本稿は、石油ショック時に高度成長が終りインフレになった頃の、日本経済と経済政策についてまとめたレポートです。
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石油ショック時代の日本経済と経済政策
− 森口親司『日本経済論』(創文社,1988)「第1部 高度成長の帰結と70年代における変貌」の第2章「混乱期の日本経済:1971−75年」(pp.22-36)を中心にまとめる −
 
神山 卓也
 
 
1.この期間に日本経済が直面した最大の問題
 
 この期間に日本経済が直面した最大の問題は,何よりもインフレーションである.そこで,まず,この時期のインフレーションの原因と経緯について説明を行う.
 この時期のインフレは石油ショック以前に,1960年代後半から既に発生していた.その原因は,日本にとっては既に過剰競争力状態と化していた1ドル360円の固定為替レートが続く環境下で,ベトナム戦争により発生した海外のインフレが国内に波及していたためである.中村隆英『日本経済 その成長と構造 第3版』(東京大学出版会,1993)p.212によれば,当時の卸売物価上昇率は英米で年率4%程度,フランスでは年率9%程度であった.これに対して政府がとった政策は,1969年9月からのインフレ抑制のための引き締め政策であった.中村『前掲書』pp.212-213によれば,この時,公定歩合を従来の5.84%から6.25%に引き上げ,さらに,窓口指導によって市中資金の供給を直接的に制限した.ところが,これによって確かに国内物価上昇率は沈静化したが,貿易黒字が急速に拡大してしまった.これは,中村『前掲書』によれば,インフレの原因が国内需要の過熱ではなかったにもかかわらず引き締め政策を実行してしまったために国内需要の停滞を招き,これが企業の輸出圧力と化したためである.中村教授も森口教授も指摘するとおり,本来,このような状況下では,円レート切り上げと内需拡大との併用という政策を採用した方が良かったと考える.その理由は,まず,円レート切り上げによって,外貨建て海外物価が上昇しても円建ての輸入品価格の上昇を和らげ,海外のインフレというこの時のインフレの本来の原因を吸収でき,かつ,内需拡大政策と円高とによって貿易黒字拡大を抑制できたからである.しかしながら,内野達郎『戦後日本経済史』(講談社学術文庫,1978)pp.235−238によれば,円レート切り上げに対しては,1)国内の同意の欠落,2)円レート切り 上げが沖縄返還への混乱要因となること,3)円レート見直しが国会内での政治問題化していたこと,の3点の政治的要因により円レート切り上げは不可能な国内状況にあり,かつ,1970年には万国博覧会が大阪で開催されたため,万博期間中に開催当事国が為替レートを切り上げる訳にもいかなかった.したがって,この海外インフレの波及対策として円レート切り上げという最も有効な手段を採れなかった理由は,単に経済政策上の判断ミスというよりは,むしろ政治的手詰まりというべきであろう.
 ニクソン・ショックの後,1971年12月のスミソニアン協定によって円レートは旧レートから16.88%切り上げられて1ドル308円になった.森口『前掲書』p.24によれば,円切り上げの影響は心理的なものだけにとどまり,数量ベースでの日本の輸出の伸びは71年には12.8%,72年でも5.7 %の伸びが継続することになった.金額ベースでの記録は中村『前掲書』p.215 に載っているが,1970,71,72年のドル建ての通関輸出の対前年比増加率は20%前後であったが,円建てで見ると72年には4.3 %に落ち込んでいる.この数値は典型的なJカーブ効果を示していると考える.数量ベースでは円切り上げの影響は少なかったが,円ベースでの輸出手取り収入は減少した.余談だが,中村『前掲書』p.215によれば円建て輸出物価指数は72年に2.9%減少しており,また,森口『前掲書』p.24によればドルベースでの日本の対米貿易黒字は71年には前年比倍増して84億ドルになり,翌72年にも83億円であって,円切り上げにもかかわらずむしろ増加してしまった.これは,辻村江太郎教授が『円高・ドル安の経済学』(岩波書店,1987)pp.42-67で述べているような,円レートが切り上げられても日本の貿易黒字が減らないのは,単にJカーブ効果が観察されるだけではなく,日本企業の企業努力による日本製品の価格低下によって,為替変動幅よりも日本製品の競争力低下幅が小さくなるために,為替調整を手段としても予想した程には貿易黒字が減少しない,という現象が,この時代に既に現れていた可能性が高いと考える.もっとも,海外インフレの進展により,日本製品の相対的競争力が単に減らなかっただけであるかも知れない.いずれにせよ,まとめると,円切り上げによって,数量ベースでは輸出の減少が発生しなかったが,輸出手取り収入が減少したのである.
 この輸出手取り収入減少対策のために国内需要拡大が必要であると国民全体が考えていたまさにその時期,1972年夏に田中内閣が発足し,公共事業の新アイデアである日本列島改造論ブームが発生した.この背景下で,1972年と73年の予算は拡大型のものとなった.森口『前掲書』p.25によれば,政府固定資本形成の伸び率は,70−72年の3年間でそれぞれ20.8%,26.8%,20.8%であり,また,同時期の通貨供給量の伸び率はそれぞれ18.0%,24.0%,25.1%であって,この通貨供給量の伸びは,名目GNP(実質GNPではない)の伸びを71年に14%,72年に8%も上回っていた.篠原三代平『戦後50年の景気循環』(日本経済新聞社,1994)pp.95-96の数字は森口教授が引用したものと異なっており,政府固定資本形成の伸び率は1971−73年でそれぞれ  24.0%,24.4%,26.1%であり,通貨供給量(M2+CD)の伸び率は20.5%, 26.5%,22.7%であるが,判断を変更せしむる程の大きな相違ではない(多分,統計数値の取り方の相違であろう).当然のことながら,これは企業の手元流動性の著しい拡大という状況をもたらした.いま,佐藤和夫『マクロ経済学専科』(日本評論社,1989)p.154(8.6)式の形で貨幣数量式を表すと,物価をP,通貨供給量をM,回転数をV(ただし,厳密な意味での回転数ではない),名目GNPをYとして,
 
