Title Author(s) Citation Issue Date Type 日本の設備投資行動の構造変化 : 資本ストック調整型お よびジョルゲンソン型モデルによる分析 花崎, 正晴 国民経済(150): 21-37 1984-12 Journal Article Text Version publisher URL http://hdl.handle.net/10086/26426 Right Hitotsubashi University Repository 国民経済研究協 会 『国民経済 』No .1 5 0( 1 9 8 4 年1 2 月) 日本 の設備投資行動 の構造変化 - 資 本 ス トッ ク調 整 型 お よび ジ ョル ゲ ソ ソ ソ型 モ デ ル に よ る分 析 - 花 崎 正 晴 Ⅰ は じめに 1 計測モデルの特定化 ( 1 ) 資本ス トック調整型 ( 2) ジョルゲンソン型 ( 3 ) データ ( 4 ) 貸本の使用者費用について Ⅱ 計測結果とその検討 ( 1 ) 計測結果 ( 2) 構造変化のテス ト ( 3) 期間分割時期のインプリケーション ( 4 ) 計測式のパフォーマンス ( 5 ) 設備投資行動の構造変化 Ⅳ おわ Uに Ⅰ は じめ に わが国の民間設備投資が,戦後 の高度成長期 に果た した枢要 な役割につ いては,いまさら論を 待たない ところであ るが ,1 9 7 0年代に入 り,円切 り上げ, インフ レーシ ョン,二度の石油 シ ョッ ク,戦後最大の不況等に遭遇 し,設備投資 の動 向 も大 き く変容 している・ す なわ ち,図- 1お よび表 - 1か ら明 らかな よ うに,高度成長後期 の1 9 6 6-7 0年にかけては全 産業ベ ースで2 2. 2%,製造業 ベ ースで26. 4% (それぞれ年平均増加率,以下 同) と,驚異的かつ 安定的な伸 びを記録 した設備投資 も,1 9 71年 以 降 伸 び 率 は 大幅 に 低下 ( 1 9 71-7 5年全産業 1. 3 0 / ' O,製造業△3 . 2%) し, しか もその振幅は激 しさを増 してい る.1 9 7 0年代末期か らは, 再び安 定的増加傾向にはあるものの,高度成長期にみ られた よ うな景気 の強力な先導役 としての機能に は, なおほ ど遠 い ものがある. GNPお よび資本 ス トックとの比率で設備投資動 向を見 ると,GNP との比率では全産業設 備投資が1 5-1 7%,製造業設 備投資が 5- 8%程度 の水準を占め,総 じて 1 9 6 0年代後半には上昇 ,70年代には 低下,そ して70 年代末期か ら8 0年代初頭にかけて漸増傾 向に 2 1 秦1 設備投資関連指標の動向 全 1 9 6 6 j9 1 1 9 7 ト7 阜 匪 産8 0 1 1 9 8 ト8 莱 2 恒 期間l 1 9 6 6 7 両9 7 ト7 5 1 1 9 7 6 二 8 0 l [ 民 間設備 投 資 増加 率 2 2. 2 1. 3 5, 9 3. 8 9. 1 26. 4 民間設備投資/実質GNp 0. 1 5 5 0. 1 70 0. 1 5 2 0. 1 64 0. 1 60 0 民間設備投■ 資/ 粗資本ストノク 0. 1 63 0. 1 44・ . 0. 1 08 0. 1 1 0 l 9 8卜8 2 △3. 2 5. 6 5. 8 . 075 0. 073 0. 05 4 0. 0 64 455 1, 5 32 0 1. 2 8 4 4 1 1 0. 5 8 6 6 1 6 1 3 . 5 0. 1 8 2 13 7■0. 00 90 0. 1 0 4 粗資本ス トック/ 実質GNP 1. 02 9 1. 2 70 1. ある ( 往) 各t y E , ・ 概 とも美 空 引直を年平均で昇出. 60年 ことがわか る.撃f 本 ス トックとの比率 では, で1 9% ,製造 970年 には全産 業 代後半 に一貫 して上昇 し,1 落傾 向にあ り,1 2 1% に も達 したが,その後 業で 9 7 8 ' i r l e こは全産業 で10% ,製 は低 では 8% 程度 に まで落 ち込み現在 に至 って い造業 る 最後 に, 資本 ス トックと GNP との比率 ( , 全産業 ベ一 一スでは いわゆ る平均資本 係数 とな る)を見 る 970年以降一貫 し と,全産業 ,製造 業 ベ ース とも1 て上昇 してお して いた全産業 ベ 高度成 -スカ\ 最近帆 崇. では 0前後で推 1. 