日本における選挙景気循環の計量分析 晶人1 井上 1． ― LA-VAR モ デ ル を 用 い て ― はじめに 本 稿 の 目 的 は ， 日 本 に お け る 1973 年 第 4 四 半 期 以 降 ， つ ま り オ イ ル シ ョ ッ ク 以 降 か ら 2000 年 第 4 四 半 期 ま で の 期 間 に お い て ， Toda- Yamamoto(1995)の VAR モ デ ル (Lag Augmented vector autoregressive model，以 下 LA-VAR モ デ ル ) 2 に 基 づ き計量分析し，選挙景気循環の理論が日本において成立しているか否かを検証する ことである．選挙景気循環の理論は，選挙が景気やマクロ経済政策に影響を与えて いるというものである．公共投資政策をはじめとする経済政策を行う主体が政府で あり，それは選挙という政治的に大きなイベントにおいて，政権維持という観点か ら非常に敏感な存在でもあるため，このような選挙という政治的な影響を考慮した 研究の必要性は極めて大きい．したがって，選挙に勝つために選挙の時期に景気が 浮揚するようにマクロ経済政策を運営し，それが政権党への得票に繋がるのであれ ば，政府にとっては望ましいことであろうし，そうすることが合理的でもあろう． つまり選挙の存在，その時期の決定が政府の経済政策運営に大きな影響を与えるこ とが考えられる．こうして，本稿は選挙景気循環論の仮説に基づく分析を行うもの である． 2． 選挙景気循環 選 挙 景 気 循 環 は ， Nordhaus(1975)が 提 唱 し た も の で あ り 3 ， 彼 は そ れ に つ い て 下 山 口 大 学 大 学 院 東 ア ジ ア 研 究 科 後 期 博 士 課 程 東 ア ジ ア 開 発 政 策 コ ー ス 在 学 中 (D2)． E-mail： [email protected] 2 Toda, Hiro Y. and Yamamoto,T.(1995)参 照 ． 3 そ の 後 ，Hibbs(1977)が「 党 派 的 景 気 循 環 」を 提 唱 し た ．こ れ は イ デ オ ロ ギ ー の 異 なる二大政党の政権交代により景気が循環するという理論である．例えば保守政党 は緊縮的経済運営を行い，リベラル政党は拡張的経済運営を行うことにより，それ らの政権交代による景気の循環・変動が起こるというものである．これと「選挙景 気循環」をあわせて「政治的景気循環」という．本稿では，日本においてこの種の 二大政党が存在しないという理由から「党派的景気循環」の計量分析を省略した． 1 1 記 の よ う な 仮 説 を 立 て た 4． ⅰ 政 府 (政 権 党 )は ， 選 挙 で 勝 つ こ と と 政 権 の 維 持 の み に 関 心 が あ る ． ⅱ 政 府 (政 権 党 )は フ ィ リ ッ プ ス 曲 線 ， つ ま り ト レ ー ド オ フ 関 係 に あ る で あ ろ う 失業率とインフレ率を操作しうまく利用することができる．また総需要もコ ントロールできる． ⅲ 有権者は合理的ではない．なぜなら，近視眼的であり経済政策への評価も過 去の業績に基づくからである．また，その評価も高成長率，低インフレ率， 低失業率に対して高く評価する． ⅳ 選挙時期は事前に決まっており固定的である． ⅴ 政権党は，有効需要を増加させるような政策手段を選ぶことが出来る． これらのことから，有権者は景気のよいとき，つまり経済が上昇局面にあるときや 失業率が低いときは政権党を支持するが，景気の悪いときは支持しないということ が 導 か れ る ． し た が っ て ， 政 府 (政 権 党 )は 選 挙 の 時 期 に 景 気 が 良 け れ ば 政 権 を 維 持 できるため，選挙前に景気を浮揚させるようにマクロ経済政策を用いて，選挙時に 景 気 が よ い 状 態 に な る よ う コ ン ト ロ ー ル す る と い う も の で あ る 5． と こ ろ で ， Nordhaus の 仮 説 で は 選 挙 時 期 が 初 め か ら 決 ま っ て い る こ と を 前 提 に していた．しかし，日本の衆議院においては，任期は 4 年であるが解散がある．つ まり，首相が解散権を持っていることから，政権党に都合のよいときに解散するこ とも可能である．都合のよいときとは景気のよいときであろう．