ユーロ圏における国債市場統合と市場規律＊

【 論 文 】

ユーロ圏における国債市場統合と市場規律 ＊

熊 本 尚 雄

・熊 本 方 雄

1. は じ め に

 2009年末にギリシャで発生した財政危機は，ギリシャ国債，および財政赤字の多い国の国債価 格を低下させ，これがこれらの国債を保有する欧州の銀行の財務状況を悪化させる銀行危機を引き 起こす欧州信用不安へと発展した。とりわけ，米国のサブプライム・ローン問題により，資本市場 が不安定化し，また銀行の財務状況が十分に改善されない中で発生したため，その影響は甚大なも のとなった。

 今回の財政危機の原因の一つとして，例えば，白井（2010）においては，財政規律が機能してい なかったことが指摘されている。財政規律は通常，国・地域レベルでの監視，および市場規律によっ て保証される。

 ユーロ圏における監督の仕組みとして，安定成長協定において，財政収支赤字は

GDP

3%

を超えないことという規制があった。財政収支赤字がこの基準値を上回る場合，欧州委員会により，

過剰財政赤字と評価され，経済財務相理事会が是正勧告を行う，また，過剰財政赤字を是正できな い場合は，GDPの

0.2%

10

1

2

 これに関し，ドイツとフランスでは，2002年より

3

GDP

3%

11

2004

1

1

7

2005

3

および過剰財政赤字手続きが適用されない例外的状況を緩和された。このことからも，ユーロ圏に おいては，監督が十分に機能しておらず，また，いわゆる「内輪の圧力（peer pressure）」が働い

＊ 本稿の作成にあたっては，匿名レフェリーより有益なコメントを頂いた。また，熊本尚雄については本研究 にあたり，科学研究費補助金（若手研究B・24730265）の助成を受けている。記して感謝の意を表したい。

† 福島大学経済経営学類，e^-mail : [email protected]^-u.ac.jp

‡ 東京経済大学経済学部，e^-mail : [email protected]

ていなかったことがわかる。

 一方，財政規律と市場規律の関係について，これまで金融市場統合が市場規律を改善するか，そ れとも悪化させるかについて研究がなされてきた。例えば，Manganelli and Wolswijk（2007）では，

金融市場統合により市場の効率性が上昇するならば，国債のリスク・リターンに基づいた正確な価 格付けがなされるため，不健全な財政政策を採用する国の国債の利回りは上昇し，市場規律は改善 する一方，金融市場統合が各国の財政政策の健全性を差別化する能力・意思を欠如させるならば，

市場規律は悪化すると指摘している。これに関し，ユーロ圏においては，例えば

2007

GDP

0.2%

5.1%

12

0.32%

 本稿の目的は，ユーロ導入後のユーロ圏において国債市場が統合されてきたかどうか，また各国 における国債利回り格差が各国の財政の健全性を反映していたかどうかを実証分析することであ る。

 具体的には，国債市場統合の実証分析においては，Adam et al.（2002）により提示された名目金 利差における b 収束性と v 収束性をパネル単位根検定により分析する。また，国債の利回り格差 の決定要因に関する分析では，Bernoth et al.（2004）に基づき，危険回避的な投資家の最適化問題 より導出される信用リスク，流動性リスク，投資家の危険回避度という利回り格差の決定要因を説 明変数とした実証分析を行う。

 本章の構成は以下の通りである。第

2

3

4

2. 国債市場統合の分析

2^-1. 先行研究

 一般的に，金融市場統合の分析には，3つのアプローチがある。

 第

1

CAPM（International CAPM）として表される。したがって，このアプロー

 第

2

蓄と投資の間には相関が存在しないはずである。したがって，このアプローチでは，貯蓄と投資の 相関，すなわち

Feldstein=Horioka

 第

3

 これら

3

 先述の通り，国債市場においては，一物一価の法則は金利平価式として表される。この金利平価 式にはカバー付き金利平価，カバーなし金利平価，および実質金利平価がある。

 Frankel（1992）は，ある第i国と基準国の実質金利差を以下のように分解した。

（1）

ただし，ri t,

と r

はそれぞれ第

と i

はそれぞれ第

p

p

fd

は fd

f

s

1 i t

/ ⁺ -

と定義

/

, f

は t

期に受渡しが行われる

s

 （1）式の右辺第

1

i

fd

,

i t- -t i t

は，カバー付き金利平価からの乖離であり，金融市場統合に対

するすべての直接的・間接的障壁を表す。ここで直接的障壁には，資本規制，取引コスト，居住国 によって投資家を差別的に扱う税率など，すべての法的・制度的な障壁が含まれる。一方，間接的 障壁には，国家間における会計基準，言語，文化的差異に伴う情報コストが含まれる。これらの障 壁は第i国特有の要因を反映するため，第