5を避 移 り, 長期 には 1 え本稿 る水準 では, に まで上が この よ ってい うにa : i迷 る. に満 ち不安定 化の 43214321432143 1 9 6 51 9 6 71 9 6 91 9 7日9 7 31 9 7 51 9 7 71 9 2 7 1 94 1 9 321 43 2 1 8 11 9 8 3 での設備投資動 向を,資本 ス トック調整型お よび 様相 ジを崇 してい る高度成長後期か ら近年 に至 るま 数 に よ り計測 し1 ' ,設 備投資 f j軌 パ ター ンの ョル ゲ . / ソソ型 とい う二種頚 の代表的投資関 の過程 で資本 ス トック調整型 モデルでは二 回の石 構造 変化 油 を とらえ る とい う試みを実施 して い る. そ 969-70年にかけ ての間 油 シ ョック時 に加 えて 1 シ ョック時, ン ヨル ゲ ソソソ型 モテルでは石 長 期 と最近期 とを比較す る と意見状 定 の過程が に,それ ぞれ 構造変化が生 じてい ること,高度成 資本 ス トックへ の調盤 - クー ンには高度成長期 慎 と最近 重にな 'てい る姿が うかが い知れ ること,最適 本 コス トの変化が設 備投資に与え る平均的効果は柵対 期 とで大 きな差異は認め られ ない こと,管 い なお,本 る. 稿 で使用 して い る設備投資関数 では,構造変 的に低下 してい ること等が 明 らか に されて 1 ) 代刻 t J 校紀幽数 とい う∴ ' し てに て いてい いない. るために,最 良の適合性 を追 求す るための ア ト 化 ホ の特 ックな変数追加 色を明 らかにす , ダ ることに主限をお ミー処理 等は行 っ ・ n きであろ うJ す ることに よる実相 u lの囚敷恥少えに, ,F l r F L 机 木 I T ' ' . i ・ i 性か らして ,1' = f : ミ ト ビンの 7E 場数な = も判 慮すべ が.株式汀鳩 の数値 を班別 純では割安 した・, ' J お,わ , } / 撒 q 二型投 相 ナt る トー L ン Dq 日本の設備投資行動の構造変化 Ⅰ 計測モデルの特定化 ( 1 ) 資本 ス トック調整型 ク ッ ドウィソ, チ エネ リーに よ りは じめ られ,その後 アイスナ-, クーな どに よって実証面で も良好な成果が発表 された周知の資本 ス トック調整型 モデルを方程式で示す と, I 戸l ( K* r Kl_ 1) +6 Kl_1 (1) とな る. ここで,K`ほ t期末時点の資本 ス トック, K, *はその最適水準 , I lは f期の粗投資量 であ る. また, ) tは調整速度を表わす係数であ り, ∂ほ資本 の減耗率であ る. 産 出量を Qとして,(1)式を推計可能な形に書 き換 えるた糾 こ, Ki メ く -vQl * とお き, さらに n QL I J ' -i ∑γ QE _i 0t とすれば,次式が得 られ る. 7 Z KL *-Vも ∑r QE -i 言 Ut (4) す なわち,(3), (4)式は,t期 の最適資本 ス トック水準が, t期以前 n期間の産 出水準に基づい て決定 され る長期正常産 出水準 QL *と対応 している との想定を意味 している. (4)式を(1)式に代入すれは F, I ( V 畠 rt QL I -KL -. )+∂K LIL ・ -ス V1 ∑r Qt _ i +( 61 -A )Kト 1 0l とな る. ここで, ス Vγ 1 -αも 6-) i -β とおいて,定数 萌Cを加 えれば,推定すべ き資本 ス トック調整型 モデルは,次式の よ うに特定化 され る. I L -C+I ∑α Qt I +βKL 1 0l (8) なお,上式中の ラグ分布については, アーモ ソ ・ラグ法を採用す る ( 2 ) ジ ョルゲンソン型 資本 ス トック調整型においてほ,産 出水準 と資本 ス トックとの関係が技術的 に与え られた定数 てあ ると仮定 されているが,諸生産要素 の間で代替の可能性が存在す る新古典派 タイプの生産関 数を前提 とす る場合には,生産要素の との ような組合せが選択 され るかほ,企業の利潤極大化行 動か ら決定 され ることとな る. ジ ョル ゲ ソソソは, この よ うな新古典派型生産関数の もとで,最 2 3 適な資本 ス トック水準を企業 の利潤極大化行動か ら導出 し,つ ぎに最適資本 ス トック水準への調 整過程に一定 の ラグ分布 〟( の(ただ し, βは ラグ ・オペ レーター)を想定 して,次式の よ うな投 資関数を導 出 してい る2)・ Z 戸 P( 8 ) 〔 Kt*-KL l l * 〕+∂ KL_1 (9) ここで, コブ- ダグラス型生産 関数 Q-AKa Lユ aを想定す ることに よって,最適資本 ス トック K*は , K*-α( pQ/ C )* ( 1 0 ) とおけ る・ただ し,pは産 出物価格, Cは資本の使用者費用 (I-( 4) 参照の こと)であ る・ ここで,( pQ/ C )*を長期的な観点か らして望 ましい ( pQ/ C ) の値 と定義 し,それが, ( pQ/ C )L *-i ∑ 7 E i ( pQ/ C )山 0 ( l l ) の ごとく, 自己の ラグ値 の系列をべ -ス として認識 され る と想定すi J tは,(9)式は次式 のよ うに な る. P ( 0 )(癌 も ( pQ/ C ) i t 1 a i 9 . n l ( pQ/ C ) -)・6Kc 