C

r

i

t

e

r

i

o

n

)

の基準で選び，さらに

ρ=5

の場合にも分析結果を示す。また，因果関係の分析は

F

検定で行われる。

F

検定の帰無仮説は，

Granger

の意味でム

y

からム

z

(11)

653 わが国における政府支出と政府収入の因果関係 -269-(または，ムxからム

y

)

への因果関係がないということである。次に

2

変数xとyの聞に共和分が存在する場合における因果関係の分析は，以下の通りである。いま， 2変数χとyの共和分回帰，Yt

=

a + b.Xt十Ztと Xt α'+b'Yt+Wtを定式化する。ここで，a， b， a'，グは

OLS

推定量であり，

z

とWは残差である。このとき，残差

z

と

ω

の

1

期前のラグっき変数Ztー1と

ω

ト Iを誤差修正項とする。

Owoye(

1

9

5 )

に従って

2

変数

x

と

y

の聞に共和分が存在する場合には，

E

n

g

l

e

and Granger

(

1

9

8

7 )

の表現定理より，次の誤差修正モデル，ムXt=αx+(αXlムXt-l+..い十αxpムエt-p)+(αylムYt-l+...+αゅムYt-p) 十8Wt-l+U叫

(

3 )

ムYt= by十(bXlムXt-l+…+ bxρムXt-P)+(bYlムYt-l+・...十byp_ムYt-p) +.ilZt-l+Uyt， (4) を用いる。

Granger

の意味でムyからム

x

への因果関係がある場合は， (1)ムyの回帰係数に関して有意な F 検定で捉えられる短期的な因果関係， (2)誤差修正項削→の回帰係数に関して有意な t検定で捉えられる長期的な因果関係，の

2 つ

チャンネノレがある。第

I

V

節では，

Vamvoukas

(

1

9

7 )

に従って，ムyからム

x

への短期の因果関係を個々のムyの回帰係数に関する t値が t分布に従うと仮定して分析され，ムyからムχへの長期の因果関係を誤差修正項Wt-lの回帰係数の t値が t分布に従うと仮定して分析される。

G

r

a

n

g

e

r

の意味でム

x

からム

y

への因果関係がある場合も同様である。 4. データ本稿の分析で使用する政府支出と政府収入のデータは，それぞれ各年度における政府(国)の一般会計歳出決算額および歳入決算額とする。さらに，

L

i

(

2

0

1 )

年度から

1

9

年度までである。また，上記の政府支出と政府収入はすべて実質値で表示されるものとし，それぞれのデータを

GDP

デフレータで実質化す

2

。

GDP

デフレーク(1

9

0

暦年基準)は国民経済計算年報~(経済企画庁)より取られている。したがって，以下では，

G

h

G

z

， Rh

R

zの各変数は実質値で表される。ここで，これら

4

つの変数について，

1

9

1

9

年度までとする。図

1

には，上記のように分類した政府支出と政府収入の動向がそれぞれ示されている。図1より，第1次石油危機以降，政府支出 G1と政府収入品との諦離が顕著になり，特に近年その傾向が増大していることがわかる。また，これに伴い国債費がほぼ増加傾向にあることも明らかである。 ( 2) 政府支出と政府収入の各変数に名目値と実質値のいずれを採用するかの判断は，先行研究においてもさまざまである。MiJ1erand Russek (1990)が指摘するように，予算の決定が大部分は名目値に基づいて行われ，名目変数が公債残高を決定することになるが，実質変数もまた経済における総需要に影響を及ぼしている。そのため，名目変数と実質変数に関するいずれの情報も重要である。例えば， Jones and Joulfaian (1991)， Baghestani and McNown (1994)， Payne (1998)等の分析は，名目変数を用いている。これに対して， Vamvoukas (1997)， Darrat (1998)等の分析では，実質変数が採用されている。またさらに， MiIIer and Russek (1990)やLi(2001)等は，名目変数の場合と実質変数の場合の両方についてそれぞれ分析している。

(13)

655 わが国における政府支出と政府収入の悶果関係 271 図1 政府支出と政府収入(実質値) 同 + 間十肌十肌十 1000ρ00 9回000 800，，000 700000 600，000

量棚田

O 400000 300，，000 200000 100，，000 。

I

持u嘗l伊u唱 II II ，fð~fb ....~φ 中f，f:(Jfb'" ....~~ ....f:ð~~申争，~中申や 4や・，~や中やや1á>や&>'"や~や宇中宇や1á>や，，'" 争~中や+宇年度

1 V

.