1

カバー付き金利平価はカントリー・プレミアムがゼロのときに成立する。

 第

2

fd

s

は為替リスク・プレミアムを表し，第 1

i

s

,

i t- -t D i te

を表す。したがって，カバーなし金利平価はカントリー・プレミアムと為替

リスク・プレミアムがゼロのときに成立する。為替リスク・プレミアムがゼロとなるのは，投資家 が危険中立的で，先物為替相場が将来の直物為替相場の不偏予測量

f

s

i te

1= 1

+ +

となるときである。

 第

3

s

p

p

, i te

te i te

D +D -D

は事後的な購買力平価からの乖離を表す。したがって，実質金利平価が

成立するのは，金融市場のみならず，生産物市場も完全に統合されるときである。

 また，第

2

3

 Eijffinger and Lemmen（1995）は，1979年

3

1992

8

1 以上のアプローチについては， Eijffinger and Lemmen（2003a, b）を参照のこと。

r r i p i p

i i fd fd s s p p

, *

, , * *

, *

, , , , *

,

i t t i t i te

t te

i t t i t i t i te

i te te

i te

=

= + + +

D D

D D D D

- - - -

- - - -

^ ^

^ h ^ h ^

h h h

のカバー付き金利平価，事後的なカバーなし金利平価，事後的な実質金利平価からの平均偏差の大 きさと変動を分析した。また，収束速度を測るため，これらの金利平価からの平均偏差をトレンド に回帰した。さらに，Eijffinger and Lemmen（1995）はカバーなし金利平価は，内外収益率格差の 変動に対し，投資家が国家間で資産を移動させる能力（ability）＝カントリー・プレミアムと，意 欲（willingness）＝為替リスク・プレミアムの両方を反映しているのに対し，カバー付き金利平価 は能力のみしか反映していないため，カバーなし金利平価の方が好ましいとしている。

 Adam et al.（2002）は，経済成長理論における b 収束性と v 収束性の概念を応用し，ユーロ圏に おける国債市場統合を分析した²。Adam et al.（2002）は，これらの概念をドイツを基準国としたユー ロ圏の国債市場に応用し，相対的に高い金利の国は，金利の低い国より速く低下しているかとい

う b

収束性と，クロス・セクションの金利の標準偏差が通時的に低下しているかという

収束性

を分析した。

2^-2. 分析方法

 本稿では，「価格に基づいたアプローチ」を採用する。また，その際，名目金利に基づく金利平 価式（カバー付き金利平価とカバーなし金利平価）を前提とする。なぜならば，実質金利に基づく 実質金利平価は，金融市場が統合されるだけでなく，生産物市場も統合され，常に購買力平価が成 立することを前提としているが，後者は本稿の分析目標ではないからである。また，先述の通り，

名目金利に基づく金利平価式に関し，Eijffinger and Lemmen（1995）は，カバーなし金利平価は内 外収益率格差の変動に対して，投資家が国家間で資産を移動させる能力（＝カントリー・プレミア ム）と意欲（＝為替リスク・プレミアム）の両方を反映しているのに対し，カバー付き金利平価は 能力のみしか反映していないため，カバーなし金利平価の方が好ましいとしているが，ユーロ圏に おいては為替リスクは完全に除去され，

f

s

1= i t

+

が成立するため，Eijffinger and Lemmen（1995）

が主張するカバー付き金利平価とカバーなし金利平価の区別は不要となる。

 なお，以下の分析では，基準国として，先行研究と同様にドイツを選択する。これは短期金融市 場の取引におけるドイツのシェアが高いこと，またユーロが導入される直前のドイツの金利が最も 低いからである。