したがって，政府 は選挙前に拡張的マクロ経済政策を行わずとも，景気のよいときに解散を行えばよ い と い う こ と に も な る ． Ito-Park(1988)， Ito(1990)で は 自 由 民 主 党 は 衆 議 院 議 員 選 挙 に お い て ， 景 気 の よ い と き に 選 挙 を 実 施 し て い る と 指 摘 す る ． こ れ を Ito は 「 日 和 見 仮 説 」 と し て い る ． ま た ， Nordhaus の モ デ ル ， つ ま り 選 挙 時 期 が は じ め か ら 決まっている事を前提としたような政策運営による選挙景気循環が解散の可能な場 合 で も 見 ら れ る 場 合 が あ り ， そ の こ と を Ito は 「 政 策 操 作 仮 説 」 と し て い る ． 選挙景気循環の先行研究としては他に以下のものがある．政治家および有権者が 合理的に行動するということを前提に，一般均衡論の枠組みで選挙景気循環をモデ ル 化 し た Rogoff-Sibert(1988)， Rogoff(1990)； 欧 米 諸 国 や 日 本 を 含 む OECD 加 盟 国を例に，選挙前に景気は必ずしも良くなっていない国があることを指摘した Alesina-Cohen-Roubini(1991)， Cargill-Hutchison-Ito(1997)を も と に 作 成 ． 5 このモデルでは，拡張的政策を行えば景気が浮揚するという，ケインズ的政策 (IS-LM モ デ ル )を 前 提 と し て い る ． 4 2 Alesina-Cohen-Roubini(1991) ； イ ギ リ ス を 例 に 可 処 分 所 得 と 失 業 率 に つ い て Nordhaus 的 な 選 挙 景 気 循 環 が 見 ら れ る と す る 結 論 を 導 い た 富 崎 (1993)な ど が あ る ． 日本のケースを考察したものとして，政治学の立場から，日本の政治システムの特 徴から，マクロ経済のパフォーマンスがよいときに衆議院を解散するという日和見 主 義 的 行 動 (こ れ を 「 政 治 的 波 乗 り 6」 と し て い る )が 見 ら れ る こ と を 指 摘 す る 猪 口 (1983)； 財 政 政 策 を 取 り 上 げ 選 挙 前 に 拡 張 的 な 財 政 政 策 運 営 が 行 わ れ て い た こ と を 指 摘 す る 西 澤 ・ 河 野 (1990)； 衆 議 院 議 員 選 挙 に お い て Nordhaus 的 な 選 挙 景 気 循 環 が 見 ら れ る と す る 結 論 を 導 い た Cargill-Hutchison(1991)；先 行 研 究 な ど と も 対 比 し ， 自民党優位下でもマクロ経済のパフォーマンスが選挙の影響を受けていること，た だし政府の政策操作に関しては，その有無に関して意見が分かれていることなどを 指 摘 す る Cargill-Hutchison-Ito(1997)；衆 議 院 議 員 選 挙 に お い て ，オ イ ル シ ョ ッ ク 前の期間で選挙に向けて金融政策を行っていたこと，参議院議員選挙において，オ イルショック前の期間で選挙に向けて金融政策を行い，オイルショック後の期間で は 財 政 政 策 が 行 わ れ て い た こ と を 指 摘 す る 土 居 (1998)な ど が あ る ． こ れ ら の 先 行 研 究 で は ，全 体 と し て 扱 っ て い る 期 間 が 古 く な っ て い る 場 合 も 多 く ， 最近までのデータを用いて再考する必要がある．そしてあくまでも日本のような議 会の解散があるような国については扱っていないものもあり，また日本を扱ってい る も の で も 本 稿 の よ う に 時 系 列 モ デ ル の 一 種 類 で あ る VAR モ デ ル ( 本 稿 で は LA-VAR モ デ ル )を 用 い て 考 察 し た も の は な か っ た ．本 稿 は ，マ ク ロ 経 済 政 策 に よ り 景 気 が 浮 揚 し た か 否 か ，つ ま り マ ク ロ 経 済 政 策 が 拡 張 的 に 行 わ れ た (政 策 変 数 が 拡 張 を 示 す )場 合 に 景 気 浮 揚 す る (景 気 拡 張 を 示 す )か 否 か ，そ れ も 選 挙 と い う 政 治 的 な 要 因 で そ れ が 起 こ る か 否 か の 検 証 を 目 的 に し て い る ．こ の た め 他 の モ デ ル ，例 え ば AR モデルなどを用いるよりも，本稿の目的により適していることから，ここではその 方法で選挙景気循環の理論が日本で成立するか否かを考察する． 3． 