1 ・ L - ( 1 2 ) ジ ョル ゲソソン自身は, ラグ分布 p( e)については一般的/ くスカル分布を使用 してい るが,本 稿 では, よ りア ・プ リオ リな制約が少 ない 7-モ ソ ・ラグ法を採用 し, さらに定数項 Cを加える ことに よって,次式 の よ うに推定可能 な方程式を導 出 している. ・ ` C + 蓋Qila 孟 n t ( pQ/ C ) 1 一 壷 i(PQ/C)- )・6KE-1 -C+i ∑7 7 1 ( ( pQ/ C ) ` _I -( pQ/ C ) i 1 1 1 ‡ +∂ K'-1 = 0 ( 1 3 ) た だ し, 甲i -a如 i ( 1 4 ) であ り,計測 され るア-モ ソ ・ラグ係数 でiは,調整 の ラグ 両 と認識の ラグ 7 r lとを複合 した も のであ ると解釈 され る. ( 3) デ ー タ 計測は,全産業お よび製造業 について行 っている.デ ータ期間は,1 9 6 5年第 1四半期か ら可能 な限 り最近期 まで としているものの, タイム ・ラグを最長 8四半期使用 してい ること,最近値の 入手可能性 がデ ータに よって異な ることに よ り,実際の計測期間は,全産業資本 ス トック調整型 が ,1 9 6 7年第 1四半期か ら 1 9 8 3年第 2四半期 まで, その他が ,1 9 6 7年第 1四半期か ら1 9 8 2年第 4四半期 まで とな っている. 使用 データは,以下 の とお りであ る. ∫:『民間企業資本 ス トック統計』 中の産業別新設投資額 (全産業お よび製造業) K:『民間企業資本 ス トック統計』 中の産業別資本 ス トック (全産業お よび製造業) 2) ジ'ルゲンソン型設賢関数の導出方法について払 か,林〔7〕が参照できる. 24 ジ コルゲンソン〔9〕〔 1 0〕お よび・ ホール-ジ 'ルゲンソン〔6〕等のオ リジナル議文のほ 日本の設備投資行動の構造変化 Q:全産業ベ ースでは実質 GNP,製造業ベースでは実質国内総生産・ pQ:全産業ベ ースでは名 目 GNP,製造業ベースでは卸売物価×実質国内総生産・ なお,上記 データには, ■すべて季節調整が施 されている. ( 4 ) 貸本の使用者費用について 企業が資本設備を購入 して生産活動を営む場合には,金札 償却 といった費用を毎期負担す る 必要がある. ジ ョルゲソソソが用 いた資本 の使用者費用は,資本設備の所有者に帰属すべ き資本 サービスのイソプ リシッ ト価格を表わす概念 として知 られてお り,次式のごとく定式化 され る・ q( r+61¢/q )( 1-uR : ) 1-α ( 1 5) 上式の not a t i on お よび使用 データは,次の とお りである. 資本財価格 q:総固定資本形成 ( 民間企業設備) デ フレーター 利子率 r:全国銀行貸 出約定平均金利 資本減耗率 ∂:固定資本減耗/資本 ス トック 法人税率 α:法人一般税率 償却の割引現在価値 Z Cについては以下の とお り算出 している. t期の脱却額をDL,肢却年数をTとす ると,R : なお, 3 ほ次式 となる. 2 : =JT e r` Dl dt ここで ( 1 6 ) Dlは償却累計額 Xとの増分であるか ら,次式が得 られ る. DL -筈 -意 ( 1-e6 E ) =6 e e t ( 1 7) ( 1 7 )式を( 1 6 )式に代入 して整理す ると, ∂ el J T ∼ g -蕊 ( '+6)E dt ( 1 8 ) l l-e -(r・" T ) ただ し,Tについては税法に したがい残存価額1 0%を想定 して,el6 T-0. 1 よ り算出. 資本の使用者費用の推計にさい し, キ ャピタルゲイン項 ¢ / qを どの ように取 り扱 うべ きかは 非常に重要な問題である. ジ ョルゲ ソソソ自身はその初期の実証研究3)において, 静学的期待形 成を仮定す ることに よって, キ ャピタルゲイン項 を 削除 して分析を行い, 良好な結果を得てい る. しか しなが ら,その後 の ビシ ョッフ〔2 〕等の研究では, イ ソフ レが糞延 しは じめた1 9 6 0年代 後半以降の投資行動を説明す るには,キ ャピタルゲイ ンを考慮 した方が好 ましいとの結論が導か 3 ) ジ コルゲンソン〔8〕 .. ホール-ジ ョルゲ ンソン〔6〕等参照のこと. 25 0 した場合 ( 以下 , ケースBと呼ぶ)のこ とお りに 0 / qを削除 令 (以下, ケースA と呼ぶ)お よび,卓 0 のの,々 / qに インフ レ率の実績値を当てはめた場 0 本稿では,い ささか単純す ぎるきらいはあ るも 02 52 01 5 3 れてい る. 