2^-2^-1. b収束性

 いま，名目金利差

id

i

i

i

N

i t/ i t-t

^

h は

AR（p）に従うとする。

（2）

ただし，ni

は第

2  経済成長理論において，b 収束性は貧困の状態にある経済が裕福な経済より急速に成長し，その結果，一人 当たりの所得の点で，貧困の状態にある経済が裕福なものに追いつく傾向があることを意味する。一方，

v 収束性は一組の国家，あるいは地域の一人当たりの所得の対数値の標準偏差によって測定されるクロス・

セクションの分散の程度が，通時的に低下することを意味する。詳細については，Barro and Sala^-i^-Martin

（1995）を参照のこと。

id

id

id

id

id

（3）

と書き直せる。ただし， i 1 jp ,

i j j k jp

1 k

i i

= =

b - -

_ ! = a ic ! =a である3。

 bi=D D

^ id

h

id

であるため，

の符号が負であることは，金利差の変化分

id

は 1

の金利差idi,t−1と逆方向に動くこと，すなわち相対的に金利の高い国は金利の低い国よりも，より

速く低下することを意味する。したがって，bⁱ

の大きさは市場全体での収束速度の尺度となる。

 Adam et al.（2002）は（3）式をパネル固定効果モデルにより推定しているが，（3）式は説明変 数としてラグ付被説明変数が含まれており，ダイナミック・パネル・モデルとなっている。ダイナ ミック・パネル・モデルを固定効果モデルにより推定すると被説明変数と誤差項に相関が発生し，

これがラグ付被説明変数の係数の推定値を過小評価することが知られている。これは，収束速度を 過小評価することを意味する。

 ダイナミック・パネル・モデルにおいては，bi

の符号が負であることは，金利差

Levin and Lin（1992, 1993），Levin, Lin and Chu（2002）（以下，LLC

Dickey and Fuller（1979, 1981）によって提案された Augmented Dickey and Fuller test（以下，ADF

 LLC検 定 と

IPS

i

N

に対し

i

N

N

N に対し

が国家間で

IPS

の異質性を考慮した検定

2^-2^-2. v収束性

 いま，簡単化のため，金利差idi,tはAR（1）に従うと想定する。

（4）

ただし，ni

は各国特有の固有効果を表す。（4）式の両辺から

（5）

3 （2）式の右辺にaipidi t p,-+1 を足して引くと，

  を得る。次に，^aipi-1+aiphidi t p,-+2 ^{を足して引くと，}

  を得る。これを繰り返せば（3）式を得る。

4 パネル単位根検定については，Banerjee（1999），Smith and Fuertes（2004）を参照のこと。

id

id

id

p

i t j i t

1 1

i

= +n b + c f

D - D +

= -

!

id

id

id

id

D - +

idi t,= +ni ai1idi t,-1+ai2idi t,-2+ +g ^aipi-1+aipihidi t p,-+1-aipiDidi t p,-+fi t,

idi t,= +ni ai1idi t,-1+ai2idi t,-2+g-^aip-1+aiphidi t p,-+2-aipDidi t p,- +1+fi t,

を得る。ただし，b= -1 a1

である。次に，（5）式の両辺の i

N に対する平均をとれば，

（6）

となる。ただし，

id N

id

N

t iN

i t iN

1 1 i

/ ^-

!

!

である

（7）

を得る。ただし， ,

N id

id

N

,

id t iN

i t t iN

i t

2 1

1 2 1

1 2

/ /

v -

!

^

h

!

^

h

はそれぞれ国家間における

は固定効果

と固定効果

と金利差

が

が成立すると想定する。このとき，（7）式は，

（8）

となる。（8）式は，金利差の系列

id

" ,

が定常過程に従うのであれば，すなわち

で

であるため，金利差の分散の系列

v =1

" , も定常過程に従うことを意味

している。

 Adam et al.（2002）は金利のクロス・セクションの分散を国家間における金利差^{4 4 4}の分散 vid t2,

では

N

i

i

i N i

i t t t iN

2 1 i t

1 2 1

/ / 1

v ^-

!

^

h

!

