本稿は、ケインズ型,相対所得仮説,恒常所得仮説の消費関数を実測して、消費支出への説明力を比較したレポートです。
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消費関数から見た平成4年の民間最終消費支出
 
神山 卓也
 
 
    <当レポートの内容>
 
    1.当レポートの目的
    2.実験計画
    3.計測結果
    4.テキストと計測結果とを踏まえての考察
    5.今後の課題
 
 
<なお、ホームページ化に際して、図表は省略しました。>
 
 
 
1.当レポートの目的
 
 私は学部学生時代から計量経済学を専攻し、ミクロの消費モデルに基づいた実証分析を総務庁統計局編『家計調査年報』を用いて行ってきたが、マクロモデルについてはノウハウが無く、『国民経済計算年報』のような国民所得統計を使用するノウハウも無い。私にとっては、経済学は物理学同様の実証科学であるのに、マクロ経済学については実証分析のスキルの伴わない単なる机上の勉強程度の理解しかなかったので、この点が改善すべき自己課題であった。今般、「経済統計T」を受講することで、SNA導入の最前線に立って来られた倉林教授の直接の国民所得統計の講義を受ける機会に恵まれて嬉しかったが、業務繁多のためになかなか授業に参加できず、極めて残念であった。
 そこで、「統計数字に必ず即しながら、テキスト(文献[1])から任意のケースで論評をせよ」という課題に対して、この自己課題を解決する訓練の題材と、専門の消費分析に関する問題意識とに鑑み、『国民経済計算年報』(文献[2])を用いてマクロ消費関数を計測し、そのモデルを用いてテキストの中の民間最終消費支出について考察をしてみようと思う。中村先生達の言葉を拝借すれば、当レポート作成を通じて、「現実のデータを見て、グラフを書き、計算してみて、体得することが本当に「身に着く」ことになる」(文献[4],p.3)過程をなぞってみたい。マクロ消費関数は古典的なテーマであるが、『国民経済計算年報』からのデータの拾い方自体に慣れる訓練にしたいと思う。
 
 
2.実験計画
 
 ケインズ型のマクロ消費関数と、相対所得仮説に基づくマクロ消費関数と、恒常所得仮説に基づくマクロ消費関数とを計測して比較検討を行い、これらモデルを用いてテキストの検討を行う。各モデルは文献[5]PP.149-169に立脚して特定化したが、式の詳しい形については次節にて説明する。使用データは、前述のごとく『国民経済計算年報』(以下、文献[2]と略す)を、実質値ベースで用いた。用いた具体的な統計表は添付第1表をご参照いただきたいが、家計の国民可処分所得については名目値ベースでしか公表されていないため、民間最終消費支出デフレーターを用いてデフレートしたものを用いた。このデータ系列の選び方は、文献[4]PP.315-316を参考にしたものである。計測期間はデータを取得し得る最も長期のものとし、1956(昭和31)年〜1994(平成6)年の39年間とした。統計表には1955年からのデータが載っているが、前期以前の実現値を説明変数にするモデルがあり、かつ、異なるモデル間の比較をするべく計測期間を揃える必要があったことから、単年度の変数をのみ使用するモデルについても1956年以降のデータのみ用いることにした。このため、1955年のデータについては、計測に使用はしたが計測期間には含まれない。価格の実質化の基準年は1990(平成2)暦年であり、価格の単位は10億円である。なお、テキスト(文献[1])が暦年データを用いているため、平仄を合わせるべく、当レポートの計測も年度ではなく暦年データを用いて分析を行った。
 計測に用いたプログラムは、非線形最小二乗法を利用するべくC言語を用いて私が6年越しに開発し続けてきた統計解析プログラム・”エクスカリバー”である。エクスカリバーには通常の最小二乗法(OLS)や制約付最小二乗法(CLS)計測の機能もある。相対所得仮説や恒常所得仮説の消費関数には定数項なしのモデルを用いたためにCLSで計測する必要があるので、エクスカリバーを用いた。CLSの算出方法については文献[7]PP.111-113および文献[11]P.21を参照した。演算精度は倍精度浮動小数点演算であり、Microsoft社のVisual-C++最新版をコンパイラーとして用いてWindows95上で計測した。各期の残差や各種統計量算出まではエクスカリバーを用いて計算したが、消費性向算出などはExcel95を用いて行った。作表やグラフ化にもEXCEL95 を用いた。厳密に申せばマクロ消費関数にはハーヴェルモ・バイアスがある危険性があるが、日本のデータでは消費関数を単独に測定しても2段階最小二乗法を利用して測定しても違いが少ないという経験則があり(文献[8]pp.153-155)、かつ、マクロ消費関数用の2段階最小二乗法(2SLS)を行うプログラム対応が間に合わなかったので、単一の消費関数に対してOLSやCLSを直接用いて計測を行った。過去の計測例を見ても、文献[4]p.319,p.330記載の計測例では2SLSは使われていない。
 モデルの比較評価には、標本相関係数を二乗して求めた標本決定係数、タイルのU、赤池の情報量基準AIC、雨宮(本学前教授の雨宮先生)のPC基準を用いる。字数の制約上詳細には説明できないので、赤池の情報量基準AICについては文献[6]PP.150-151を、雨宮のPC基準については文献[12]P.334およびPP.337-338を参照願う。タイルのUも赤池の情報量基準AICも雨宮のPC基準も、値が小さいほど当てはまり具合が良いという指標である。
 