図2 資本の使用者費用の推移 ・ 1 0 0 ついて実証を試み ることとす る したが って,資本の使用者費用 Cは, ケースA , 05 - 0 ケースA ケースB -一 1 1 については前掲( 1 5 )式 の とお り q ( r +8 -4 / q ) ( 1-uz ) ( 1 5 ) 1- α であ り 1 7 3 1 1 43 14321432 4321432 432 9 6 51 96 71 9 6 91 9 7日9 9 7 5 97719 7 91 9 8 1 2 1 1 , ケ ース Bでは , 1 - !Jニ ) -J J ( 1 9) となる. 二つの ケ-スについてそれぞれ資本の使用 者費用 を推計 した結果が,図- 2に示 されてい る. 石油 シ ョック以前 には イ ソフ レ率が軽微だ った こともあ り,両 ケースはほぼ同様 な動 きとな って 9 7 3-7 4 年 の大 イ ンフ レー シ ョン期 には両者は大幅に帝 離 し, ケースAでは マイナスに いるが,1 まで落ち込んでい る.その後 について も,1 9 8 0年の よ うに両 ケースが反対の動 きを している局面 もあ り,後述す るよ うに, ジ ョンゲ ノソソ型 モデルの計測結果に大 きな差異を生ぜ しめ る結果 と な っている. X 計測結果 とその検討 ( 1 )計測結果 計測 モデルは,資本 ス トック調整型では(8)求, ジ ョルケ ンソソ型では( 1 3 )式をそれぞれ使用 す る. 7-モ ソ ・ラグ項4)の ラグ期間は,当期か ら 4期前 までをは じめ として,以降 1期ずつ増 や し,最長では 当期か ら 8期前 までを採用 してお り, したが って一組 のデータについて, ラグ期 間の異な る 5ケースの推計を行 ったo ただ し, 本稿では, 計測式 の全般的説 明力, 各項の有意 性,誤差項の系列相関の有無等か ら総合的に判断 して最良 と思われ る計測結果を,それぞれ 1ケ ースのみ末尾 の付表 にのせ ることとした. 計測手順 としては, まず最初に,各 モデルとも全期間を とお して計測を実施 した. しか しなが ら,それ らの計測結果は,全般的に説 明力が必ず しも高い とはいえず,その うえ D. W.比の低 さか らみて誤差項に非常に強い正の系列相関が観察 され,信頼 に足 るもの とはいいがたい. この よう な強 い系列相関の存在は, モデルに使用 された説明変数以外の重要な ファクターが影響を与えて 4) 禾柄では,アーモン ・ラグ係数の推・ j uにすべて 2次の多項式を適用す るとともに,分布 テク中 もっとも退去の点にゼロの制約を課す操作 を施 している. 26 日本の設備投資行動の構造変化 い ることを意味 し, モデルの定式化 自体が不十分であるとの評価がな され るのが一般的であ る. しか しなが ら,本稿 では,二度の石油 シ ョック,大 イ ンフ レーシ ョン等の不安定化要因を含む 期間においては,設備投資行動に構造変化が生 じてお り,それが計測式の/ 1フ ォーマ ンスを悪 く してい る原因ではないか との仮説を立て,期間を分割 して再度推計 し直す とい う手続 きを採用 し ている. いつの時点 で期間を分割すべ きか とい う問題 に関 しては,機械的に石油 シ ョックの前後で分割 す るとい った方法 もあろ うが,本稿では,計測可能な必要最小サ ンプル数か らは じめて,順次サ ンプル数 を 2つずつ増や して ( つ ま り2四半期ずつ期間を延長 して)推計を行 い,その結果,説 明力, / くラメーターの値 ,D. W.比 の動 き等か ら判断 して, 構造変化が起 こった と想定 しうる時 点 で,期間を分割す るとい う手続 きを採 ってい る, もっとも,構造変化はあ る時点で突然生 じる とほ限 らず,あ る程度 の期間にわた って徐 々に進行す る と考 え る方かむ しろ妥当であ り,その意 味か らして,期間分割 の対象時点 も継続的構造変化 の-局面 と解すべ きであろ う. 期間は,資本 ス トック調整型については 3期, ジ ョルゲソソソ型については 4期にそれぞれ分 割 された ( 付表参照の こと)・ 計 測 結果の検討にはいる前に, この よ うに期間を分割 して計測を実施 した ことの妥当性 をチ ェ ックす る必要があろ う ここでは, チ ャウの検定法を用 いて係数 / iラメーク-の相等性について の検定を行 っている. ( 2) 構造変化のテス ト チ ャウの孫数 パ ラメーター梢等性 テス ト( Te s tofEqua l i t yofaSetofRe gr e s s i on CoeWL C i - ent si n TwoRe gr e s s i ons )とは言 十畳経済 モデルにおけ る線型回帰分析において,異な ったサ ン プルについてそれぞれ推定 を行 った複数組 の計測式が, 同一の母集r 5 月か ら抽出されたサ ンプルに 基づ いて実施 された ものであ るか否かを検定す るもので,時系列 データに即 していえは,期間 こ とに係数を推定 した結果か ら構造変化の有無を判定す る ものである. す なわ ち,期間を二つに分割 した場合に,前期, 後期のデータ数をそれぞれ nl ,n2 ,前期,徳 期に分けて推定 した場合のそれ ぞれ の残差平方和 を Sl ,S2 ,適期 で推定 した場合の残差平方和 を S,パ ラメーター数を kとお き, さらに ST-Sl +S2 ,SD-S-ST とすれば,疏計量 F( A,nl +n 2-2/ e ) - SD /A ST / n l +n2-2k ( 2 0) は構造変化が ない場合には, 自由度 ( A,n l +n2-2k) の F分布に従 うか ら, これを用 いて構造変 化 の テス トを行 うことがで きるのであ る5 ) . 