実証分析 分 析 に あ た っ て ，経 済 デ ー タ に 関 し て は 四 半 期 デ ー タ を 用 い ，期 間 は 1973 年 第 4 四 半 期 か ら 2000 年 第 4 四 半 期 ま で と し た 7 ． 用 い る 経 済 変 数 は 表 1 の 通 り で あ る ． 6 Ito-Park(1988)， Ito(1990)に お け る 「 日 和 見 仮 説 」 と 同 義 ． 7 こ れ は ， 内 閣 府 発 表 の 景 気 基 準 日 付 に 基 づ き 第 ７ 循 環 の 山 以 降 か ら 第 13 循 環 の 山 ま で の 期 間 と し た ． http://www.esri.cao.go.jp/jp/stat/di/011221hiduke.html 参 照． 3 v03-v05 は 財 政 政 策 変 数 ， v06-v07 は 金 融 政 策 変 数 で あ る 8 ． 季 節 調 整 に 関 し て は ， 季節調整済のものが出典に掲載されているものはそのまま用いたが，出典にそれが 掲 載 さ れ て い な い も の は ， 原 数 値 を Census X-12 9 を 用 い て 季 節 調 整 を 行 っ た ． 以 上 の 変 数 を そ れ ぞ れ ， マ ク ロ 経 済 政 策 変 数 (以 下 政 策 変 数 )と 経 済 変 数 に 分 類 す る．前者は経済政策という政府の意図で行うことが出来うる変数群であり，後者は 政府の意図では直接はコントロール出来ないであろう変数，ないしは経済政策の結 果 あ ら わ れ る 変 数 群 で あ る ． 本 稿 の 場 合 ， 前 者 は v03-v07 で あ り ， 後 者 は v01-v02 である． 統 計 的 手 法 は ， LA-VAR モ デ ル を 用 い る ． 本 稿 で は ， (1)AR モ デ ル な ど を 用 い る よ り も VAR モ デ ル を 用 い た 方 が 適 切 で あ る と 思 わ れ る こ と ，(2)通 常 の VAR モ デ ル や 誤 差 修 正 VAR モ デ ル (VECM)で は ， 今 井 ・ 浅 子 (2001)で も 指 摘 す る よ う に ， そ の 計量を行うまでに行う単位根検定や共和分検定自体の検定力が弱く，またモデルに よ り 異 な っ た 結 論 が 出 う る ，そ し て ，(3)そ れ が VAR モ デ ル (VECM)の 計 量 結 果 に 問 題 を 生 じ さ せ う る 可 能 性 が あ る が ， LA-VAR モ デ ル を 用 い る た め ， そ れ ら の 問 題 点 を避ける．つまり単位根検定や共和分検定を特に行うことなく，かつレベルの変数 を 用 い て VAR モ デ ル が 組 め る こ と を 証 明 し て い る た め ，LA-VAR モ デ ル が 分 析 に は 最適と判断し，それにしたがい検定するものとする． 推計手順としては，下記の順序で行う． 3.1 真のラグの選択 政 策 変 数 5 つ と 経 済 変 数 2 つ の 各 1 つ ， 計 10 組 の 組 み 合 わ せ で レ ベ ル の 変 数 を 用 い て 下 記 ① と ② 式 の 2 変 量 の 通 常 の VAR モ デ ル を 組 み 同 定 (真 の ラ グ の 選 択 )す る ． そ の 選 択 基 準 は ，伊 藤 ・ 南 波 (1998)，今 井 ・ 浅 子 (2001)に し た が い ，AIC が 最 小 の ラ グ を 選 択 し た 10． y を 経 済 変 数 ， x を 政 策 変 数 と す る と ， 金 融 政 策 変 数 に 関 し て は ，マ ネ ー サ プ ラ イ も 考 え ら れ る が ，1998 年 4 月 よ り ，従 来の指標に外国銀行在日支店等を含む指標の発表を開始したことにより，データの 連続性がないことから，本稿では扱わないことにした． 9 アメリカ合衆国商務省センサス局開発の移動平均型季節調整法に基づいた季節調 整 法 ． 詳 細 は ， 国 友 (1997)， Bureau of the Census (2000)を 参 照 ． 1 0 AIC の 他 に ， 情 報 量 基 準 と し て SIC な ど が あ る ． 本 稿 で も ， SIC を 最 小 に す る ラ グ に 関 し て も 検 定 を 行 っ た が ， AIC と 同 じ 結 果 と な っ た も の が 多 く ， ま た 異 な る 結 果 の も の で ，そ の ラ グ が 1 の も の が 多 か っ た ．