(第1式)  MV = PY
 
になる.佐藤教授によれば,通貨供給量Mは取引用のM1のみを指し,取引用には使 われない定期性預金をMには入れられないとしているから,通貨供給量の指標として通常使われるM2+CDは第1式には使えないことになるが,今日の日本では定期預 金には貸越が設定されるのが常であるから,通貨供給量Mに定期性預金を入れてはいけないとする佐藤教授の意見の根拠が私には分からない.ただし,1970年代前半のこの時代の定期預金に貸越が設定されているかどうか不明であるから,この時代に関して言えば,佐藤教授の言われるとおりであるかも知れない.通貨供給量Mの指標として何を用いるかは別にして,仮に回転数Vが(少なくとも短期的には)一定であると仮定し得るならば,前述のごとく通貨供給量Mの伸び率が名目GNP・Yの伸び率を上回っていたこの時代,必然的に物価Pは増加せざるを得ない.これこそが,国内要因によるインフレの発生メカニズムである.
 森口『前掲書』pp.25-26,中村『前掲書』pp.216-219によれば,日本列島改造論による土地投機ブームのため,全国市街地の土地価格指数(毎年3月調べ,1955年=100)は72−74の間に5割以上も暴騰し,一般商品の価格も上昇した.さらに,1970年(これは1973年のいわゆる石油ショック以前のタイミングである)にOPECがメジャーとの間に原油価格を段階的に約50%引き上げる契約を締結した上で原油の供給過剰状態を回避し,また,1972年には穀物不作でソ連が大量に穀物を買い付けたことから第1次産品の需要超過が発生した.これが国内にも波及し,超過需要インフレが発生し始めていたのである.そのため,森口『前掲書』p.26によれば,1973年春時点で,卸売物価も消費者物価も前年同月比11%の上昇を示していたのである.内野『前掲書』p.271によれば,73年春から夏にかけて既に「食糧危機」という用語がオーバーにマスコミに登場していたから,物不足による不安感は,10月の石油ショック以前に既に発生していたことが分かる.
 森口『前掲書』pp.26-27によれば,この需給ギャップを発生させた要因は需要側,供給側それぞれに数点指摘可能である.需要拡大要因としては,公共事業の拡大,円高にもかかわらず海外インフレのために日本製品が競争力を回復して輸出が減らなかったこと,需給ギャップの縮小に反応して,1972年度の後半から設備投資が急回復したこと,金融緩和下での投機的動機による需要の増大の4点である.供給停滞要因としては,産業の供給能力拡大率の低下と,不況カルテルや企業合併の増加による企業間競争の弱化とを,森口教授は指摘している.さらに,1973年春の消費者物価の前年同月比11%の上昇を反映して,73年春闘の平均妥結率は20.1%に及んだから,今にして思えばコストプッシュ・インフレの要因までもが加わったことになる.
 このような状況下で1973年10月に第4次中東戦争が勃発し,OAPECが石油戦略を発動したことから石油ショックが発生した.我々は1973年のインフレというと石油ショックが原因であると思い込みがちであるが,このように石油ショック発生前から既にインフレは発生していたのであり,石油ショックは単にだめ押しをしたに過ぎない.この点については,森口教授も中村教授も同様の指摘をしているので,経済学者にとっては常識というべき分析なのだろうと推測するが,石油ショックによってインフレが発生したという世間一般の通念とずれているのが不可思議である.察するに,先述したようなインフレのメカニズムは世間一般になじみのある議論ではなく,一方,石油ショックは大きな社会的事件であったから,経済分析以前の次元で人々の記憶に残りやすく,また,経済の基礎知識抜きでももっともらしく聞こえて理解しやすかった,という点が,専門家と非専門家との間のこの認識ギャップの原因であろうと考える.経済政策の選択のための前工程としての投票判断基準の形成という視点で考えると,この認識ギャップは,経済を専門としない日本人がインフレ防止の失敗から学んだことが少ない,ということを意味するから,よろしい現象であるとはお世辞にも言い難いと危惧する.このことは,一国の教育カリキュラムをどうするべきか,という問題も併せて考えると,極めて重要なテーマであるように私には思える.石油ショックが日本経済に与えた影響は,インフレというよりは,むしろ,その後の省エネルギー体質への経済構造の転換を促したことの方が大きいと考えるが,その点については,私がレポートの題材として選んだ期間を超えるので,詳しくは触れない.1973年の時点で考えれば,もともとインフレが発生していたところに石油ショックが10月に到来して人々がパニック状態になり,11月の物不足・買いだめ騒動に発展したのである.
 1973年の物不足騒動の要因が心理的原因に基づくものであることは,本学(東洋英和女学院大学)の辻村教授が慶應義塾大学産業研究所に在籍していた頃の辻村教授や続幸子講師(当時)達が行った研究で実証的に明らかになっており,辻村『計量経済学』(岩波全書,1981)pp.101-136にまとめられているので,要約して引用する.我々が完全競争市場を想定するときには,個々の企業や消費者にとっては価格は所与であるということを前提とする.しかし,産業組織論的な意味での独占や寡占が成立していない場合でも,供給や需要の極端な超過や不足が発生して,売り急ぎや売り惜しみ(供給側),買いたたきや買い控え(需要側)が存在するときには,価格が所与ではないという現象が急性的に(一時的に)発生する.辻村教授や続講師達は,産業組織論的な意味での恒常的な独占や寡占と区別して,この現象を急性売手負占(売り急ぎ),急性売手多占(売り惜しみ),急性買手多占(買い控え),急性買手負占(買い急ぎ)と名付けて,企業や消費者の行動が価格に影響を及ぼすモデルを想定した.そして,1973年の狂乱物価の際には心理パニックが急性買手負占を生じさせ,これが急性売手多占となって物価上昇になったいう仮説をたてて供給曲線と需要曲線とを実測したのである.
 まず,急性売手多占について説明する.いま,企業の利潤をπ,製品価格をp,生産量(販売数量)をx,コストをCと置くと,利潤式は
 