 
3.計測結果
 
 ケインズ型マクロ消費関数は、ご高承のとおり、
 
   C=a+bY                           (1)
 
という形をしている。先述の実験計画に基づいて(1)式をOLSで計測した結果、
 
   C=−4020.973791212+0.8635521990Y              (2)
       (−1.88297)   (76.2594)
     R=0.993678,Theil's U=0.036356,AIC=790.512,PC=37,197,493.1,
     RSS(残差平方和)=1,309,170,307.4,S=35,382,981.3,D-W=0.126196
 
を得た。ただし、ここで、各回帰係数の下の()内はt値である。一見すると決定係数が高く当てはまりが良いようであるが、定数項が負値となっており、ケインズ型のマクロ消費関数で想定している定数項>0と矛盾している。定数項が正である旨の理論的要請に鑑み、99%有意水準の片側検定を行うと、自由度39−2=37であるが、手元のt分布表に自由度37の場合が載っていないので自由度40で近似すればtα=t0.01≒2.423となるから、この定数項のt値−1.88297は帰無仮説H:a=0の棄却域W={t≧2.423}に落ちない。95%有意水準ではtα=t0.05≒1.684であるから、定数項のt値−1.88297は絶対値ベースでは十分に大きな値であるが、符号が逆なのでやはり棄却域には落ちない(ちなみに、99%有意水準の下では、両側検定を行ってさえも棄却域に落ちない)。したがって、文献[3]pp.59-61に述べられている、ケインズ型のマクロ消費関数は長期では原点を通る形になってしまう旨のクズネッツらやゴールドスミスの観察結果が日本の最新のマクロデータでも観察されたことになる。実際、この関数を第1図のようにグラフ化してみると、ほとんど原点を通る直線になっていることが分かる。
 次に、デューゼンベリーの相対所得仮説に基づいたモデルとして、
 
   C=aY−b(Y/Y)Y                    (3)
 
を計測した。ここで、Yはt期以前に達成された過去の最高所得水準である。いま、a>0,b>0,長期においてY=Y,短期においてY>Yを想定する。このとき、長期において(3)式は
 
   C=(a−b)Y                          (3)'
 