Toda‑Yamamoto(1995)で は ，真 の ラ グ が 1 の 場 合 に は ，LA‑VAR 検 定 は 不 適 切 で あ る と 指 摘 し て い る た め ，結 果 的 に AIC を 用いた． 8 4 y = a1 + b11 yt−1 +K+ b1p yt− p + c11 xt−1K+ c1p xt− p + d11t + e11t2 −① −② 2 x = a2 + b21 yt−1 + K+ b2 p yt− p + c21 xt −1K+ c2 p xt − p + d 21t + e11t と表せる．真のラグの結果は表 2 の通りである． 3.2 拡張ラグ Toda-Yamamoto(1995)に し た が い ， 真 の ラ グ に d max と い う 拡 張 ラ グ を 加 え る ． 本 稿 で は 伊 藤 ・ 南 波 (1998)に し た が い ，そ れ を 2 と し た 1 1 ．し た が っ て ，表 2 に あ る そ れ ぞれの真のラグに 2 を加えたものを拡張ラグとする．これにより，①と②式はそれ ぞれ y = a1 + b11 yt−1 + K+ b1p+2 yt−( p+2) + c11 xt−1K+ c1p+2 xt−( p+2) + d11t + e11t2 2 x = a2 + b21 yt−1 + K+ b2 p+2 yt−( p+2) + c21 xt−1K+ c2 p+2 xt−( p+2) + d 21t + e11t −③ −④ となる． 3.3 「 Granger の 意 味 で の 因 果 関 係 」 の 検 定 本 稿 で は ，マ ク ロ 経 済 政 策 に よ り ，景 気 が 浮 揚 し た か 否 か を み る も の で あ る か ら ， 政 策 変 数 は Granger の 意 味 で 経 済 変 数 と 因 果 関 係 が な い こ と は な い ，つ ま り「 政 策 変 数 x は Granger の 意 味 で 経 済 変 数 y と 因 果 関 係 が な い と は い え な い 」 と い う 結 果 を 期 待 す る も の で あ る ．つ ま り ，政 策 変 数 x と 経 済 変 数 y に は 因 果 関 係 は な い と い う 帰 無 仮 説 を 棄 却 出 来 れ ば ，そ の 政 策 変 数 x と 経 済 変 数 y に は 因 果 関 係 が あ る ，す な わ ちマクロ経済政策による景気への影響があるものとする．本稿では， Toda-Yamamoto(1995)に し た が い ， ③ と ④ を そ れ ぞ れ OLS で 検 定 し ， そ の 後 c =c 11 12 b =b 21 22 = ⋅ ⋅ ⋅ = c1 p = 0 = ⋅ ⋅ ⋅ = b2 p = 0 と い う 0 制 約 を か け Wald 検 定 を 行 っ た ． 結 果 は 表 3 の 通 り で あ る ．Wald 統 計 量 は カ イ 二 乗 に し た が っ た も の で あ り ，本 稿 で は P 値 10%有 意 と す る ． v02 と v05 と い う 組 み 合 わ せ で ， P 値 6.1%と い う 結 果 11 d max は 真 の ラ グ の 長 さ を 超 え て は な ら な い と い う 制 約 が あ る ． 5 が 出 た ． こ の 時 点 で 経 済 的 意 味 に お い て ， 国 か ら の 建 設 工 事 (公 共 投 資 )の 増 加 は ， 失業率を低減させているという結果が導かれる．ここでこれが政治の，つまり選挙 の影響を受けたものなのか否かを次に検討する． 3.4 ダミーを加えて推定作業 「政策変数は経済変数と因果関係がある」という結果が出た表 3 に関して，選挙 ダミーなどを加え，選挙という政治的イベントが景気浮揚の要因になっているか否 か を 推 計 す る ．選 挙 ダ ミ ー の 種 類 は 表 4 の よ う に ，衆 議 院 議 員 選 挙 用 の ダ ミ ー「 DR」， 参 議 院 議 員 選 挙 用 の ダ ミ ー 「 DC」 の そ れ ぞ れ 13 種 類 で あ る 1 2 ． DR/DC 01 は 選 挙 四 半 期 の み 1 と し ， DR/DC 02 は そ れ と そ の 1 四 半 期 前 を 1 と す る と い う 形 で 最 大 DR/DC 07 の 6 四 半 期 前 ま で を 1 と し た も の ， そ し て そ の 形 状 の 変 化 形 で ， 選 挙 に 向 け て そ れ が 最 大 に な る よ う に じ り じ り と 拡 大 し て い く DR/DC 08 か ら DR/DC13 と いうダミー群である．