として定義している。（8）式が

で

はなく vi t2,

に対して成立するためには，各国の金利水準それ自体が定常過程に従う必要がある。し

かしながら，多くの国において名目金利は非定常過程に従うことが知られている。したがって，金⁴ 利差^{4 4}の分散の系列が定常過程に従う場合でも，名目金利が非定常過程に従うならば，金利^{4 4}の分散の 系列は通時的に発散することになる。

 差分方程式（8）式は，

（9）

と解ける。ただし， ^{* 2} 2 1 , 2 / 1

id u id

2 / + + 12

v

^

h ^

h は

の定常状態の値を表す

 （9）式より，b 収束性が成立する場合，すなわち（8）式において -1<a1<1

が成立する場合で

id0 id

2 2

v v

であるならば，

は通時的に上昇することがわかる。すなわち，

b

収束性は

収束性の必要条件であるが十分条件ではない。

 以下では，（9）式を拡張した，

（10）

（11）

を

ADF

が定常過程に従うかどうかを検定する。ただし，

j j k jp

1 k

= =

b - -

_ ! = ai c ! =a

5 撹乱項の平均はゼロであるため，（6）式の導出において，N ¹ iN , 0

1fi t=

-!= を用いた。

6 説明変数と撹乱項の共分散はゼロであるため，（7）式の導出において，N , N 1 id id 0

, 1 1 ,

i

N i i t iN

i t t i t

1 =1n-n f = =1 - f =

- -

- -

^ rh ^ h

! !

0

N , N 1 id id

, 1 1 ,

i

N i i t iN

i t t i t

1 =1n-n f = =1 - f =

- -

- -

^ rh ^ h

! ! を用いた。 

7  定常状態においては， id2^* 2 id^* 2 1 ,id

12 2 2

=

v vn+a v +a vn +vf が成立する。この式を（8）式から差し引けば，差分方

程式 , *

, *

id t id id t id

2 2

12

2 1 2

v -v =a v_ --v i を得る。

id

id

, , 2 , , ,

id t id t id t t

2 2

12 2 1

1 1 2

= + + +

v vn a v - a vn - vf

2

, , ,

id t id id t

2 2

1 2

12 2 1

= + + +

v

^

h

, *

, *

id t id t

id id

2 2

12

20 2

v =v +a v

^

h

, 1 , 2 , , ,

id t id t id t p id t p p id t p t

2 2 1

2 2

1 2 1 2

= + + + +g +

v n a v - a v - a - v - + a v - +f

, , , ,

i t i t j

j p

i t i t

2 2 1

1 2 1

= + + +

v n bv c v f

D - D

= -

!

, 1 pj

j j k jp

1 k

= =

b - -

_ ! = aic ! =a である。

2^-3. 分析結果 2^-3^-1. データ

 分析対象国は，ユーロ

17

イタリア，アイルランド，ルクセンブルク，オランダ，スペイン，ポルトガルの

11

また，ドイツを基準国とし，ユーロを

2007

1

1

1

1

 分析期間は，ユーロが導入された

1999

1

2007

12

2011

12

 国債利回りのデータとしては

10

Financial Statistics（CD^-

ROM）より入手した。

 1996年

1

2011

12

1

1

2007

2^-3^-2. b 収束性

 パネル単位根検定を行う際，（3）式におけるラグ次数piを決定する必要がある。ただし，LLC 検定と

IPS

3

3

 LLC検定の結果については表

1

1999

1

2007

12

1%

1999

1

2011

12

帰無仮説は棄却できないこと，すなわちユーロ圏の国債市場は発散過程にあることがわかる。これ は図

1

 しかしながら，先述の通り，国家間における収束速度 bi=

には異質性が存在すると考えられる。

IPS

1

1999

1

2007

12

5%

1999

1

2011

12

1999

1

2007

12

1%，IPS

5%

2^-3^-3. v 収束性

 図

2

2

1

 これより，標本期間を

1999

1

2007

12

の系列は定常過

収

1999

1

2011

12

, id t2

v

の系列は非定常過程に従うこと，すなわち v 収束性が成立していないことがわかる。なお，分

析においては，b

収束性の分析と整合的となるようにラグ次数を

3

図1 名目金利差

（出所） International Financial Statistics（CD^-ROM）より筆者作成。

表1 国債市場統合の検定

Method Statistic Prob.