(第2式) π=px−C
 
となる.ここで,市場が競争的であることを仮定してpを定数として扱うのが通常であるが,売手多占の状況が発生すると価格pは売り手にとって所与の定数ではなくなるので,第2式右辺第1項の収入(販売金額)を生産量xで微分すると,
 
(第3式) d(px)/dx=p+(dp/dx)・x
              =p・{1+(dp/dx)・(x/p)}
 
となり,産業競争論的な不完全競争の場合と同じ収入式になる.ところが,急性売手多占の場合には完全な売手独占ではないから,各企業の供給量xは市場の全供給量Xと一致するわけではない.そこで,個別企業の供給量xが直接市場価格pを動かすのではなく,xの増減が全供給量Xを変動させることを通じて市場価格pに影響を与えるものと想定して,第3式の右辺カッコ内第2項の価格伸縮性を分解すると,
 
(第4式) (dp/dx)・(x/p)={(∂p/∂X)・(X/p)}・{(∂X/∂x)・(x/X)}
              価格伸縮性    市場感応弾性
             ={(∂X/∂x)・(x/X)}/{(∂X/∂p)・(p/X)}
              市場感応弾性   需要の価格伸縮性
             =λ/−|η|
 
という形になる.ここで,λは,個別企業の供給量の変化が市場の全供給量に与える変化の影響であるから,市場感応弾性であり,ηは,消費者行動を反映するという需要の価格弾性である.例えば,完全競争市場の場合にはλ=0になり,完全売手独占の場合にはλ=1になる.いま,第4式を第3式に代入すると,
 
(第5式) d(px)/dx=p(1−λ/|η|)
 
となるから,この第5式を用いて,第2式を供給量xで微分すると,利潤極大条件は,
 
      dπ/dx=d(px)/dx−dC/dx=0 より,
 
(第6式) p(1−λ/|η|)=dC/dx 
    または p=(dC/dx)/(1−λ/|η|)
 
となる.第6式において,市場感応弾性λが0<λ<1の値であると,第6式(後者の形)は1よりも小になるから,販売価格pは限界費用dC/dxよりも高くなることが分かる.これが売手多占であり,この
 
(第7式) 1/(1−λ/|η|)=ω
 
を売手多占度と呼ぶ.完全競争市場でλ=0となるときには,ω=1となる.
ここで,続講師は,当講義でも紹介されたコブ=ダグラス型に生産関数を特定化して供給関数を測定し,売手多占度ωの推移を観測した.いま,生産量をx,労働投入量をL,資本設備投入量をKとしてコブ=ダグラス型生産関数を表すと,
 
(第8式) x=a(L**b)・(K**(1-b))
 
の形になる.ただし,ここで,**はべき乗を表す.第8式を変形すると,労働投入量Lは産出量xと資本設備投入量Kとの関数として
 
(第9式) L={(1/a)・K**(b-1)}**(1/b)・x**(1/b)
 
となる.いま,短期であることを想定して資本設備投入量Kを固定値であると見なすと,第9式の右辺第1項は定数となるから,これをAと現せば,第9式は
 
(第10式) L=A・x**(1/b)
 
となる.ここで視点を費用に転じる.賃金率をw,単位資本費をr,各種原燃料価格をpi,原燃料の投入計数をaijとすれば,人件費と資本費と原燃料コストとの総和 としてのコストは,
 
(第11式) C=L・w+K・r+Σpi・aij・x
                 i
となる.いま,先述の第10式を第11式に代入すれば,
 
(第12式) C=A・x**(1/b)・w+K・r+Σpi・aij・x 
                       i
となる.したがって,限界費用は,
 
(第13式) dC/dx=B・x**β・w+Σpi・aij
                     i
となる.ただし,B=(1/b)・A,β=(1/b)−1である.いま,第2式の利潤の極大化を企業が考えるとき,価格所与の完全競争市場を想定すれば,
 
(第14式) dπ/dx=0,  ∴  p=dC/dx
 
となるから,この第14式と第13式とから,短期供給曲線は,
 
(第15式) p=B・x**β・w+Σpi・aij
                 i
となる.トイレットペーパーの製造コスト構成比を,紙・パルプ協会:「家庭用薄葉紙−その現状と見通し」(昭和48年8月)を資料として続講師が調べたところ,原材料,燃料動力費など合わせて67%であり,平常時にはトイレット・ペーパー・メーカーのコストが価格に比例すると仮定して,続講師は1973年1〜8月の平均小売価格に0.67を乗じた数値76.4を,第15式右辺第2項・製品単位当たり減燃料費Σpi・aijの推定値とした.その上で第15式を変形し,パラメータBにその時の所与の賃金率wを含めて,B'=B・wと置けば,
 