これらの数多くのダミーの存在により，経済政策に，そして 経 済 に 選 挙 の 影 響 が 何 四 半 期 前 か ら 及 ん で い る か ，か つ そ れ は 平 滑 的 な も の な の か ， または選挙に向けて最大となるようなものなのかを明示するものである． ところで，本稿が扱う期間中にプラザ合意や第二次オイルショック，自民党の参 議院議席の過半数割れ，日銀法改正による同行の政府からの独立性の高まり，自民 党政権の崩壊と，それ以降の単独政権から連立政権という政治体制の変化などが起 こった．そして，いうまでもなくバブル崩壊もある．これらは経済にそして経済政 策運営に特に大きなインパクトを与えたであろうと考えられることから，これらの 影響を取り除くべくダミー化してそれぞれモデルに入れ込むこととする．また，こ れ ら の 他 に も 選 挙 か ら 次 の そ れ ま で の 四 半 期 数 (選 挙 か ら 経 過 し た 四 半 期 数 )を 数 値 化 し た ダ ミ ー (経 過 ダ ミ ー ，Pass)も 用 意 す る ．こ れ は 土 居 (1998)に 基 づ く も の で あ る が 13， 前 の 衆 議 院 選 挙 と の 間 隔 が 開 く ほ ど ， つ ま り 任 期 満 了 の 4 年 に 近 づ く ほ ど ， 選挙のタイミングを見計らっているうちに，景気が良くても悪くても選挙せざるを 得なくなるため，政権党が有利な状況で選挙が出来にくくなる可能性があることか ら，この影響を取り除くためである．一方，参議院選挙では衆議院選挙と異なり， 選挙の時期が固定化されていることから，この種の経過ダミーを設けない，つまり モデル中には入れないこととする．これらのダミー群により，選挙ダミーの結果を 12 モ デ ル 中 で は ，「 DR」 と 「 DC」 を あ わ せ て 「 Election」 と し て あ る ． 1 3 土 居 (1998) pp.34-35 参 照 ． 6 より厳密なものと出来る．それらは表 5 にまとめてある．いうまでもなく，これら 以外にも経済に大なり小なり何らかの影響を与えるものは数多あるであろう．しか し，それらを全てダミー化しモデルに入れ込むということは不可能に近い．したが って，それらが結果的に景気の波に大なり小なり影響を与えたものとし，それを表 す も の と し て ， 景 気 基 準 日 付 に 基 づ き ， そ の 山 を 1， 谷 を -1 と し て ダ ミ ー 化 し た も の を ， 景 気 ダ ミ ー (Busi)と し て モ デ ル に 加 え て ， そ の 影 響 を 取 り 除 く も の と す る ． それは，表 6 にまとめてある． 上に基づき，基本モデルはそれぞれ下記のようになる． y = a1 + b11 yt −1 + K+ b1 p+2 yt −( p+2) + c11 xt −1K+ c1 p+2 xt −( p+2) + d11t + e11t 2 + f 11 Election+ g11 Plaza+ h11 Oil 2 + i11 Boj + j11 Ji min + k11 Coa + l11 Bubble + m11 Sangi + n11 Pass + o11 Busi −⑤ 2 x = a2 + b21 yt −1 + K+ b2 p+2 yt −( p+2) + c21 xt −1K+ c2 p+2 xt −( p+2) + d 21t + e21t + f 21 Election+ g 21 Plaza+ h21 Oil 2 + i21 Boj + j 21 Ji min + k 21 Coa + l 21 Bubble + m21 Sangi + n21 Pass + o21 Busi −⑥ こ こ で 検 定 の 結 果 ，Election ダ ミ ー に ど の よ う な パ ラ メ ー タ が 出 る と 政 治 的 に 選 挙に向けて拡張的政策を採ったのか，またそれにより政治的に景気が浮揚したかを 示 さ な け れ ば な ら な い ． ま ず ， x =v05 の ⑥ 式 の Election ダ ミ ー の パ ラ メ ー タ の 符 号条件が＋の場合，選挙が拡張的公共投資政策の要因になっているものとする．