と変形でき、原点を通る直線となるから、クズネッツの観察結果も含んだより一般的なモデルであると言える。不況期に所得が凾x=Y−Yだけ減少する場合でも、第2項の差分が−b(Y−Y)/Yとなり、仮定Y>Yから(Y−Y)/Yが正となるため、第2項全体は負となって第1項の凾xの効果を弱めて消費支出の減少幅凾bが小さくなるため、以前にY=Yだった時点程には消費支出は下がらない。これは習慣形成効果であり、景気循環の上からは、景気下降への歯止め効果ratchet effectと呼ばれる。平均消費性向をAPC、限界消費性向をMPCと表せば、文献[5]p.158によれば、この仮定の下では、
 
   短期APC=a−b(Y/Y)                        (4-1)
   長期APC=a−b<短期APC                        (4-2)
   短期MPC=a−2b(Y/Y)<短期APC                   (4-3)
   長期MPC=a−b=長期APC<短期APC                    (4-4)
 
の関係が成立する。いま、短期(Y>Y)、長期(Y=Y)各々の場合に応じて、(3)式をYで割ればAPCを得、(3)式をYで微分(短期の場合には編微分)すればMPCを得ることができ、これが(4-1)〜(4-4)式である。CLSを用いての計測結果は、
 
   C=1.1422398125Y−0.2874740252(Y/Y)Y         (5)
     R=0.993401,Theil's U=0.0371424,AIC=792.181,PC=38,824,197.7,
     RSS(残差平方和)=1,366,422,372.3,S=36,930,334.4,D-W=0.145030
 
であった。(5)式においてt値が計算されていないのは、CLS向けにt値を計算する機能が自作統計解析プログラム・エクスカリバーでは未開発だからである。悪しからずご了承いただきたい(後述の恒常所得仮説モデルでも同様)。統計学的には、決定係数R,タイルのU,赤池の情報量基準AIC,雨宮のPC基準のいずれの統計量を見ても(5)式は(2)式よりも当てはまりが悪く、残差平方和も大きくなってしまっている。経済学の理論的要請から見れば、a=1.1422398125>0,b=0.2874740252>0となって先述の仮定a>0 かつ b>0を充たしているから、符号条件には問題が無い。各期の消費性向を計算すると第3図(実質ベース)になる。テキスト(文献[1])に記述年に合わせて1992年を見てみると、   長期APC=0.854766>短期APC=0.851100であるから、(4-2)が成立しない。同様にして、 (4-4)式も成立しない。これは、平成不況下においても家計可処分所得がマイナスの成長をするまでには至らなかったので(表1ご参照)、仮定Y>Yが成立しなかったからであり、(5)の計測されたパラメーターに経済理論要請上の問題があるからではない。ここで、テキスト(文献[1])のデータの年に合わせて、過去最高所得Yを1992年における値(1991年の可処分所得292072.0)に固定すると1992年時点でのマクロ消費関数が得られ、当期可処分所得Yを変化させてみると第1図のようになり、長期のマクロ消費関数は原点を通るゆるやかな曲線になる。なお、(5)のモデルでは、Yの値に応じて各期毎にマクロ消費関数の曲線はシフトするので、第1図はあくまでも1992年時点のものである。
 最後に、フリードマンの恒常所得仮説モデルに基づく計測を、文献[3]pp.67-68および文献[5]pp.159-164に述べられているモデルに特定化して行った。恒常所得仮説によれば、可処分所得Yと家計消費支出Cとは恒常成分と変動成分とに分解することができるので、この2成分を各々添字P,Tで表せば、第t期においては、
 
   CPt=kYPt                              (6-1)
   Y=YPt+YTt                            (6-2)
   C=CPt+CTt                            (6-3)
   ρ(YTt,YPt)=ρ(CTt,CPt)=ρ(YTt,CTt)=0            (6-4)
 
のようになる。ただし、(6-4)式において、ρは相関係数である。いま、変動消費Cについては、短期的にはC>0やC<0になり得るものの、今回のような年時系列の長期計測の場合、観測の単位期間である通年ベースでは変動要素の正負は相殺されてCTt=0になる。したがって、(6-3)式はC=CPtとなるから、これを(6-1)式に代入すると、
 