検定は,それぞれの モデルについて隣 り合わせ の期間 ごとに実施 してお り,資本 ス トック調整 型は 3期に分割 されているために 2回, 4期 に分割 されているジ ョル ゲ ソソソ型は 3回行 うこと とな った. 表 -2には,検定結果の一部 として,′アーモ ン ・ラグ項を 8期前 まで採用 した場合 ( ただ し, 5 ) チ ャウ ・テス トの詳細については,チ ャウ〔4〕, フ ィッシャー〔5〕を参照のこと. 2 7 表2 構造変化のテス ト 2 -1 仝産業資本ス トノク調整型 期 間 第 1期及び第2期 第 2期 及び第 3期 nl n2 k 2 6 2 0 2 0 2 0 4 4 ST S SD F値 3 41, 4 48 1, 3 0 7, 7 5 0 9 6 6, 3 0 2 26. 8 値5 %法界値 8 7 0 1, 8 5 4, 5 5 3 1 5 3, 3 1 72, 0 0 7, 9 3. 8 6 2. 6 2 7 期 2 2 製造菓資本ス 間 n トソク調整型 第1 期及び第2期 第2期及び第3期 2 4 l. 2 4 2 n4 2 1 6 間 nl n2 期 23 全産業ジョルゲンソン型 第 1期及び第 2期 第2期及び第 3期 第3期及び第4期 1 0 1 2 26 1 2 2 6 1 6 9 6. 7 7 3. 9 7 4 k 4 k 4 4 4 2 4 製造業ジョル 期 第1 期及び第 間2期 第 2期及び第 3期 簡 3期及び第4期 ゲンソン型 n 1 l n 2 2 1 8 1 8 1 8 1 8 1 6 1%払界 3 4 S 5 T , 7 S SD F値 1%臨界値5%臨界値 7 2 81 6 5, 7 4 01, 3 1 0 0 1 2 7 8 9 3. 8 3 2. 6 1 361, 2 1 6 1, 95 1 4 6 5 5 5 3, 4 3 4 3 4. ST S F値4 駆 界 値 01% 3. 9 7 SD 1 1 5, 3 42 1, 1 7 6, 9 801, 0 6 1, 6 3 8 3 5 %臨界値 4 5 3, 8 2 7 7 6 5 1, 4 2 5, 8 6 22, 8 7 9, 6 9 01, 2. 2 1 5. 03 3. l l 1 4. 0 2 2. 6 9 , 5 89, 8 9 49, 5 0 0, 1 3 07, 9 1 0, 2 3 6 4 2. 2 9 3. 93 2. 6 5 k 4 4 4 S T S S D F 催 % 臨界 値5 % 臨 界 値 8 6 , 5 1 02, 7 3 2, 9 202, 6 4 6 , 4 1 01 6 8 . 2 51 4. 31 2. 8 2 1 44, 0 5 71, 1 67, 3 5 01, 0 2 3, 2 9 3 49. 7 2 1 9 9, 8 3 71, 4. 07 2. 7 1 81 5, 9 6 0 1 , 6 1 6, 1 23 5 2. 5 7 4. 3 1 ( 近) パラメーター数k は、ラグ項に7-モン・ ラグ法 を採用 しているために、 ラク 期 間の長さにかか わらず一定 ジ ョルゲ ソソソ型は ケースAのみ掲載)が示 されてい るが,そ の他のすべての いて も同様 に,( 20)式か ら算 出 され る F 値 は F 分布 の 5%臨界値お よび 幅に上 回 ってお り, この ことか ら期間分割を行 った時期の周辺で構造変 とは,おおむね妥当であると考 え られ よ う・ ( 3 ) 期間分割時期 のイ 2. 8 2 佳4となる. ラグ ・ケ-スにお 1%臨界値をかな り大 化が生 じた と想定す るこ 期間分割の妥当性が認め ンプ られた リケーシ ところで,各 ョン モデルの期間分割時期が 日本経済 の て どの ような位置を 占め,意味づけをなされてい るかについて簡単に考察す ることに 戦後史におい しよ まず,資本 ス トック調整型についてみ る と,最初 の分割時点 は全産業が1 973年第 2四半期 う・ 年第 3四半期 との間,製造業が1 972年第 4四半期 と翌年第 1匹伴 期 との間 と,半年 の と同 もののいずれ も第 1次石油 シ ョック前 の時期 であ り, 2回 目の分割時点 も全産業が1ずれがある 半期 と同年第 3四半期 との間,製造業が1 978年第 4四半期 と翌年第 1四半期 との間 と, 978年第 2四 日本の設備投資行動の構造変化 ものである といえる, しか しなが ら,通説 では第 1次石油 シ ョックは需要 の大幅減を もた