b^-convergence

LLC −4.521*** 18.001 0.000 1.000 IPS −1.908** 13.491 0.028 1.000

Fisher（ADF） 54.973*** 3.993 0.000 1.000

Fisher（PP） 53.968*** 3.863 0.000 1.000

v^-convergence ADF −7.443*** 9.025 0.000 1.000

PP −6.909*** 27.346 0.000 1.000

（注1）   左列は標本期間を1999M1^-2007M12，右列は標本期間を1999M1^-2011M12 とした場合の推 定結果を表す。

（注2）  ***，**はそれぞれ99%，95%以上で有意であることを表す。

（注3）  各推定値については，小数点第4 位以下を四捨五入したものである。

（出所） 分析結果より筆者作成。

3. 国債の利回り格差の決定要因の分析

 以上の分析より，ユーロ導入から

2007

12

収束性，v 収束性とも

サブプライム・ローン問題が世界金融危機へと発展し，またギリシャ財政問題が欧州信用不安へと 発展する中で，ユーロ圏の国債市場は発散していることが示された。

 ここで問題となるのは，ユーロ圏の国債市場が統合される中で市場規律が改善されたのか，また は悪化したのかということである。先述の通り，国債市場の統合により市場の効率性が上昇するな らば，国債のリスク・リターンに基づいた正確な価格付けがなされるため，不健全な財政政策を採 用する国の国債の利回りは上昇し，市場規律は改善する。しかしながら，国債市場の統合が各国の 財政政策の健全性を差別化する能力・意思を欠如させるならば，市場規律は悪化しているはずであ る。したがって，市場規律が改善するという想定の下では，国債市場が統合され，各国における国 債の利回り格差が収束することは，財政収支の対

GDP

2

2000

1

2011

12

3^-1. 先行研究

 これまで，国債の利回り格差の決定要因を実証分析した先行研究は数多く存在する。これら多く の先行研究で共通することは，信用リスク，流動性リスク，投資家の危険回避度という

3

図2 クロス・セクションの金利差の分散

（出所） International Financial Statistics（CD^-ROM）より筆者作成。

が国債の利回り格差を決定する重要な要因となっていることである。以下，Barrios et al.（2009）

の分析に従い，これら

3

 信用リスクは，債務不履行リスク，信用スプレッド・リスク，および格下げリスクの

3

リスクは，当該国債の市場価格が同程度のリスクを持つ他の国債の市場価格よりも低下し，スプレッ ドが拡大する可能性に起因するリスクである。格下げリスクは，当該国債の格付けが格付け機関に より引き下げられる可能性に起因するリスクである。

 流動性リスクは，市場参加者が望む時に大きな価格変動を伴うことなく，自由にポジションを変 更できない可能性に起因するリスクである。市場の流動性を決定する要因は発行されている市場の 残高，取引量，およびヘッジを可能とするための先物市場の存在などに依存する。

 信用リスクと流動性リスクは，相互に関係を持っている。例えば，金融危機が発生する中で，国 内の景気を刺激するための財政出動が行われたり，また，国内金融機関を救済するため公的資金が 投入されたりする過程で，国債の発行残高が増大すると，それは流動性リスクを押し下げる効果を 持つであろうが，その一方，これらの政策に伴う財政収支赤字の拡大，および債務残高の増大はそ の維持可能性に対する疑問を増大させるため，信用リスクを増大させることになる。

 投資家の危険回避度は，投資家がリスクを相殺するために要求する安全資産に対する超過収益率 を決定する要因である。通常のモデルにおいては，投資家のリスク回避度などのディープ・パラメー タは通時的に一定とされるが，現実的には市場環境により変化すると考えられる。したがって，投 資家の危険回避度が増大するならば，国債が内包するリスクに変化がない場合でも，「リスクの価格」

は上昇し，国債の利回り格差が増大することになる。

 以上，国債の利回り格差を決定する

3

Bernoth et al.（2004）のモデルに従

 いま，自国と外国（ベンチマーク国）に，それぞれ代表的投資家が存在しており，各投資家は自 国の国債と外国の国債に資産Wtを分散投資するものと想定する。また，外国の国債は無リスク資 産であるが，自国の国債には債務不履行に陥る可能性が存在するものとする。また，自国の投資家 はt+

1

W

E W

6

@

Var W

6

@ からは負の効用を得るものと想定し，効用関数を

（12）

と特定化する。国内の代表的投資家は名目資産 Wt+1

のうち i

の 1-i

の割合を外国の債券

（13）

（14）

が成立する。ここで，自国の債券は 1-

P x ^

h

P x ^

h

の確率で債務不履行に陥る信用リスク

, , 0, 0

U

U E W ^

6

@ Var W

6

@ h U

U

W D

t t t

i =

1-it

W

F

^ h

を持っている。ただし，xtは確率に影響を与える変数の集合である。債務不履行に陥った際には，

投資家は x!