分析結果

単位根および共和分の検定結果表

1

は，政府支出と政府収入の各変数についての単位根検定の結果を示している。ここで， ADF検定および

pp

検定における最大のラグ数は10である。まず， ADF検定の結果をみると，レベル変数では，定数項・トレンドモデノレCの G1変数を除いて，10%の有意水準でレベル変数における単位根の帰無仮説を棄却できない。

G

l

変数の結果については，選択されたラグ数が大きいことが原因であるかもしれない。さらに，第1階差変数のADF検定では，定数項モデ/レB (トレンドなし)における

R

l

R

2の

4

変数はすべて

1 (

1 )

であると仮定して分

(15)

2

とRlの組み合わせについても当てはまる。さらに，

G

2

と品の組み合わせでは，

G2

を

誤差修正モデルによる長期的な因果関係の分析表

2

における共和分検定の結果より，政府支出

G

1と政府収入品との聞では，共和分の関係がないという帰無仮説を棄却できた。そこで以下では，

G

1と

R

2の組み合わせについて，誤差修正モデルによる因果関係の分析を

Vamvou-k

a

s

5

期である。誤差修正項ZトlとWトIは長期の動学を表しており，長期均衡(共和分関係)からの講離である。また，説明変数ム

R

2とム

G

l

のラグっき変数の回帰 (3 ) 表 3は，(3)式と(4)式における2変数χとyをそれぞれG，と R2に置き換えた誤差修正モデルの推定結果を示している。

(17)

7 )

に従って，ム

R

2とム

g

e

r

の意味でム

R

2からム

G

，への短期的な因果関係がないと判断できるし，ム品からムG，への長期的な因果関係もないと判断できる。しかしここで，短期的な因果関係については，

t

検定による分析がやや不正確であることから，

F

検定でも分析を行った。そこでまず，

G

r

a

n

g

e

r

の意味でム

G

，からム品への短期的な因果関係があるという結果は，帰無仮説がムG，の1期前から

5

期前までのすべての回帰係数が

O

であるという

F

検定においても確かめられる。このとき，F検定統計量の値4.44066は，自由度5と

2

7

の

F

分布を参照することにより，

1%

の有意水準で有意である。これに対して，その逆の因果関係については，

F

検定においても確認できなかった。帰無仮説がム品のl期前から5期前までのすべての回帰係数がOであるという F検定において，F検定統計量の値

0 .

.

9

0

9

5

3

は，自由度

5

と

2

7

の

F

分布を参照することにより， 10%の有意水準で有意でないことがわかる。また，表3では，さまざまな検定や診断検定の結果が示されている。まず， 5%の有意水準を用いて，ムR2の欄の回帰式について解釈する。脱落変数に関す

(19)

661 わが国における政府支出と政府収入の因果関係 277 -る

Ramsey

の

RESET(

R

e

g

r

e

s

i

o

n

S

p

e

c

i

f

i

c

a

t

i

o

n

E

r

o

r

T

e

s

t

)

統計量は，有意でなく，脱落変数がないという適切なモデルを示している。

ARCH(1)

統計量は，誤差項分散の均一性を帰無仮説，

ARCH(1)

の誤差項を対立仮説としているが，

ARCH

効果がないと判断できる。次数が

ρ

次の自己相関の

B

r

e

u

s

c

h

-

G

o

d

f

r

e

y

の

LM

検定統計量

BG(ρ)

については，自己相関がないという帰無仮説に対して，対立仮説は次数

ρ

の自己相関が存在することである。

BG(ρ)

は，

ρ=1

，2， 3に対して自己相関がないと判断できる。誤差項の正規性に関する.J

B

(J

a

r

q

u

e

B

e

r

a

)

の検定では，帰無仮説は誤差項が正規分布に従うということである。.J

B

検定統計量の値は，誤差項の正規性を示している。以上の検定結果で，モデルの適切性を確認できた。ただし，自由度修正済み決定係数

R

Z_{の値は小さい。} ム

G

!