ま た ， y =v02 の ⑤ 式 の Election ダ ミ ー の パ ラ メ ー タ の 符 号 条 件 が − の 場 合 ， 選 挙 が 失 業 率 低 減 の 要 因 に な っ て い る も の と す る ． い ず れ の 場 合 も ， 10%有 意 水 準 を 満 た すもののみとし，それを満たさないものについては，仮にパラメータが所定のもの を満たしたとしても，それは選挙の影響がないものとする．したがって，本稿では パラメータの条件と有意水準の条件の双方を満たしていなければ，選挙の影響がな い も の と す る ．ま た ，結 果 的 に 条 件 を 多 数 満 た す も の が 出 て く る こ と も 想 定 さ れ る ． その場合は，より t 値の絶対値が高いものをその代表として選択する． 以上をふまえた上で，それらの結果が選挙景気循環を起こしているか否かを判断 す る ．本 稿 で は ，衆 議 院 に 解 散 が あ る こ と か ら ，特 に 衆 議 院 に お い て Ito-Park(1988)， Ito(1990)に し た が い ，「 日 和 見 仮 説 」 を 支 持 す る も の な の か ， ま た は Nordhaus 的 な「政策操作仮説」を支持するものなのか判断するものとする．今，⑤式の選挙ダ ミ ー (Election)を Y，⑥ 式 の 選 挙 ダ ミ ー (Election)を X と す る と き ，表 7 の よ う に 判 断 す る も の と す る ．た だ し ，仮 に 参 議 院 選 挙 の 方 で Y の み が 条 件 を 満 た す ，つ ま り 7 「日和見仮説」支持という結果が出た場合については，参議院選挙においては選挙 時期が固定されているので，そもそも日和見的な選挙時期の選択が出来ないことか ら無視するものとする． 結 果 は 表 8 の 通 り で あ る ．衆 議 院 選 挙 に つ い て は 選 挙 の 影 響 が な い と い う 結 果 で あ っ た 1 4 ． 参 議 院 選 挙 に つ い て は ， DC01 と DC08 双 方 と も X の み 条 件 を 満 た す と い う 結 果 が 得 ら れ た ．t 値 は DC08 の 方 が 高 い ．し た が っ て ，1 四 半 期 前 よ り 選 挙 に 向けて段階的に拡張的公共投資政策を行ったが，結果的に失業率低下をもたらさな かったという結果である．選挙ダミー以外の諸ダミーについては，全て⑤式側にお いてプラザ合意ダミーと日本銀行ダミー，連立政権ダミー，そして景気ダミーで高 い t 値 を 示 し た 15． 4． 結論 検定の結果，以下のことが明らかになった．まず，参議院選挙においては選挙の 影響があった．そしてそれは選挙に向けて拡張的公共投資政策を行ったが，それが 失業率低下をもたらさなかったことである．そして，衆議院選挙においては選挙の 影 響 が な い と い う 結 論 を 導 い た ．こ れ ら よ り ，日 本 に お い て は 公 共 投 資 政 策 (財 政 政 策 )の 選 挙 循 環 は 見 ら れ る が ，選 挙 に よ る 景 気 の 循 環 ，つ ま り 選 挙 景 気 循 環 は 成 り 立 っていないことが証明された．また，金融政策に対しては選挙の影響がない，すな わち選挙対策のために，政治の道具にはなっておらず，政策を行うときはもっぱら 財政政策を用いていたという結果が導かれた．これは，金融政策のような薄く広く 政策を行うよりも，むしろ公共投資のように，直接的に政権党の票に繋がるような 政策の方が有利であるという可能性があること，また日銀の独立性の高まりなども あり，政府の裁量で選挙に向けての拡張的金融政策を行えなかった可能性がある． 5． おわりに 本稿では，財政政策と金融政策というマクロ経済政策を取り上げ，それが政治的 に選挙という影響を受けているか，またそれが景気浮揚の要因になっているか否か を選挙景気循環論の理論を用いて考察したが，あくまでも選挙景気循環の理論，つ まり有権者は近視眼的であるという前提の下で考察してきた．しかしルーカスやサ 14 与 党 の 衆 議 院 選 挙 時 期 の 選 択 と い う 観 点 よ り ， プ ロ ビ ッ ト モ デ ル を 用 い て 日 和 見仮説も政策操作仮説も支持されないという結果が算出された．補論参照． 15 衆 議 院 の 計 量 に お い て も ， こ の ４ つ の ダ ミ ー に つ い て は 同 様 の 結 果 を 示 し た ． 8 ージェントなどの合理的期待形成学派が主張する，有権者は近視眼的ではなく合理 的であるという立場もある．したがって，今後はこの学派の主張も考慮に入れた研 究を進める予定である． 