らし, 期待産 出量 の減少をつ うじて設備投資の絶対量低下を もた らしたが,第 2次石油 シ ョック時 には 需要水準は相対的には軽微 な影響を受けたに とどま り, したが って設備投資 もその投資動機 こそ 変化があるものの実質額で見た場合には第 1次ほ どの大幅な変化はなか った とされてい るが, こ こでの検定結果か らは第 2次 シ ョック時に も第 1次 シ ョック時 と同様 にかな りの規模 の構造変化 が観測 され る とい う注 目すべ き事実が浮かび上が っている6). つづいて ジ ョル ゲ ソソソ型につ いて概観す ると,第 1次お よび第 2次石油 シ ョックの近辺で構 造変化がみ られ る点は資本 ス トック調整型 と同様 であるが,それ に加えて全産業が1 9 6 9 年第 2四 半 期 と同年第 3四半期 との間,製造業が1 9 6 9 年第 4四半期 と翌年第 1四半期 との間でそれぞれ期 1 9 6 9 年か ら1 9 7 0年にかけては,国際経済環境の悪化,国内 ク リー ピング ・ 間分割がなされ てい る. イ ソフ レーシ ョソの進 展,環境 ・立地等 の成長制約要因の顕在化等 に よ り従来の高度成長が揺 ら ぎは じめた時期 であ り,実質産 出量に加 えて資本 コス ト,物価が考慮 されているジ ョル ゲソソソ 型 に よる計測に よってそのあた りの設備投資行動 の構造変化が明 らかに された といえ よう. ( 4 ) 計測式 のパ 7 ォ-マンス 上述 の構造変化 のテス トに よって,期間分割 に よる計測の妥当性が 明 らかにされた ところで, 計測式のパ フォーマ ソスにづいての評価を実施す ることにす る. まず最初 に,計測式の全般的適合度 ,各係数 の有意性等につ いてみ ると,全産業資本 ス トック 調整型では,各期 とも決定係数 お よび各 パ ラメーターの i値がおおむね高 く,符号条件 も満た さ れてお り,良好な計測結果 といえる.製造業資本 ス トック調整型 で も,第 2期の 決 定 係 数 が 若 干低 い.第 3期 の資本 ス トックに関す る係数が有意でない等 の問題点があるものの,総 じてみれ ば まず まずの結果 と考 え られ る. つ ぎに, ジ ョル ゲ ソソソ型に移 ると, キ ャピタル ゲイ ン項を含んだ ケースAとそれを取 り除い た ケースB との比較 では,全産業,製造業 とも第 1期か ら第 3期 までほ計測式のパ フ ォーマ ンス に決定的な差があ るとはいいがたいが,最近期の第 4期では ケースAの符号条件が理論 どお りと な っているのに対 し, ケース Bでは ラグ項の符号条件が全て理 論 とは 反 対 のマイナスとな って いる. この結果か らj i , て,従来か ら設備投資の意思決定 の過程で イソフ レーシ ョソに対 して何 ら かの考慮が払われていた と考 えるほ うが妥当の よ うに思われ る. したが って,以降の ジ ョル ゲ ソ ソソ型 の分析は ケースA についてのみ行 うこととす る.各期別 に検討す ると,製造業 は説 明力の 点でおおむね良好な結果 とな っているが,全産業 では 2回の石油 シ ョックには さまれた第 3期 に おいて芳 しい結果が得 られなか った. また,符号条件は ラグ項については理論 どうりとな ってい るが,資本ス トックの係数は全産業第 3期,製造業第 2期お よび第 3期 において好 ま しか らざる 結果 とな った・ 6 ) I殻に,推定式の説明力が同程度の場合には.F値が大 きけれは大 きいほど柄造変化は激 しいと解釈され うるが,本稿の計測結果は期間 直が大 きい時点ほど構造変化が汲しか ったと一掛 こ結論することはできない. に よって説明力にばらつきがあ り,したが って,Ff 29 続 いて計測式の系列相関の有無を D. W.比に よって調べ る と,全産業 ジ ョルゲ ソソソ型 ケース A第 3期お よび第 4期 において系列相関が存在 しない とい う帰無仮説が有意水準 5% で棄却 され るのをは じめ として,全産業資本 ス トック調整型第 1期,製造業資本 ス トック調整型第 2期,製造 W.比の値が系列相関の有無についての結論が出せ 業 ジ ョル ゲソソン型 ケースA第 1期等では D. ない領域 に属 してお り,必ず しも最良な結果 とはいいがたいが,全期間を とお して計測 し強 い正 の 系列相関が観察 された当初 の場合 と比較すれば,かな りの改善がな された とい うことは で きよう. 以上の諸点か ら判断 して,期間分割 に よる計測結果は全期間を とお して計測 した場合に比 し全 般的にみて良好 であ り,各 関数 の内挿結果を示 した図-3において も推定値が実績値をかな りの 程度 フ ォローしている姿がみて とれ よ う・ ( 5 ) 設備投資行動の構造変化 計測結果 の検討の最後 として,各投資関数 の各期 ごとのパ ラメーター値の推移か ら構造変化の 具体的 内容を推察す ることとしよう. 