の欄の回帰式についても同様に解釈できる。 3 短期における因果関係政府支出と政府収入の組み合わせ，

G

!

と

RhG

zと R!については，共和分の関係が存在しないという結果が得られた。また，

G

z

と

R

zの組み合わせは，

Owoye (

1

9

5 )

に従って，誤差修正モデルによる因果関係の分析から除外された。そこで，これらの組み合わせにおける支出と収入の2変数について，それぞれ

1

回の階差をとり，(1)式と

(

2 )

式で表示される

VAR

モデルを推定して

G

r

a

n

g

e

r

の因果関係を検定する。これにより，短期における政府支出と政府収入の因果関係を調べることにする。表

4

には，

G

r

a

n

g

e

r

の因果関係の検定結果が示されている。ここでは，先行研究を参考にして先見的に

VAR

におけるラグの長さを

5

期に選択した場合，さらに

AIC

および

SBIC

に基づいてラグの長さを選択した場合について，それぞれ

F

検定統計量の値が報告されている。表

4

の結果から，ム

G

G

r

a

n

g

e

ームR，ラグ数 F統計量 F統計量 5

o

94277 L82833 AIC， SBIC(l) 0..82431 0.81036 ムR2ーム

G

2

ム

G

2

ムR2 ラグ数 F統計量 F統計量 5 2 39877* 1 46557 AIC(8) 5 14183***

o

72622 SBIC(1) 1 67006

o

64168 注:ム

Y

ーム

X

は，

G

r

a

n

g

e

r

の意味でム

X

からム

Y

へ

の因果関係がないという帰無仮説を意味する。 AIC(β)は，ラグ数ρがAICによって選択された場合を示している。 SBIC(ρ)は，ラグ数ρがSBICによって選択された場合を示している。 ***は1 %水準で有意 * は10%水準で有意であることを示す。わち，帰無仮説は，ラグ数が5であれば10%の有意水準で，さらにAICの基準で選択されたラグ数では1%の有意水準で棄却されることになる。したがって，この場合には，

G

r

a

n

g

e

r

の意味で，政府支出から政府収入への一方的な因果関係が存在するといえる。ところで，上記の結果から，ム

G

からム

R

2への因果性がみられるにもかかわらず，ム GzからムRlへの因果性は確認されなかった。すなわち，租税等の政府収入に公債発行による借り入れを含むことによって，支出から収入への因果性がみられなくなるという結果が得られている。そのためここで，過去の政府支出が租税等の政府収入に及ぽす影響は，同じく過去の政府支出が公債発行に及ぽす影響によって相殺されているという可能性が考えられるかもしれない。し

(21)

の意味で因果関係がみられないことを考慮すると，このことは，過去の政府支出が公債発行による借り入れの決定にも影響を及ぼしているという関係を示唆しているといえよう。一方，国債費を含めた政府支出と公債金収入を除いた租税等収入については，共和分検定の結果から，両者が長期的な均衡関係にあると判断された。そこで，誤差修正モデルを推定して，誤差修正項の有意性について検定を行うことにより，それらの政府支出と政府収入との聞には，支出から収入への長期における一方的な因果関係があるという結果が得られた。すなわち，政府支出の変化に

(22)

-280- 香川大学経済論叢 664 よる長期均衡からの乗離は政府収入の変化を通じて修正されることになる。また，ラグっき変数の有意性について検定を行うことにより，短期においても支出から収入への因果関係が認められた。このように，短期と長期において，政府支出の動向は，政府収入の決定に重要な役割を果たすことになる。そこで，上記の結果は，わが国のデータを使用した本稿の分析において，支出一租税仮説が支持されることを示している。さらにこれは， Owoye (1995)がわが国について行った因果性の分析結果とは逆の結果である。そのため，本稿の結果は，分析期聞を通じて，政府の一般会計における財政赤字の増大が主として，政府収入の変化よりもむしろ政府支出の決定に起因していることを示唆している。したがって，ここで導かれる政策的合意として，わが国における財政赤字の抑制には政府支出の削減が有効な手段になりうると考えられる。参考文献