補論 日 本 に お け る 衆 議 院 選 挙 時 期 の 選 択 は ，基 本 的 に 内 閣 (=政 権 党 )が 行 う こ と が 出 来 る ．実 際 に 1973 年 以 降 ，1976 年 の 任 期 満 了 で の 解 散 と ，1980 年 の い わ ゆ る 40 日 抗 争 後 の 社 会 党 提 出 の 内 閣 不 信 任 案 可 決 で の 解 散 (ハ プ ニ ン グ 解 散 )以 外 は ， 全 て 内 閣 の 意 思 で の 解 散 (日 本 国 憲 法 7 条 第 3 項 に 基 づ く 解 散 )で あ っ た ． そ こ で ， 衆 議 院 選 挙時期の選択についてプロビットモデルで計量し，そこから表 8 のように，衆議院 に お い て は 日 和 見 仮 説 も 政 策 操 作 仮 説 も 支 持 さ れ な い と い う こ と を 証 明 し た い 16． 下記のようなプロビットモデル式を構築する． Pr ob( DR01t = 1) = Φ (a + b v01t + c Passt + d DC 01t + e Plazat + f Boj t + g Coat + h Busit ) −⑦ Pr ob( DR01t = 1) = Φ (i + j v02t + k Passt + l DC 01t + m Plazat + n Boj t + o Coat + p Busit ) −⑧ ⑦ は 説 明 変 数 に v01 を 含 ん だ も の ， ⑧ は v02 を 含 ん だ も の で あ る ． ま た ， こ れ ら の モ デ ル に は 表 8 の 結 果 に 基 づ き ，t 値 が 有 意 1 7 で あ っ た プ ラ ザ 合 意 ダ ミ ー ，日 本 銀 行 ダミー，連立政権ダミー，そして景気ダミーの４つのダミーも組み込んである．結 果 は そ れ ぞ れ 表 9，表 10 で あ る ．こ れ ら の 結 果 に よ る と ，い ず れ の 場 合 も ，前 衆 議 院 選 挙 か ら 次 の そ れ ま で の 経 過 四 半 期 数 (Pass)と 参 議 院 選 挙 の 時 期 (DC01)， そ し て 景 気 ダ ミ ー (Busi)の t 値 が 有 意 で あ る こ と か ら ，そ れ ら が 衆 議 院 選 挙 実 施 時 期 の 選 択 に影響を与えていることがわかった．つぎに下記のようなモデルを構築する． Pr ob ( DR 01t = 1) = Φ ( q + rFIT v01t + sFIT v02t + tRES v01t + uRES v02t + w Pass t + x DC 01t + yB usi t ) −⑨ こ の モ デ ル に は 表 9， 表 10 の 結 果 に 基 づ き ， t 値 が 有 意 で あ っ た Pass と DC01， そ 16 Cargill-Hutchison-Ito(1997) pp.164-167，土 居 (1998) pp.43-44 の 考 え 方 に 基 づ くものである． 17 補 論 に お け る ，「 t 値 が 有 意 」 と は ， P 値 10%有 意 で あ る こ と で あ る ． 9 し て Busi を 組 み 込 ん で あ る ． 式 中 の FITv01， RESv01 は v 01t = α + β v 03t + χ v 04t + δ v 05t + ε v 06t + φ v 07 t + ϕPlaza + γBoj + ηCoa + ιBusi −⑩ FITv02， RESv02 は v 02t = κ + λ v 03t + µ v 04t + ν v 05t + ο v 06t + π v 07 t + ϖPlaza + θBoj + ϑCoa + ρBusi −⑪ の そ れ ぞ れ を 推 定 し た と き の 推 定 値 と 残 差 で あ る ． 推 定 値 は ， v03-v07 ま で の 政 策 変 数 で v01，v02 を 説 明 で き る 部 分 を 示 し ，残 差 は そ れ が 出 来 な い 部 分 を 示 す ．⑨ 式 の 推 計 結 果 は 表 11 の 通 り で あ る ．こ こ で ，日 和 見 仮 説 で は t = u = 0 と い う 帰 無 仮 説 を ， そ し て 政 策 操 作 仮 説 で は r = s = 0 と い う 帰 無 仮 説 を 立 て て Wald 検 定 を 行 う ． 