(第16式) p−Σpi・aij=B'・x**β
        i
    ∴ log(p−Σpi・aij)=logB'+βlogx
           i
となる.この式が,生産関数をコブ=ダグラス型に特定化したときに,誘導型方程式として求められた短期(=資本設備投入量固定)供給関数を,さらに,計測し易いように対数線形にしたものである.これに先述の数値76.4を代入し,観測期間を1973年の1〜11月として(恐らくは月次系列の)線形推定が行われた.ここで観測資料は辻村『計量経済学』に明記されていないように思えるが,この本によれば需要関数については総理府(現総務庁)統計局「家計調査」が用いられており,かつ,後述のごとく需要曲線と供給曲線との交わる状況をグラフ化しているから,この供給関数計測の際にも「家計調査」が使われていると考える.察するに,供給関数計測方法を説明する節にて「家計調査」が使われている旨を明記していないのは,需要曲線を説明する前節にて「家計調査」が使われている旨説明済みであるとして省略されたものであり,実験計画を明言しなかった訳ではないと考える.ここで,短期供給関数は,
 
(第17式) p=9.85x**2.01+76.4,    自由度調整済R=0.900
 
のように実測される.この平常時の短期供給関数は添付別紙に引用する第1図のようになるが,トイレット・ペーパー騒動が勃発してから数カ月間の実績点は,第17式の供給曲線からは大きく上方にかい離していることが分かる.この状況は,1974年の大幅なベースアップを賃金率wに盛り込んでB'の値を変えたり,原燃料価格上昇分を 定数項に盛り込んで供給曲線を第1図のごとくシフトさせても変わらない.したがって,この状況は,完全競争市場を前提とした短期供給曲線のモデルでは説明不可能なものであり,急性売手多占が発生しているのである.ここで,第17式から算出される限界費用(=完全競争市場ならばが実現していたであろう予想価格)と,第6式,第7式から,売手多占度ωを求めることが可能である.さらに,売手多占発生前後における需要関数の実測値から得られる需要の価格弾性ηの値を第7式に代入することによって,ωの値から売り手の市場感応弾性λの値を逆算することができる.このようにして求めたωとλの値を,添付別紙の第1表に引用する.測定誤差があるために平常時でも売手多占度ωの値は厳密には1にはなっていないため,73年11月の値1.185 が売手多占を示すとは言い切れないが,翌12月には2.05と,明らかに1からかい離していくことが分かる.以降,この表の範囲内では,1の近傍値にωの値は戻っていない.市場感応弾性λについても,1973年11月までは完全競争市場時の値0に対する観測誤差の範囲内であるが,翌12月以降は0からかい離している.このように,競争者数に大きな変動がなく,産業組織論的な意味での独占化や寡占化が進んでいる訳ではない場合でも,市場に大きな需要超過が発生して売り手間競争圧力が低下した場合には,個々の売り手の行動は寡占類似の,売手多占状態となるのである.
 次に,急性買手負占について説明する.いま,第i財(i=1,・・・,n)の数量をqi,消費者の効用をuとおいて効用指標関数を
 
(第18式) u=u(q1,q2,...,qn)=u(q)
 
と表すことにする.第i財の価格をpi,可処分所得をyと置くと,収支均等式は
 
(第19式) p1q1+p2q2+・・・+pnqn=y
 
と表すことができる.ここで,第19式を制約とした効用極大の目的関数を
 
(第20式) ψ=u(q)−Ω(Σpiqi−y)
               i
と置く.ただし,Ωはラグランジュの未定乗数であり,私が今まで読んだ本ではλの記号が用いられることが多いが,ここでは先述の市場感応弾性λと区別するべく,辻村『計量経済学』の表記どおりにΩで表すことにする.ここで,∂ψ/∂qi=0か ら,効用極大の必要条件(1階の条件)としての限界効用均等式
 
(第21式) uj≡∂u/∂qj=Ωpj
    あるいは u1/p1=u2/p2=・・・=un/pn=Ω
 
が導かれる.ここで完全競争市場を想定して各財の価格piを所与であると仮定する と通常の消費分析の流れになっていくが,ここでは買手負占を想定しているため(買手多占の場合も同様),個々の消費者にとって第j財の価格pjは所与の定数ではないとする.このとき,第20式の目的関数を消費量qjで微分した結果は,
 
(第22式) uj≡∂u/∂qj=Ω・{pj+(∂pj/∂qj)・qj}
 
となり,第21式のようにはならない.したがって,他財について買手負占(または多占)が発生していなければ,限界効用均等式は,
 
(第23式) u1/p1=u2/p2=・・・
       =uj/{pj+(∂pj/∂qj)・qj}=・・・=un/pn=Ω
 
の形になる.いま,第22式右辺の{ }内を変形すると,
 
(第24式) pj+(∂pj/∂qj)・qj=pj・{1+(∂pj/∂qj)・(qj/pj)}
 
となる.ここで,右辺かっこ内第2項に関して,供給関数の場合と同様に,各個別消費者にとっての第j財の消費量qjの増減が市場の全需要量Xjの変化を介して市場価 格pjに影響を与えるものと解してさらに分解すると,
 
(第25式) (∂pj/∂qj)・(qj/pj)
        ={(∂pj/∂Xj)・(Xj/pj)}・{(∂Xj/∂qj)・(qj/Xj)}
 
となる.第25式の右辺第1項は,第j財の市場価格pjの市場需要量Xjの変化による変化を表す価格伸縮性であるが,同時に,
 
(第26式) (∂pj/∂Xj)・(Xj/pj)=1/{(∂Xj/∂pj)・(pj/Xj)}
                   =1/{(∂Xj/X)/(∂pj/pj)}
                   =1/ν
 
と読み直せば,市場供給量Xjの価格pj変化による変化を表す供給の価格弾性νの逆数でもある.供給曲線が右上がりであることを考えれば,νは正となる.
 一方,第25式の右辺第2項は,個別消費者が,自分の需要量qの変化が市場全体の需要量Xに与える影響として認識する弾性値であり,市場感応弾性μである.ここで,買手が一人しかいない買手独占の場合には,q=Xとなるので,市場感応弾性μ=1となる.逆に,完全競争市場の場合には,μ→0となる.
 このようにして,第25式を供給の価格弾性νと買手の市場感応弾性μで表すように変形して第24式に代入すると,
 