図3 設備投資関数の内挿結果 3- 1 全産 業資本ス ト ノク調整型 3- 3 全 産 業 ジ ョ ル ゲ ン ソン 型 3- 2 製造業資本 ス ト ノク調 整 0 型 3 5 0 0 30 0 2 5 0 0 2 0 0 0 51 9 7 71 9 7 91 9 8 1 3 6 ) 1 9 6 71 9 6 91 9 7 11 9 7 31 9 7 1 0 5 0 0 2143 ジ ョル ゲ ンソン型 3-1 443製造業 5432143214 1 9 6 71 9 6 91 9 7 1 2 1 9 1 7 4 31 3 1 9 21 7 日本の設備投資行動の構造変化 まず,資本 ス トック調 整 型 で あ るが, モデルのスペ シフ ィケーシ ョンの ところで述べた よう に, ここでの7-モソ ・ラグ項 の意味づけは最適資本 ス トック水準 の決定が過 去に実現 した産 出 水準の ラグ値 に基づいてなされ るとい うものであ った. この よ うな定式化か らすれば,意思決定 に際 し配慮 され る平均的期間は,計測結果中の平均 ラグ期間に よって表わ され ると考 え られ よ う. 各期の平均 ラグ期間は,全産業では第 1期 1 . 7 0,第 2期 1, 3 0,第 3期 3. 84,製造業では第 1期 0. 9 8,第 2期 2. 51,第 3期 3. 73とな ってお り, また図- 4では ウェイ ト合計を 1に した ラグ ・ パ ターンが各期別 に措かれてい る.上述 の認識 の下 に これ らの結果を検討す ると,高度成長期に は意思決定 に際 して最近時点の情報を最 も重視 し, したが って平均 ラグも短か ったが,二度 の石 油 ショックを経験 した後 の第 3期 においてはかな り以前 の情報 に も考慮を払 い意思決定 の過程が 慎重にな っていると解釈す ることがで きよ う. 続いて, ジ ョル ゲ ンソン型 に関 して検討を加 えることとす る. ジ ョル ゲソソソ型で ラグ項が使 用 されている理 由は,最適資本 ス トックが過去 の経済情報 に基づいて認識 され, しか もその最適 値への調整 にある程度 の期間を要す るか らであ り;その意味か らして平均 ラグ期間の長 さは,餐 本 ス トックの調整 の必要性が認識 されてか ら実際に調整が完了す るまでに要す る平均的期間を表 図4 資本ス トック調整型のラグ・ バ ターン ( 全産菓) ウェイ ト パ ター 図5 ジ ョルゲン型のラグ・ ウェ 0. 5 0. 4 . 3 イト 0. 4 5 3 0 0. 2 0. 1 0.1 2 0 0 1 2 34 5 6 7 8 ラ グ期 ウェイ 0. 5 ト ( 製造業) 0. 3 4 2 0. 1 0 0 1 2 3 4 5 6 7 8 ラグ期 0 ( 全産業) ン わす と考 え られ よ う・ ケースAについて平均 ラグ期間お よび ラグ ・パ ター ソ (図-5参照)を見 ると,各期別 に きわだ った相違は存在 しない ことがわか る・す なわ ち,全産業,製造業 のいずれ の期 において も平均 ラグは 3 . 5 0-4. 5 0 の範 馴 こ収 ま り, ラグ ・パ ターソもほぼ同型を示 してい るのであ る.あえて マイナーな変化を指摘すれば,全産業 において前半 2期に比 し後半 2期 には 平均 ラグが長期化 してお り,製造業 において も第 2期以降第 4期 まで ラグ期間が延 びてい る. また, ジ ョル ゲ ソソソ型を推定す る上 での大 きな メ リッ トの一つ として税制の変化が設備投資 にお よはす効果 を容易に分析 で きる点があげ られてお り,それを受けて蓑 - 3には投資税額控除 に関す る弾性値が試算 されている7'11 9 6 0年 表4 設僻 見賛額の業種別構成比 代の高度成長期には,全産業, 製 造 業 と も 1. 0前後 と相対的に 高水準の値 とな ってい る が,以降大幅に低下 し, とくに第 1次石油 シ 全 産 業 1 0 0. 0 ョック後 の経済混乱期 には,ほ とん ど非弾力 製 造 業 6 2. 8 1 9 7 3 7 8 1 9 7 9-8 2 1 0 0 . 0 1 0 0. 0 . 9 7 9年以降の最近期 的な状態 とな ってい る.1 食 品 2. 6 4 9 7 2. 3 4 4 7 2. 3 には,若干回復 した ものの 0. 2程度 と末だ低 繊 維 3. 1 1. 6 1. 紘 .パルプ 水準に変わ りはない. 最後 に参考 までに, 日本開発銀行調査部が 実施 してい る設備投資 ア ンケー ト調査結果 か ら上述の構造変化に関連 してい くつかの興味 深 い内容を引 き出す こととしよ う. 日本 開発 銀行設備投資 ア ンケー ト調査は年度ベ ースの 解答方式 とな ってお り,必ず しも本稿 で採用 2. 1 0 化 学 1 0. 4 1. 9 1. 4 石 油 5 7. 6 5. 9 1 2. 6 3 9 2. 2 3 4 2. 1 鋼 1 3. 