   C=kYPt                              (7)
 
となる。しかし、恒常所得Yは観測不可能であることから、恒常所得を過去の所得の割引値の和として考えて推計する。いま、この割引率をλとすると、現価率vと利率iとを用いて表した割引率の定義λ=1−v=i/(1+i)より、1−λ=v=1/(1+i)であるから(文献[9]p.2)、長期期待成長率gで修正したi年前の所得Yt−iの現価はe−(λ−g)it−i(連続時間の場合)、または(1−λ+g)t−i(離散時間の場合)となる。今回は年時系列の離散系のデータを用いているので後者を採用する。先程の割引率λの定義式を変形したλ(1+i)=iより、λは利率iの現価を表すことになるから、先述の所得Yt−iの現価に割引率λを乗じたものが、i年前の所得に対する割引値である。これを集計すると、
 
      
   YPt=Σλ(1−λ+g)t−i                     (8)
      i=0
を得る。(8)式を変形して、
                
   YPt=λ(1−λ+g)+Σλ(1−λ+g)t−i
                i=1
     =λY+(1−λ+g)Yp,t−1
   ∴ YPt−(1−λ+g)Yp,t−1=λY                 (9)
 
ここで、(7)式の両辺に(1−λ+g)を掛けて期を1年ずらすと、
 
   (1−λ+g)Ct−1=(1−λ+g)kYP,t−1               (10)
 
となる。この(10)式を(7)式から辺々引き、(9)式を代入すると、
 
   C−(1−λ+g)Ct−1=k{YPt−(1−λ+g)YP,t−1}
              =kλY
   ∴ C=(1−λ+g)Ct−1+kλY                 (11)
 
を得る。この(11)式が、恒常所得仮説に基づくマクロ消費関数である。文献[3]p.68によれば、(11)式は習慣形成効果を前提とした相対所得仮説モデルの特定化の一つと区別がつかない形になっている。これは、本来は将来の所得を想定している恒常所得仮説においても、計測のためには過去の所得を使わざるを得ないために、結果として相対所得仮説と同様の特定化と化してしまったものである。(11)式においては、Ct−1とYの回帰係数が求められても、長期成長率gが分からないとλとkとを求められない。長期MPC=kであるから、gを与える方法を考える。文献[5]p.167の計測例では、gを計測するために、
 
   g={(Y/Yt−n)−1}/n                       (12)
 
で算出している。ただし、nは観測期間である。これに対して、平均成長率を複利計算のように考えれば、
 
   g=(Y/Yt−n)1/n−1                       (13)
 
で算出することも可能であると考える。私は、gを(12)式と(13)式の2方法で推計した。
CLSを用いての(11)式の計測結果は、
 
   C=0.7568150594Ct−1+0.2284098305Y            (14)
     R=0.998582,Theil's U=0.0172151,AIC=732.202,PC=8,340,335.6,
     RSS(残差平方和)=293,539,130.0,S=7,933,490.0,D-W=0.676153
 
であり、(2)式や(5)式よりも当てはまりが良い。決定係数だけで見れば僅差だが、タイルのUや赤池の情報量基準AICでは明らかに差があり、雨宮のPC基準に至っては他のモデルよりも1桁も数値が少ない程の当てはまりの良さである。当然のことながら、残差平方和や残差分散も少ない。(5)式の相対所得仮説モデルのときと同様に、前期家計消費支出総額を1991年実績値に固定してYの値を変えることにより、1992時点でのマクロ消費関数を求めることができる。これを第1図に示すと、この恒常所得仮説モデルだけが、原点(の近傍)を通らない形になっている。これは、このモデルでは(14)式の第1項が切片になる形であるためである。
 ここで、平均成長率gを求めると、(12)式に基づけば0.1792977、(13)では0.0547411になる。したがって、(14)式の回帰係数と(11)のCt−1項の係数との関係から、
 