  (第27式) pj+(∂pj/∂qj)・qj=pj・(1+μ/ν)
 
という形になる.したがって,他財との間の限界効用均等関係は,
 
(第28式) ui/pi=uj/{pj・(1+μ/ν)}
 
となる.買手独占の場合はμ=1である.完全競争の場合にはμ=0となって,第21式の通常の限界効用均等式と同じ形になる.μ<0の場合が買手負占,すなわち買い急ぎであり,辻村『計量経済学』PP.122-123にその意味がよく説明されている.市場が需要超過状態にあるとき,個別消費者が確保可能な第j財個別需要量qjは,買い手番号をkで示せば,第j財の市場全体供給量(この場合,入手可能量という意味で供給量と解せる)Xjとの間に,Σqjk=Xj,(k=1,・・・,n)の関係がある.需要超過によってXjの量に上限があり,その限界値Xj-maxを超えられないと仮定すると,自分以外の買い手の需要量qjが増えれば,自分の確保できる量qjは減ってしまわざるを得ない.ここで,或る買い手の番号をhとすれば,qjh=Xj-max−Σqjk,(k≠h)となる.多数の買い手の中の1人である個別消費者にとって,市場全体の潜在的需要量Xjと,自分以外の全ての買い手の需要量の合計Σqjk,(k≠h)とは区別がつか ない.したがって,実質的にはΣqjk,(k≠h)=Xjのように感じる.したがって,自分が確保できる量qjhとの関係は,
 
(第29式) qjh=Xj-max−Σqjk≒Xj-max−Xj
             k≠h
となる.したがって,
 
(第30式) dqjh/dXj ≒ dXj-max/dXj − dXj/dXj
                dXj-max/dXj − 1
 
となる.ここで,Xj-maxは定数であると仮定すれば第30式の右辺第1項は0になる し,そうでなくても,もともと供給量に上限があることが想定されるような状況下では右辺第1項は1以下であると考えて差し支えないから,
 
(第31式) dqjh/dXj < 0
 
と感じられる.すなわち,市場全体での前需要量Xjの増加は自分にとって確保可能 な消費量qjを減らすことになる.言い換えれば,他の消費者に先に買われてしまえ ば自分の分がなくなってしまうように感じる,買い急ぎの状態を第31式が簡潔に表しているのである.このとき,添字番号hを省略して弾性値の形で示せば,
 
(第32式) (dqj/dXj)(Xj/qj)=1/μ<0
      ∴ μ<0
 
となる.したがって,μ<0となる場合が買手負占なのである.
 さて,μ/νを実測するべく,続講師は,効用指標関数をベルヌイ=ラプラス型に特定化して,需要関数を測定した.ベルヌイ=ラプラス型効用指標関数は,
          n
(第33式) u = Σαi log(ai+qi), i = 1,・・・,n
         i=1
という形をしている.ただし,ここでqiは言うまでもなく第i財の数量であり,αiおよびaiは構造パラメタである.いま,効用指標関数をこのベルヌイ=ラプラス型に特定化すると,各財の限界効用uiは
 
(第34式) ui ≡ ∂u/∂qi = αi/(ai+qi)
 
となるから,限界効用均等式と収支制約式とを連立させて求められる需要関数は,買手負占を想定しない平常時(完全競争市場時)には,
                   n
(第35式) qi = Ai・Y/pi + ΣBik・pk/pi + Ci
                   k≠i
となる.ただし,ここでYは所得,piは第i財の価格である.この第35式の誘導形パラメタと第33式の構造パラメタとの対応関係は以下のとおりである.なお,以下の各式においてはj≠iとする.
           n           n          n   n
(第36式) Ai=αi/Σαk,Bij=αi・aj/Σαk,Ci=−(ai/Σαk)・Σαj
           k=1          k=1         k=1  j≠i
この効用指標関数は,第35式に示される需要関数が誘導形パラメタに対して線形であるために重回帰分析を用いた計測が可能となることから扱いやすいため,ミクロ消費市場の計量経済学分析では従来から多用されてきたものである.
 いま,消費選好場のモデルとして2費目分割を想定することとし,効用指標関数をベルヌイ=ラプラスに特定化して第35式で示される平常時の需要関数が以下のように計測された.ここで,2費目分割をして観測したい財はもちろんトイレット・ペーパーであり,他財は「その他(一般)消費」である.通常,「その他消費」の価格p2 には消費者物価指数が用いられるので,恐らくは続講師も同じく消費者物価指数を用いたものと推測する.データの出所は総理府統計局『家計調査年報』である.まず,1972年12月までの資料に需要関数を当てはめ,それを1973年1月から12月まで外挿して,推定需要量と実績値との誤差の割合が,73年8月までは内挿期間の誤差割合の範囲を出ないことを確認したのち,計測期間をそこまで延長して1965年1月〜1973年8月までとして再度当てはめを行っている.観測された結果は,
 
(第37式) q1=0.0012289Y/p1+0.8505p2/p2−0.38288
        (0.000125)    (0.4041)     (0.28409)
                自由度調整済R = 0.971
 
というものであった.ただし,( )内は標準誤差である.
 ここで,効用指標関数をベルヌイ=ラプラス型に特定化したときの2費目分割モデルで,買手負占時の限界効用均等式・第28式を表すと,トイレット・ペーパーと「その他(一般)消費」との限界効用均等式は,
 
(第38式) α1/{(a1+q1)・p1・(1+μ/ν)}=α2/{(a2+q2)・p2}
    ∴ μ/ν={α1・(a2+q2)・p2}/{α2・(a1+q1)・p1}−1
 