結 果 は ， 表 12 の 通 り で あ る ． い ず れ の 場 合 も P 値 の 数 値 が 高 い ， つ ま り P 値 10%有 意 で は ないことから，日和見仮説も政策操作仮説も支持されないという結果となった．こ れは本稿における，衆議院においては日和見仮説と政策操作仮説のどちらも支持さ れないという結論と同一であり，それを証明する結果となった． 参考文献 Alesina,A. ,Cohen,G.D. and Roubini,N. 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R-squared 0.986962 0.856273 Adj. R-squared 0.986934 0.856773 F-statistic 372.2922 30.22086 F-statistic 371.4914 30.33987 Log likelihood 116.6007 58.34472 Log likelihood 116.4899 58.52576 Akaike AIC -1.819245 -0.698937 Akaike AIC -1.817114 -0.702418 Log Likelihood (d.f. adjusted) 150.8335 Log Likelihood (d.f. adjusted) 150.9745 Akaike Information Criteria -2.05449 Akaike Information Criteria -2.057203 Plaza Oil2 Boj Jimin Coa Bubble Sangi Busi DC01 Plaza Oil2 Boj Jimin Coa Bubble Sangi Busi DC08 [ ]内は t 値，その上段はパラメータ 自己回帰項およびトレンド項は省略してある 18 表9 表 11 プロビットモデルの検定（1） プロビットモデルの検定（3） 推定期間：1973:04-2000:04 推定期間：1973:04-2000:04 サンプル数：109 サンプル数：109 被説明変数：DR01 被説明変数：DR01 変数 パラメータ t値 P値 変数 パラメータ t値 P値 C -22.78356 -0.97073 0.3317 C -11.69225 -0.887369 0.3749 V01 1.262809 0.790792 0.4291 FITV01 0.47564 0.5141 0.6072 Pass 0.291681 3.267925 0.0011 FITV02 -0.241737 -0.482337 0.6296 DC01 1.641519 2.417136 0.0156 RESV01 23.86945 1.675258 0.0939 Plaza -1.189662 -1.07498 0.2824 RESV02 1.933889 1.39948 0.1617 Boj -0.348012 -0.390115 0.6965 Pass 0.345497 3.20576 0.0013 Coa 0.515203 0.67416 0.5002 DC01 1.572386 2.252449 0.0243 Busi 1.029142 2.095529 0.0361 Busi 1.213162 2.164607 0.0304 Log likelihood 表 10 -18.12106 Log likelihood 表 12 プロビットモデルの検定（2） 推定期間：1973:04-2000:04 -17.30399 Wald 検定 日和見仮説 サンプル数：109 被説明変数：DR01 Wald 統計量 3.237857 P値 0.1981 変数 パラメータ t値 P値 C -3.901696 -2.166563 0.0303 V02 -0.214445 -0.296334 0.767 Wald 統計量 0.292293 Pass 0.276328 3.311202 0.0009 P値 0.864 DC01 1.577254 2.38085 0.0173 Plaza -0.410308 -0.651718 0.5146 Boj -0.028773 -0.020831 0.9834 Coa 0.886061 0.93869 0.3479 Busi 0.980594 2.004456 0.045 Log likelihood 政策操作仮説 本論文は，井上晶人に著作権があります．無断転 用，無断引用等をお断り致します． Copyright(C) 2002 Akihito Inoue. 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