   λ=1+g−0.7568150594                      (15)
 
となる。これを用いてλを推計すれば、gの求め方に応じて各々0.4224827,0.2979260となる。同様にして、Y項よりk=0.2284098305/λとなるから、kの値は各々0.5406369、0.7666659となる。このkの値が、長期限界消費性向である。
 ここで、我々は(2),(5),(14)の3本のマクロ消費関数推計式を得たことになる。これを用いて算出した各年毎の家計最終消費支出理論値を表2に示す。さらに、この実質値ベースの理論値を逆デフレートして算出した名目値ベースの理論値も表2に示した。この実質値ベースの当てはまり具合のグラフを第2図に、名目値ベースのものを第3図に示すが、縦軸の縮尺の取り方がうまくいかず、当てはまり具合がよく分からない。そこで、1980年以降の残差を第4図に示した。これを見ると、(14)式のモデルの残差が最も少ないことがよく分かり、この差が、各種統計量での当てはまり具合の差に現れているのである。特に、1986年以降バブルが始まってからは(2)式も(5)式も過小推計となり、それはバブルがはじけてから後の平成不況になっても直らないのに対して、(14)式のモデルでは、バブル期の過小推計の幅が小さく、平成不況に転じてから後は過大推計である。この(14)式の残差は、バブル期に家計消費が加熱している様子と平成不況後に家計消費が停滞したり、価格破壊が進んで金額が伸びなくなっている様子を表しているものと考える。このように、グラフで図示してみても、(14)式のモデルが最も現実経済の動きをよく説明していることになると考える。
 