となる.このとき,第35式の需要関数は,
 
(第39式) q1=α1・Y/{α1+α2・p1・(1+μ/ν)}
        +α1・a2・p2/{α1+α2・p1・(1+μ/ν)}
        −{α2・a1・(1+μ/ν)}/{α1+α2・(1+μ/ν)}
 
の形になる.第39式の右辺各項の分母は,第35式と第36式に表される平常時の需要関数ではα1+α2である.平常時の需要関数を当てはめた第37式においては,所得の項Y/p1の係数はA≡α1/(α1+α2)=0.00123であるから,α1+α2=1と基準 化したときの構造パラメタの値はα1=0.00123,α2=0.99877となり,α1はα2に対して1/1000の僅少なオーダーである.これを利用して,
 
(第40式) α1+α2・(1+μ/ν)≒(α1+α2)・(1+μ/ν)
 
と近似することがトイレットペーパーの場合,可能である.この第40式の近似式を第39式に代入すれば,
 
(第41式) q1={α1/{(α1+α2)・(1+μ/ν)}}・{Y/p1}
        +{α1・a2/{(α1+α2)・(1+μ/ν)}}・{p2/p1}
        −{α2・a1・(1+μ/ν)}/{(α1+α2)・(1+μ/ν)}
 
を得る.ここで,右辺第3項の分母分子を約すれば,
 
(第42式) q1={α1/{(α1+α2)・(1+μ/ν)}}・{Y/p1}
        +{α1・a2/{(α1+α2)・(1+μ/ν)}}・{p2/p1}
        −(α2・a1)/(α1+α2)
 
となる.第36式の関係式を用いて誘導形方程式の形で第42式を表せば,
 
(第43式) q1={A・Y+B・p2}/{p1・(1+μ/ν)} + C
 
となる.この第43式を変形して,
 
(第44式) μ/ν={A・Y+B・p2}/{p1・(q1−C)} − 1
 
となる.第35式で表される平常時の需要関数を2費目分割モデルで表すと,
 
(第45式) q1=A・Y/p1 + B・p2/p1 + C
 
であるから,買手負占時の需要関数・第43式とは分母が異なることになる.平常時の需要関数を実測した第37式を用いて,1965年1月〜1973年8月の内挿期間で推定値q1pと実績値q1rとの誤差率(q1r−q1p)/q1rは平均で±0.023,±0.07となっている.ところが,1973年の9月以降に外挿すると,実績値が推定値を大きく上回ってしまい,73年の9月から順に各月0.13,0.33,0.63,0.61となる.言い換えれば,1973年9月から急に,平常時の消費量から比べて,10%から最大60%もの大幅な上方かい離を示していることになる.なお,ここで,消費量の上方かい離が生じ始めたのが9月からだというのが,73年9月からであって,第4次中東戦争があった73年11月以前のことである点は,73年のインフレが石油ショックによって始まったものではないということを,ミクロ消費市場の実証分析の上からも示すものである.ここで,この消費量の上方かい離は,需要曲線が第45式から第43式にシフトしたからであろうというのが,『計量経済学』p.126での辻村教授の見解である.この見解を基にすれば,第43式〜第45式に現れる誘導形パラメタA,B,Cは全て同じ値になるから,第45式を実測して得られた誘導形パラメタの値と,所得,価格,数量の実績値とを第44式に代入することによって,μ/νの値を逆算することができる.
 ただし,ここで,トイレットペーパーの買い急ぎによって各家計でのストック量が増加する保有量調整効果を続講師は補正している.すなわち,各月のストック量q1*を用いて構造パラメタa1をa1+q1に分解したのである.このとき,限界効用は,
 
(第46式) u1=α1/{(a1+q1*)+q1}
 
という形になる.第36式によれば,構造パラメタa1(+q1)は需要関数の誘導形パラメタCに含まれているから,このとき,2費目分割モデルでの平常時需要関数の定数項Cの内容は,
 
(第47式) C = −α2・a1/(α1+α2)      (旧)
      C = −α2・(a1+q1*)/(α1+α2) (新)
 
となる.旧とあるのは保有量調整効果導入前の形で,新は保有量調整効果導入後である.ストック量q1*の推定値には,先述の需要量の実績値と予測値との誤差分が用いられた.この数字と,平常時について観測されている各構造パラメタの数字から,第47式(新)を用いて,異常期の需要関数の定数項Cの数値が算定された.誘導形パラメタA,Bについては,もともと構造パラメタa1を含まないため,平常時の需要関 数の実測値がそのまま用いられた.このようにして求められたμ/νの値を,添付別紙の第2表に示した.これを見ると,1973年9月以降,μ/νの値が大きく負値となっていることが分かる.なお,ここで,実測された供給関数・第17式を生産量xで微分すれば,
 
(第48式) dp1/dx=19.70x**1.01
 
を得る.第48式を供給弾性(厳密に申せばその逆数)を表す第26式
 
(第26式再掲) 1/ν=(∂p/∂x)・(x/p)
 
に代入し,
 
(第49式) 1/ν=19.80・x**1.01・(x/p1)=19.80x**2.01/p1
 
を得る.ここで,供給量xは平均消費量q1に比例すると考え,価格p1と消費量q1の実績値を代入するとで,我々はνの値を入手できる.続講師の研究では,供給者側の売手他占が発生する直前の1973年11月における供給の価格弾性ν≒1となっている.したがって,第2表に示されている,消費者の市場感応弾性値μの値は実際の値と大相違はない.第28式の説明の箇所でも述べたように,μの値が負値をとれば買手負占なのであり,かつ,その数字は誤差と呼ぶのには大きい数字である(つまり,誤差ではない)ので,1973年9月から,急性買手負占が起きていたことが分かる.
 