Anderson， W， M. S.. WalIace， and J T Warner， (1986)，“Gov巴rnment Spending and Taxation: What Causes What ，?" Southern Economic Journal， Vol.52， pp.630-639 Baghestani， H， and R McNown， (1994)，“Do Revenues or Expenditures Respond to

Budgetary Dis巴quilibria"，Southern Ewnomic Journal， Vol.61， pp 311-322. Baffes，，Jand A Shah， (1994)， ‘'Causality and Comovement between Taxes and

Expenditures: Historical Evidence from Argentina， Brazil， and Mexico"， Journal o} Development Ewnomics， Vol.44， pp..311“331

Barro， R J， (1974)，“Are Govemment Bonds Net Wealth?"， Journal0/Political Ewn-omy， Vol.82， pp 1095-1117

Barro， R

J

， (1978)，“Comment from an Unreconstructed Ricardian"， Journal o} Mone-tary Eじonomics，V 01 4， pp.. 569-581

Blackley， P R， (1986)，“Causality between Revenues and Expenditures and the Size of the Federal Budget

ぺ

PublたFinanaQuarter(y， Vo114， pp 139-156

Bohn， H， (1991)，“Budget Balance through Revenue or Spending Adjustments? Some Historical Evidence for the United States"， Journal0/Monetary Economic$， Vo127，

pp. 333-359

Buchanan， l M， and R E. Wagner， (1977)， Democrac'y in Deficit， New York:

Aca-demic Press

Buchanan， J M， and R. E. Wagner， (1978)，“Dialogues Conceming Fiscal Religion"，

(23)

665 わが国における政府支出と政府収入の因果関係

281-Choi， L，ロ(1992わ)，“Ef丘fectsof Data Aggregation on the Power of T巴stsfor a Unit Root" Eωじono押mzμLωsLetters， Vol.40， pp 397-401

Choi，，.Iand B S. Chung， (1995)，“Sampling Frequency and the Power of Tests for a Unit Root: A Simulation Study"， Eco刀omicsLetters， Vo149， pp. 131-136

Darrat， A F， (1998)，“Tax and Spend， or Spend and Tax? An Inquiry into the Turk-ish Budgetary Process

ぺ

SouthernEωnomic ]ournal， Vol 64， pp.940-956

DeJong， 0. N.， Nankervis， J C， Savin， N E..， and C.H.. Whiteman， (1992)，“The Power Problems of Unit Root Tests in Time Series with Autoregressive Errors"， ]ournal 01

Eωnometηω ， V 01.53， pp 323-343

Dickey， D A， and W. A Fuller， (1979)，“Distribution of the Estimators for Autoregres -sive Time Series with a Unit Root

ぺ

]ournalof the American Statistical Association， Vol 74， pp.. 427-431

Dickey， 0. A.， and W A.Fuller， (1981)，“Likelihood Ratio Statistics for Autoregressive Time Series with a Unit Root"， Econometriω， Vol.49， pp. 1057-1072

Engle， R F.， and C.W l Granger， (1987)，“Co-Integration and Error Correction: Rep -resentation， Estimation， and Testing"， Econometrica， Vol.55， pp. 251-276

Friedman， M.， (1978)，“The Limitations of Tax Limitation"， Poliの Review，Summer， pp..7-14

Fuller， W A.， (1996)， Introduction to S品atistical刀meSeries (Second edition)， New york: John Wiley & Sons， Inc

Granger， C.W. J ， (1969)，“Investigating Causal Relations by Economic Models and Cross-Spectral Methods， Econometrica， Vol.37， pp. 424-438

Haug， A A， (1996)，“Tests for Cointegration A Monte Carlo Comparison

ぺ

lour:仰 l01

Econometrics， VoL 71， pp.. 89-115.