 
4.テキストと計測結果とを踏まえての考察
 
 ここでは、前節での計測結果を踏まえて、テキスト(文献[1])の考察を行う。文献[1]p.52によれば、1992年度の民間最終消費支出は名目で266兆4260億円、実質で241兆5885億円であり、これは、文献[2]のフロー編主要系列表1.国内総支出p.93に載っている名目値272兆2951億円、同p.101の実績値260兆7083億円と合わない。実質値が合わないのは、価格の実質化の基準年が文献[2]が1990年であるのに対してテキストでは1985年であるから当然であるが、名目値が合わないのがなぜであるかは分からない。1992年の対前年比伸び率も、テキストp.53では名目3.2%、実質1.1%であるのに対して、文献[2]p.95では名目4.0%、同p.103では実質2.1%であり、平仄が合わない。たとえ価格実質化の基準年が異なっていても、対前年比という比率に差が出るとは考え難い。テキストp.53の注では「年報フロー編主要系列表1.国民総支出により作成。」とあるので、過去と現在との間でGNP概念とGDP概念とで表記に差があり、それが原因であるのかも知れない。しかし、「民間最終消費支出」のごとき個別支出費目に差が出るとは素人目には思えないので、不思議なことである。授業を受けている内にこのことに気がついておれば、なぜであるのかを先生に質問できたのにと思うと残念である。私にも分かることは、このことは、前節での計測結果が、直ちにテキストの理解に応用できる訳ではない、ということである。また、私の計測で使ったデータ系列は家計最終消費支出であるから、これは民間最終消費支出の部分集合であり、イコールではない。ただし、方向性として大幅にずれている訳ではなかろうから、ここではテキストと私の計測結果とを両睨みにして議論を進める。
 文献[10]pp.15-29によれば、4,5,6の3ヶ月連続でDIの一致指数が50%割れに転じたり、越智経企庁長官(1991年当時)の「幻のいざなぎ越え宣言」が10月に行われたり、12月にDI公表時に事実上の景気後退宣言を経企庁が行ったのは1991年のことである。これ以降、平成バブル景気は一気に崩壊して平成不況に突入した。テキストの中でも、民間最終消費支出対前年伸び率推移を示した図2−2(p.53)では、1990(平成3)年から民間最終消費支出ははっきりと減少に転じており、1992年伸び率は、ピークである1990年に比べて、名目値ベースで半減(6.3%→3.2%)、実質値ベースでは1/3(3.6%→1.1%)である。このように、平成不況に突入した直後の様相が、グラフ一つにもはっきりと現れている。これをテキストの図2−4(p.54)掲載の四半期毎のグラフで見てみると、平成4年第2四半期(4〜6月)と第4四半期(10〜12月)には、対前期比伸び率は単に低いのみならず、負値をとってしまってさえいる。このように、テキストpp.53-57からは、平成不況突入当初の消費動向がよく現れている。
 この消費の鈍化について考えてみたい。テキストpp.52-55では、家計可処分所得の伸びの鈍化(図2−5[p.54]によれば、実質値ベースで、1990年3.2%→1990年4.1%→1992年0.8%)が要因である。家計の消費性向については、1992年度85.3%は前年度85.2%を0.1ポイント上回って微増である旨が述べられている(p.55)が、図2−6(p.55)を1990年度対比では86.4%→85.3%と1.1ポイントの減少になっているから、やはりバブル景気のピークよりも消費性向は下がっているのである。ここで、消費性向が平均なのか限界なのか何も述べられていないが、これは、テキストはモデルを作った上での解析ではないため、消費支出額を可処分所得で割るという単純な構成比で消費性向を求めているからであろう。よく見ると、この図2−6は年度であり、このテキストでは分析の土台として暦年と年度とが混在している。このことが、なにか偶然であるのか、それとも、何か意図があっての恣意であるのかはよく分からないが、混在のさせ方次第では「嘘をつかずに情報を操作する」ことが技術的に可能であることを鑑みれば、経企庁の文献を読む際の警戒感を我々に与えてくれると思う。
 この消費支出鈍化の状況と、消費性向について、私の計測したモデルで検証してみたい。まずは、消費支出鈍化について述べる。前述のごとく、データ系列が私のモデルでは家計最終消費支出であって厳密にはテキストと平仄が合わないが、方向性としては問題がない。
1992年の実質可処分所得は、295兆7964億円である。これをケインズ型消費関数
 
   C=−4020.973791212+0.8635521990Y          (2再掲)
 
に代入すると、第2項は255兆4356.1億円になる家計可処分所得の伸びが小さいためにこの第2項も小さめになっている。ここで、さらに定数項である第1項が負値なのでこの第2項を相殺すると、家計最終消費支出理論値は251兆4146.4億円になる。この値は、前期理論値248兆1985億円よりは大きいものの、実績値対比では、当期257兆2367億円はおろか前期の254兆4350億円よりも少ない。相対所得仮説モデルでは、
 
   C=1.1422398125Y−0.2874740252(Y/Y)Y     (5再掲)
 
に先の実質可処分所得を代入すると第1項は337兆8703.9億円であり、これを過去の最大可処分所得の影響を受けた第2項−86兆1180.8億円で相殺して、結局、251兆7523.2億円になる。ここでも、ケインズ型モデルのときと同様に、当期はおろか前期実績値よりも小さな値になっている。恒常所得仮説モデルでは、前期支出額Ct−1254兆4350億円と先の実質可処分所得とを、
 
   C=0.7568150594Ct−1+0.2284098305Y          (14再掲)
 