 
2.日本経済がその解決のために行った対応
 
 ここでは,失敗であった対応も含めて,日本経済がとった対応策について述べる.森口教授は『日本経済論』pp.28-32で,通貨膨張がインフレの原因なのではなく,経済政策上の対応ミスによって通貨膨張が発生したのであり,通貨膨張をもたらした判断ミスこそがインフレの原因である,と主張しているように私には思える.森口教授通貨膨張を引き起こした原因を2点と,政策上の判断ミスを3点,列挙している.ここでは,失敗例に学ぶという点で森口教授の指摘をまとめた後に,インフレ収拾策について述べることにする.まずは,通貨膨張を引き起こした原因である.
 第1点は,施策目標設定誤りである.円高の不況効果への対策として公共投資と住宅投資とを中心にして国内需要を拡大しようとして,過大な公共支出が行われることになり,必要以上に金融が緩和されたのである.公共投資によって国内需要を拡大しようとするのは,ケインズの有効需要の理論に基づく財政政策である.ケインズ理論については講義でも説明があったが,森口『前掲書』pp.183-184に,丁度,1970年の財政乗数の推定値について述べられているので引用する.いま,
 
(第50式)消  費:C=a0+a1・k・(1-t)・Y/Pc
(第51式)設備投資:If=b0+b1・GNP
(第52式)住宅投資:Ih=c0+c1・k・(1-t)・Y/Ph+c2・rb
(第53式)在庫投資:Ii=d0+d1・GNP
(第54式)輸  入:M=m0+m1・GNP
(第55式)総 需 要:GNP=C+If+Ih+Ii+E+G−M
(第56式)国民所得:Y=Pc・C+Pf・If+Ph・Ih+Pi・Ii+Pe・E+Pg・G−Pm・M
 
とする.ここで,Eは輸出,Gは政府支出,Pは価格であり,Pの添え字はそれぞれの需要項目のデフレータを表す.kは粗付加価値の内,個人所得に分配される比率,tは個人所得の租税および社会保障負担率である.ここで,森口教授は,輸出E,政府支出G,および金利rbを外生変数としたモデルにしている.いま,価格のパラメータ,デフレータを基準年において全て1に等しいものとし,これにより,Y=GNPとして各式を整理すると,
 
(第57式) {1-k・(a1+c1)・(1-t)−b1−d1+m1}・GNP
        = a0+b0+c0+c2・rb+E+G
∴(第58式) ∂GNP/∂G = 1/{1-k・(a1+c1)・(1-t)−b1−d1+m1}
 
となる.森口教授は,ここで,家計限界消費性向a1を82%,企業の設備投資係数b1を20%,住宅投資,在庫投資,および輸入の限界係数をそれぞれc1=0.11,d1=0.03,m1=0.1 として,分配率をk=0.79,個人所得の租税負担率をt=0.20とおき,
 