Hondroyiannis， G， and E. Papapetrou， (1996)，“An Examination of the Causal Relation -ship between Government Spending and Revenue: A Cointegration Analysis

ぺ

Public Choiα， Vol.89， pp..363-374

Hoover， K. 0..， and S. M Sheffrin， (1992)，“Causation， Spending， and Taxes: Sand in the Sandbox or Tax Collector for the Welfare State

ぺ

?

AmericanEconomたReview， VoL 82， pp 225-248.

Johansen， S， (1988)，“Statistical Analysis of Cointegrating Vectors

ぺ

]ournalof Eωー nomic あ仰micsand Contγol， Vol 12， pp 231-254

Johansen， S.， (1991)，“Estimation and Hypothesis Testing of Cointegration Vectors in Gaussian Vector Autoregressive Models

ヘ

Econometrica，V 01 59， pp. 1551-1580. Johansen， S.， and K Juselius， (1990)，“Maximum Likelihood Estimation and Inference

on Cointegration-With Applications to the Demand for Money

へ

OxfordBulletin

0 /

(24)

-282ー香川大学経済論叢 666

Jones， l D， and D Joulfaian， (1991)，“Federal Government Expenditures and R巴venues in the Early Years of the American R巴public:Evidence from 1792 to 1860"， Jouγnal

0 /

Macroκonomiω， V 01.13， pp.. 133-155

Li， X， (2001)，“Government Revenue， Government Expenditure， and T emporal Causal -ity: Evidence from China"， AρPlied Economiι，5， V 01.33， pp.. 485-497

Manage， N， and M. L. Marlow， (1986)，“The Causal R巴lationbetween Federal Expendi -tur巴sand Receipts"， Southern EwnomκJournal， Vol 52， pp.617-629

Meltzer， A H， and S. F Richard， (1981)，“A Rational Theory of the Size of Govern -ment"， Journal

0 /

Political Ewnomy， Vol.89， pp 914-927

Miller， S.M.， and F. S.. Russek， (1990)，“Co-Integration and Error-Correction Models: The τemporal Causality between Government Taxes and Spending"， Southern &onomic Journal， Vol 57， pp.221-229

Musgrave， R A， (1966)，“Principles of Budget Determinations"， in H Cameron and W Henderson (eds)， Public Finance Selected Readings， New York: Random House Owoye， 0， (1995)，“The Causal Relationship between Taxes and Expenditures in the G7

Countries: Cointegration and Error-Correction Models"， AρPlied Ewnomics Let -ters， VoL 2， pp.19-22

Payne， J. E， (1998)，“The Tax-Spend Debate: Time Series Evidence from State Budgets"， PubliιChoice， V 01 95， pp.. 307-320

Peacock， A T， and J Wiseman， (1961)， The Growth

0 /

Public Eゆ6四diture in the

United Kingdom， Princeton， NJ: Princeton University Press

Peacock， A.T， and J Wiseman， (1979)，“Approaches to th巴Analysisof Government

Expenditure Growth"， Public Fznance Quarfer(y， Vol 7， pp.3-23

Phillips， P C.B， and P Perron， (1988)，“Testing for a Unit Root in Time Series Regres -sion"， Biometrika， VoL 75， pp.. 335-346

Ram， R， (1988)，“Additional Evidence on Causality between Government Revenue and Government Expenditure"， Southern E正問omicJournal， Vo.l54， pp.763-769 Vamvoukas， G， (1997)，“Budget Expenditures and Revenues: An Application of Error

Correction Modelling"， Publ:μ Finance/Finances Publiques， VoL 52， pp 125-138

von Furstenberg， G.M.， Green， R ，J and l H Jeong， (1986)，“Tax and Spend or Spend and Tax ?"， Review of Eヒonomicsand Statistiιs， VoL 58， pp. 179-188

Zhou， S， (2001)，“The Power of Cointegration Tests Versus Data Frequency and Time Span"， Southern Eιonomic Journal， Vo.l67， pp..906-921

わが国における政府支出と政府収入の因果関係-香川大学学術情報リポジトリ