に代入すると、第1項は192兆5602.4億円、第2項は67兆562.7億円になる。この前期支出の影響を受けた第1項と第2項との結果、当期家計最終消費支出は260兆1230.1億円になる。恒常所得仮説モデルの構造モデルの意味はともかく、この誘導型の(14)式の上では、可処分所得の伸びの鈍化が第2項に現れても、前期家計最終消費支出のトレンドを受けた第1項があるため、家計最終消費支出に与える当期可処分所得の影響が薄まり、その結果、このモデルだけは過小推計にならずに済んでいることがよく分かる。実際、第2項のパラメーターは0.3を下回る小ささであり、(2)式第2項や(5)式第1項とは比較にならない。
 次に、消費性向について比較検討してみたい。テキスト図2−6(p.55)によれば、前述のごとく、1992年の消費性向は85.3%である。まず、文献[2]から実質家計可処分所得と実質最終家計消費支出とを求めて(表1ご参照)、これから単純にC/Yを算出すると0.869641となり、テキストとは合わない。(2)式のケインズ型消費関数では、平均消費性向(APC)は0.849958である。限界消費性向(MPC)は(2)式第2項の係数に他ならないから、0.863552である。前述のごとく長期のケインズ型マクロ消費関数ではほとんど原点を通る形になっているから、APCにもMPCにも大差は無い。次いで、相対所得仮説モデルで見てみたい。(5)式より、短期APCは
 
   短期APC=1.1422398125−0.2874740252(Y/Y)            (16)
 
で求められる。長期ではY=Yであると想定すれば(Y/Y)=1となり、APCは
 
   長期APC=1.1422398125−0.2874740252                 (17)
 
となる。したがって、短期APCは0.851100、長期APCは0.854766となる。これらの値は、ケインズ型のときよりもテキストの数字に近いが、先述のC/Yからは遠い。一方、MPCは、(5)式より、短期の場合には
 
   短期MPC=1.1422398125−2×0.2874740252(Y/Y)          (18)
 
で求められ、長期はAPCと同じになるから、結局、短期0.559960、長期0.854766になる。一見して分かるごとく、短期MPCの値が小さいが、これは上記算出式において、負の係数にさらに2を掛けていることが効いているのである。最後に、恒常所得仮説モデルについて算出する。(11)式より、このモデルでの平均消費性向は
 
   APC=(1−λ+g)Ct−1/Y+kλ                   (19)
 
で求めることができ、これを計算すると0.879399である。限界消費性向は短期ではkλ、長期ではkに等しくなる。したがって、
 
   g={(Y/Yt−n)−1}/n                     (12再掲)
   g=(Y/Yt−n)1/n−1                     (13再掲)
 
のどの式を用いて平均成長率gの値を推定するかによって、
 
   λ=1+g−0.7568150594                    (15再掲)
 
を基にして計算されるkの値が異なってくる。前述のごとく、(12)式、(13)式に応じて長期MPCであるkは各々0.540637,0.766666となる。短期MPCはkλであるが、
 
   k =0.2284098305/λ                        (20)
 
であるから、kの値如何にかかわらず、
 
   短期MPC=kλ=0.2284098305                     (21)
 
となって変わらない。ここでは、kの値の如何に関わらず、短期でも長期でもMPCの値は小さい。他の期についても各種消費性向を計算し、表3に示した。APCについては、第5図に推移を示した。一見して分かるごとく、相対所得仮説モデルでの長期APCは定数となるので、全期間を通じて一定である。現実の消費支出割合を最も忠実に追えているのは恒常所得仮説モデルである。驚くべきことに、第一次石油ショック時の消費性向の低迷や、1980年代バブル期の消費性向の高まりまで忠実に追えていることが分かる。つまり、このモデルでは、石油ショックなどのように、モデルが追いきれずに「経済の構造変化で」という言い訳を言わざるを得ないことが多い期間でも当てはまっていることになり、構造推定としては良いモデルである。自分自身、従来、ベルヌイ−ラプラス型効用指標関数を用いて需要関数を測定してきた経験からすると、1970年代半ばは当てはまりがよくならなかったケースが多いので、これは驚きである。この強い説明力が、このモデルの統計学的な当てはまりが良いことと無関係ではないと考える。しかし、このモデルでのMPCは直感的にも少なく、特に、(12)式に基づいた推定値は、平均成長率が年率17%にもなったり、長期MPCが約0.5と少なく、論外であろう。単年度の経済成長率は長期では複利計算的な効果を生じせしめるであろうから、(13)式に基づいた推計値〜g=5.5%,長期MPC=0.766666〜を採用したい。ただし、テキストでの消費性向とも、文献[2]からC/Yとして求めた消費支出割合とも、このモデルから求めた消費性向は近くはない数字である。
 