(第59式)  ∂GNP/∂G = 3.35
 
と算出している.森口教授のこの推計は,推計の前提となる数値の出典が明らかでないので反証可能な実験計画を示しているとは言えないため,科学的モデルとしては半製品である.しかし,ここでは素直にこの数値を採用するとしたとき,今日の感覚で眺めれば3.35という投資乗数値は大きな値であると思う.この石油ショック時期以前の高度経済成長時代にはケインズ的財政政策を活用して政府は経済計画を達成してきたのであるから,過去の学習効果によって公共投資による国内需要拡大を目論みがちになってしまう.ここで,円高の不況効果を過大視し,かつ,日本の潜在成長力を過大評価して過大な公共投資を行ってしまったために,超過需要を生み,必要以上の金融緩和をもたらしたというのが森口教授の指摘である.
 この点は中村『前掲書』p.219でも同様の指摘がなされている.中村教授によれば,田中内閣の初予算として成立した73年度予算は前年度比24.6%増の大型予算であり,特に,公共投資は32.2%増であった.この予算が国会で成立した73年4月初めまで本格的な引き締め政策の実施をためらったことが,インフレーション抑制の時期を逸することになったことを中村教授は指摘している.
 通貨膨張原因の第2点は,政策運営上の理論的誤りと森口教授は表現しているが,要するに,政策手段の誤りである.円高の持つ不況効果を過大評価しただけではなく,総需要拡大のためにとった手段が金融緩和であった.ところが,この時点では景気の見通しが立たず,各企業の投資意欲が弱まっていたため,金融緩和が過剰流動性をもたらしたという指摘である.
 森口『前掲書』p.32によれば,インフレーションの原因としては3点の判断ミスが挙げられる.第1点は,輸入インフレ下の国際収支黒字が続いているにもかかわらず,1970-71年に円高を避けようとし続けたことである.第2点は,円高による不況効果を過大視して,財政・金融政策の拡大幅を過大なものとしたことである.第3点は日本の潜在経済成長率を過大評価し,10%成長で超過需要を引き起こすという認識を欠いていたことである.これら森口教授の指摘の意味は,今までに既に述べできたので割愛する.森口教授によれば,これら判断ミスの原因は,今日では行われている通貨供給量管理ルールが当時はなかったことなどのシステム上の原因によるものではなく,そもそも「機長」(p.32;政治家など政策担当者のこと)と「乗客」(p.32;国民,特に,景気拡大のためにはインフレも辞さずとの調整インフレ論を主張した経済界のこと)が判断を誤ったからであるとしている.
 今にして思えば,森口教授が指摘しているような判断ミスがなぜ起こったかというと,高度経済成長時代の発想に過剰適応して慣れ親しんでしまった学習効果,ぐらいしか思い浮かばない.ただ,内野『前掲書』pp.268-269によれば,1972年度の経済白書ですでに過剰流動性への警告が述べられていたのであるから,経済官僚の中には72年の時点で過剰流動性の危機に気づいていた人がいたことになる.この時点ではカナリアのさえずりを人々が無視したのであろうか?.また,内野『前掲書』pp.271-273によれば,1973年の財政予算が通貨した国会(多分,4月であろう)において,愛知揆一蔵相は「経済安定に資するための財政金融に関する特別措置法」の策案を急いでいたが,国会の会期切れのために間に合わず,悔いを残したという.内野教授の本は,他の本に比べると政策の立案過程などにも触れてあるので,経済政策理論だけでなく,政策選択過程の勉強としても有益であると思う.しかしながら,愛知蔵相が奔走するほどインフレ対策の必要性が顕在化していた国会で,過大な公共投資を内容とする予算案が可決されたこと,さらに,その予算案を策定したのは当の愛知蔵相の大蔵省であるということは,現時点で眺めれば矛盾しているように思える.この矛盾の原因が,予算とりまとめのタイミングでは大蔵省内にインフレへの危機感が無かったという事務スケジュール上のタイム・ラグに起因するのか,大蔵省内でも主計局と他局との間で立場が違ったことに起因するのか,あるいは,田中内閣の初予算では日本列島改造論の旗印を降ろす訳にはいかないという政治的原因によるのかは,どの資料にも見つけられず,私には分からない.後述のごとく,73年4月12日には公共事業施行繰り延べが決定されており,これは73年度予算案が通過した国会の会期中のことであろうと推測するから,おそらくは過大公共投資はまずいことが分かった上で,日本列島改造論の旗印を降ろす訳にはいかなかったため予算案には盛り込み,その実施を先送りするということで,旗印の堅持とインフレ対策との辻褄を合わせたのではないか,と推測する.
 インフレが顕在化してから後の政府の対策は,当然のことながら引き締めであった.中村『前掲書』p.219に1973年の財政・金融の引き締め政策の一覧表が載っており, 分かり易い資料だと考えるので別紙に転載する.最初に行われたのは金融の引き締めである.中村教授によれば,預金準備率については73年1月,3月に引き上げられていたが,4月になると,公定歩合が4.5%から5.25%に引き上げられ,貸し出しを前 年同期比16%減にするように窓口指導も行われた.以降,金融引き締めは次第に強化され,やがて,公定歩合は9.00%(74年1月4日)にまで上昇し,窓口指導は貸し出しを前年同期比41%減(73年10−12月)にまで強化された.財政支出についても,大型公共投資予算が国会を通過したのと同じ1973年4月には既に公共事業の施行時期繰り延べが決定され(12日),6月にはこれを強化している.さらに8月には,翌年度に期ずれしての公共事業費・財政投融資の繰り延べが決定されている.
 内野『前掲書』pp.277-278によれば,石油ショックによってインフレが狂乱物価化すると,政府は行政指導による石油電力の規制を発動する一方,「石油需給適正化法」と「国民生活安定緊急措置法」との緊急2法案を急遽73年12月7日に閣議決定して国会に上程し,同月22日には法案成立公布施行が行われた.香西泰『円の戦後史』(NHK人間大学テキスト,1995)p.107によれば,この2法案は,石油,生活関連法案や重要物資の需給を適正化するための法案である.香西『前掲書』pp.107-108によれば,この法案は統制的であって,自民党の椎名副総裁が,統制経済への行き過ぎを警告したという.これは,価格統制分野を最小限に抑えて,統制経済への安易な逃避を回避したという点では,正しい判断であったと考える.経済へのまた,石油ショックの最中に愛知蔵相が急死し,後任として福田赳夫が蔵相に就任した.福田蔵相は思いきった総需要抑制策への政策転換を蔵相就任の条件とし,厳しい総需要抑制策を実行した.先述の9.00%の公定歩合は,福田蔵相のこの総需要抑制策の一環である.三橋規宏・内田茂男『昭和経済史 下』(日経文庫,1994)p.37によれば,「高度成長は終わり安定成長の時代に入った」旨の持論を福田蔵相は持っていたというから,福田蔵相は自体を正しく認識していたことになる.一方,福田蔵相が厳しい総需要抑制策への政策転換を要求したことからは,田中首相は,インフレ対策は一過性のものである旨の認識を持っていたことを推測させる事実である.この意味では,経済官僚出身の福田蔵相の方が,田中首相よりも経済動向を正しく認識し得ていたことになる.
 この厳しい総需要抑制政策によって日本経済は他国よりも相対的に早くインフレを退治することに成功したが,森口『前掲書』p.33によれば,1974年の春闘は33%の賃金上昇率で妥結し,翌75年春においてもインフレ率は10%台で,春闘妥結率も13%であった.したがって,インフレの退治にはタイムラグを要したのであり,「日本経済は全治3カ年」と福田蔵相が言ったのは正しかった.また,森口『前掲書』p.33によれば,1974年の日本の実質経済成長率は全部門計でマイナス0.2%,素材型製造業部 門の実質生産減は16%に及び,設備投資は全体で10%近い現象であった.,森口教授は,スタグフレーションなる現象はなく,急激なディスインフレーション政策が経済の停滞を伴っのだと述べている.黒田昌裕『一般均衡の数量分析』(岩波書店,1989)p.31に1961-84年の日本の失業率と物価上昇率の関係をプロットしたグラフが載っているので,別紙に転載する.このグラフを見る限り,高度経済成長時代と,石油ショック後の数年間と,1980年代とでは,明らかにフィリップス曲線はシフトしていると考えてよいと思う.その意味では,急激なディスインフレーション政策が経済停滞を招いたのだという森口教授の指摘はスタグフレーションの原因としては正しいと考えるが,スタグフレーションは無かったとするのは極論であるような気がする.いずれにせよ,この厳しい総需要抑制政策によって初めてインフレは退治されたのであるから,一時期の経済低下を招いたにしても,正しい政策判断であったと考える.
 
 
 
 
 
 
 
 
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