6

@ の支払いを受けるものとする。ただし，i

 さらに，自国の債券の売買には取引高に応じた取引費用がかかるものとし，この取引費用は自国 の国債市場の流動性の減少関数であるとする。一方，外国の債券市場は十分に大きく，取引費用は ゼロであると基準化する。以上の想定の下で，

（15）

と表せる。ただし，i^*t

が外国債券の名目金利，L

ここで，債務不履行に陥った際には，国内投資家と海外投資家の区別はせずにx=x*

が支払われ

1

（16）

自国債券に対する投資収益は不確実であるため，国内投資家と海外投資家のt+

1

（17）

（18）

 効用最大化問題を解くと，最適な自国債券の保有割合が

（19）

（20）

と求められる。ただし，ここで 2

WU U

W U U

t= t t t 2 1

U - U =-

であり，それぞれ国内投資家と

海外投資家の相対的危険回避係数を表す。

 Sを自国政府が発行する債券の総供給量とすると，自国の債券市場が均衡するためには

（21）

が成立しなければならない。これを国債の利回り格差について解くと，（22）式が得られる。

（22）

 右辺第

1

P x ^ h

の増加関数である。信用リスク・プレミアムは，債務不履行に陥った際に

の増加に伴い低下する。また，

6

@ であるため，信用リスク・プ

 右辺第

2

E W

i WP x W

P x WL

i

W

t+ = +

^

h

^

h

^

^

hh

^

h ^

h

6 @

1

E W

i

W P x

W

P x

W L

i

W

t+ =

^

h

^

h

^

^

hh

^

h ^

h

6 @

Var W 6

@

W

^

i

h

P x ^

h ^

P x ^

hh Var W

W

i

P x

P x

t+1 =i

^

h ^ h ^

^ hh

6 @

1

i P x P x

P x i P x L i

1

1 1 1

2

*

t t t t t t

t t t t t t

= +

+ + +

i x

x

U - -

- - - t

^ ^ ^ ^ ^ ^ ^ ^ ^

h h hh

h h hh h

1

i P x P x

P x i P x L i

1

1 1 1

* * 2

*

t t t t t t

t t t t t t

= +

+ + +

i x

x

U - -

- - - t

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P x i P x L i W W

1 1

1 1 1

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*

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x + x

U U

- - - - -

^

^ hh

^ ^ h ^ h h ^ ^ ^ h hh

スク・プレミアムは低下する。

 右辺第

3

の減少関数，債務不

p x ^

^h

P x ^

hh

^

i

h

が大きくなるほど），リスクのある国と無リスク国間の国債の利回り格差が大きくなる。

 以上，国債の利回り格差を決定する

3

3

 まず，信用リスクに関し，Manganelli and Wolswijk（2007）は，格付け機関による国債の格付け を用いている。ただし，格付けが変更される頻度は小さいため，月次の国債利回りのデータなど頻 度の大きいデータを用いて分析する場合には適当ではない。これに関し，ユーロ圏各国の国債の格 付と

ECB

Refinancing Operation, MRO）の最低応札レート（すなわち，政策金利）との相関が高いことから，

格付けダミーとこの

MRO

 Barbosa and Costa（2010）は，ドイツを基準国とした場合の

CDS

protection

においても，5年物の

CDS

CDS

市場が正しくリスクを評価していたかという市場規律を分析することが目的であるため，これらの データではなく，信用リスクをより本源的に反映するマクロ・データを用いた方が好ましいと考え られる。

 これに関し，Codogno et al.（2003），Bernoth et al.（2004），Schuknecht et al.（2010）では，財政 収支の対

GDP

GDP

デット・サービスの対歳入比は，企業金融の分析におけるデット・サービスの対キャッシュ比と同 様の概念であり，GDPが同等の国であっても，租税収入を増大させる能力に差異があることを考 慮し，支払い義務の多い国ほど，各年度の財政政策に制約がかかることに焦点を当てるものである。