 
5.今後の課題
 
 丁度、テキストは平成不況初期のものである。そこで、せっかくマクロ消費関数や消費性向について計測したのであるから、平成不況期の公共投資の経済浮揚効果についてもっと考察を進めたかった。近年、公共投資は時代遅れの経済政策である旨の議論を、経済論壇でよく見かけるが、専門の論文はともかく、雑誌レベルでは十分な実証研究を欠いた神学論争的評論が多いような気がしている。産業構造を考えて先端分野重点投資を、という問題意識から建設投資の比率を下げよ、という論説はよく分かるが、それは配分の問題なのであって投資額の問題ではないのであるから、公共投資自体が不用であるであるかのごとき論調があるのは、論点のすり替えであるような気がしている。乗数自体が本当に無効なものにまで低下しているのか(さらに、昔より低下しているということが、効果が無いということとイコールではないと思う。効果が下がったから何の処方箋も書かない、というのでは医師ならば殺人罪である。万全は尽くすべきであろう。)、また、配分の問題についても、産業連関分析や産業政策モデルを実証的に研究した上で、どの分野への投資が望ましいのか、ということを行わない限り、「建設投資は古い」というだけでは単なる連想ゲーム的思い込みでしかない。平成不況期でも、公共投資の前倒しなどの策が行われたと記憶しているが、効果はあったはずである。たとえその効果が、マイナスを零に戻しただけで表面上気づきにくかったとしても、それに正当な評価を与えるのは経済学徒の務めではないかと考える。それは、投資をしなかったら、零では済まずにカタストロフィーになっていた危険性だってあるからである。このように、事実認識謝りや思い込み、それに基づく判断ミスを行わないためにも、地道な実証理論研究は必須であると考える。
 テキストで分析されている時期が丁度平成不況期の1992年なのであるから、このような問題にまで踏み込んで考察を行うべきであったが、時間と紙面とが尽きてしまった。経済学は、私にとっては単なる受講科目ではなく専攻科目であり、かつ、将来、社内で調査・研究部門に異動(異動できるか否かは私ではなく人事部が決めることだが)し、企業内エコノミストたらんことを志している私としては、この問題を、これからもさらに探求し続けていきたい。
 
 
 
                 <参考文献>
 
1.経済企画庁経済研究所国民所得部編「−解説−平成4年度国民経済計算」(『季刊 
 国民経済計算 No.101』,平成6年度(1994年度)第1号)pp.37-157(講義テキスト)
2.経済企画庁編『国民経済計算年報 平成8年版 CD-ROM付』(大蔵省印刷局,1996)
3.佐藤和夫『マクロ経済学専科』(日本評論社,1989)
4.中村隆英,新家健精,美添泰人,豊田敬『経済統計入門[第2版]』
 (東京大学出版会,1983)
5.蓑谷千凰彦『計量経済学 第2版』(東洋経済新報社,1988)
6.佐和隆光『回帰分析』(朝倉書店,1979)
7.岩田暁一『計量経済学』(有斐閣,1982)
8.千田亮吉『数量経済分析入門』(文眞堂,1989)
9.二見 隆『生命保険数学 上巻』(財団法人 生命保険文化研究所,1988)
10.白川一郎『景気循環の演出者』(丸善ライブラリー,1995)
11.Amemiya,T., Advanced Econometrics (Harvard University Press, 1985)
12.Amemiya,T., "Selection of Regressors," International Economic Review, 21
 (June,1980),pp.331-354.
 
 
 
 
 
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