 また，Haugh et al.（2009）はこれら財政の健全性を表す指標の現在値ではなく，将来における年 金支出などで測られる予測値の方が，重要な影響を与えることを指摘している。さらに，Bayoumi

et al.（1995）はアメリカの各州の州債の利回り格差（基準州は

New Jersey

健全性を表す変数が国債の利回り格差に与える影響は非線形的であることを示し，その理由として，

財政政策の健全性が悪化するほど，市場による懲罰（credit punishing effect）が増大するためであ ると指摘している。

 また，Bernoth et al.（2004）は，当該国の名目

GDP

GDP）よりも標準

定義し，景気循環を表すダミー変数を説明変数に含めている。これは，債務不履行リスクは景気が 悪化するほど高まることを反映させるためである。

 Barrios et al.（2009）では，経常収支赤字の対

GDP

 流動性リスクについては，上記の先行研究の多くでは取引費用を測る指標としてビッド・アスク・

スプレッド（bid^-

ask spread）や市場規模を測る指標として債務残高を用いている。Gravelle（1999）

はビッド・アスク・スプレッドと債務残高の相関係数は有意に負であることを示している。

 投資家の危険回避度については，上記の先行研究では，国債の利回りと社債の利回りのスプレッ ドを用いている。これは投資家が危険回避的になるほど，よりリスクの高い社債に対しプレミアム を要求することに基づいている。実際の分析においては，ユーロ圏における国債利回りと社債のス プレッドの代理変数としてアメリカにおけるそれが用いられている。Haugh et al.（2009）は投資家 の危険回避度を表す変数と財政の健全性を表す変数の交差項を推定式に含めている。これは，先述 の通り，財政の健全性を表す変数が，国債の利回り格差に与える非線形的な影響を考慮したもので ある。

3^-2. 分析方法 

 以上の考察に基づき，以下では，

（23）

をパネル分析の手法を用いて，実証分析する。ただし，xi,tは第i国における債務不履行確率に影響 を与える要因を表し，本稿では，財政赤字の対

GDP

GDP

CDS

 Li,tは流動性リスクを表す要因で，本稿では市場規模を測る指標として，各国の国債残高がユー ロ圏における国債残高に占める比率を用いる。これは，取引費用を表すビッド・アスク・スプレッ ドのデータが利用可能でなかったことによっている。しかしながら，先述の通り，Gravelle（1999）

は，ビッド・アスク・スプレッドと債務残高の相関係数は，有意に負であることを示していること からも正当化されると考える。ただし，推定結果の解釈においては，国債の発行残高の増大は流動 性リスクを押し下げる効果を持つ一方，信用リスクを増大させるという信用リスクと流動性リスク の依存関係に留意する必要がある。U^t

は投資家の危険回避度を表す指標で，本稿では，先行研究

id

x

L

x

L

v

の交差項として定式化する。viは各国特有の要因に起因する誤差である。これは，ユーロ圏におけ る国債市場は統合過程にあったものの，各国に存在する言語，慣習などの文化的要因，または取引 制度などの制度的な要因が完全な裁定の障壁となる結果，これが国債の利回り格差に反映される可 能性を考慮したものである。また，各国特有の要因を含む誤差項 ui t,/

v

が取引費用など国債

3^-3. 分析結果 3^-3^-1. データ

 標本期間は，データの制約上，2000年第

1

2011

4

2007

4

2008

1

 分析対象国は，第

2

フランス，ギリシャ，アイルランド，イタリア，ルクセンブルク，オランダ，ポルトガル，スペイ ンの

11

 国債の利回り格差には，第

2

10

 信用リスクの尺度としては，財政収支の対

GDP

GDP

 流動性リスクの尺度としては，分析対象である

12

10

10

8  なお，先行研究で用いられているデット・サービスの対歳入比率については，国債償還費のデータが年次デー タからしか利用可能ではなく，かつフィンランド，ギリシャについては利用可能でなかったため，本稿では 説明変数から除外した。

9  これは先行研究で用いられる取引費用を表すビッド・アスク・スプレッドのデータが利用可能でなかったた めである。

表2 データ出所一覧

データ 定義 出所

国債利回り 10年物国債利回り IFS

財政収支 一般政府歳入−一般政府歳出 IFS

政府債務残高 一般政府債務残高 eurostat

国債残高 一般政府の株式を除く証券による長期債務残高 eurostat

GDP 名目GDP（季節調整なし） eurostat

アメリカ国債利回り アメリカ10年物国債利回り IFS 社債利回り アメリカ7^-10年物社債利回りインデックスの利回り Merrill Lynch

証券による債務残高¹⁰