3 l l. 5 非鉄金属 3. 2 1. 9 -般機械 3. 5 窯業 .土石 鉄 ' 6 . 8 1. 5 電気機械 4 2. 5 2. 8 した分割期間には対応 しないが, ここでは資 輸送用機械 6 8. 8 3. 5 7 4 5. 3 本 ス トック調整型の分割期間に似せて,1 9 6 7 そ の 他 3. 6 9 7 3-7 8年度 ,1 9 7 9-8 2年度の 3 -7 2年度,1 表二 3 ジ ョルゲンソン型による 投資税額捜除弾性体 全 産 業 第 1期 1. 1 6 第 2期 0. 6 第 3期 第 4期 4 非製造業 3 8. 9 ' 3. 5 3. 4 設 7. 2 5 0. 3 5 5. 3 卸売 .小売 2 . 5 - 1. 9 3 8 1. 8 3 6 不 運 動 産 - 2. 9 2. 1 輸. 通 信 電力 サー . ビ ガス ス 1 2 7 1. 7 3 2 7 8 5. 6 3 0 3 8 0. 8 4 1 そ の 他 3. 4 嘉を-、空 (日本開発銀行アンケ一 日 軍 0 1 9 6 7 7 2 .0 ( 注) 資本金1 億円 . 以上企黄 . 8 0. 5 建 製 造 菓 0. 9 6 0. 4 7 0. 1 6 0. 0 9 ( 注) 全設備について1 0 . 2 0 ' . 2 3た場合 % の 投 資税額控除を0 実. 施し 7) 本桐 工事ベース 参照のこと での釈界方法は以下の並 ) 7 )である・投資税' i a壮除がなされる場合の資本の使用者費用は,次式となる ( ホール-ジョルゲンソン〔6〕 q)( q( r+e l与/ . 日本の設備投資行動の構造変化 表1 5 投資動機構成比(日本開発銀行アンケー r) ( 単位 %) 投資動機 . 年度 業種 1 9 6 7-ナ 2 全 1 9 7 3-7 8 業 1 9 7 9-8 2 産 5 2, 6 5 2. 6 能 力 増 強 5 5. 5 合理化 .更新 2 6. 7 2 2, 5 他 1 7. 8 2 そ の 汁 1 0 0. 0 4 9 1 0 0. 0 つの期間について,設備投資額 ( 注) 表-4に同 じ の業種 別構成 1 9 6 7-7 2 製 1 9 7 3-7 8 業 造 5 5 1 9 7 9-8 2 . 6 3 3. 1 2 8. 7 3 1. 3 34 . 、 6 3 7 ' . 6 1 0 i 2 3. 1 1 3. 1 3 2. 3 ' 3 37 0. 0 1 ' 0 0. 0 2 4. 3 1 0 0. 0 1 0 0 . 0 義-5)の 比 ( 秦- 4)お よび投資動機 の構成比 ( 推移をみてい 業種別構成 くこととす る. 非製造業 の伸長は 比では,製造業 と非製造業 との ウェイ ト逆転が注 目すべ き現象 としてあげ られ る・ りサ ー ビス業 ,い うまで もな く電力投資の高 ま りを主因 としているが, . )-ス等の寄与に よ 産業 と加工 ・が大幅増 とな ってい る点 もみのがせない ところであ る.一方,製造業 では,素材型 土石,非鉄金属,紙 組立型産業 ・パル とで大 き く明暗を分けてい る.す なわ ち,素材型 ( 鉄鋼,化学,窯業 ・ % と,最近時 プ,繊維)では守 一タルの構成比が,各期別に3 4. 7%-26. 7%-1 8. 7 械,電気機械,一般機械,食 点では石油 シ ョック前 に比 しほは半減 しているのに対 し,加工 ・組立型 ( 輸送用機 期間 で若干落 ち込んだ ものの品)では,1 9. 5%-1 5. 7%-1 9. 3% と,石油 シ ョックには さまれた るのであ つ ぎに投資 る. ,最近期では再 び高度成長期 と同等 の ウェイ トを占め るに至 ってい 能 力増強が過 動機 をみ ると,全産業ベ ースでは各期別に顕著な相違は認め られず,最近時点 で も 準か ら最近期では 3割を も割 る水準 にまで低 半を 占めてい るが,製造業ベ ースでは能力増強割合が高度成長期 の 5割を上回 る水 の以上 ウエイ の アン トが上昇 してい る. 下 し,かわ って合理化 ・更新投資,研究開発投資等 理 があるもの ケー ト調査に基づいた簡単な分析を本稿 での計測結果 と直接結 びつけ るのは少 々無 期の状況か らの,需要増を背景に素材型産業を中心 として活発な能力増投資が行われた高度成長 の変化は,最近期において投資決意が慎重にな ,合理化 ・更新 を主体 としていわば小物的な投資が主流 っている とい う本稿での主要な結論 とな っている昨今の状況- じるものがあ 本稿では, Ⅳ おわ り るよ に うに思われ る. と,あいつ う 国の昭和4 資本 ス トック調整型, ジ ョル ゲ ソソソ型 とい う二つ の代表的投資関数 を用 いてわが 0年以降の設備投 の時期お よび内容を明示 した ことにあろ う・従 的本稿 とした. の主要 な論点は,設備投資行動の構造変化 資行動を分析 し, さまざまな イソプ リケ-シ ョソを引 き出す ことを 目 釆 か ら石 油 シ ョック後 の投 資環境 の変 化 に基 づ き構造 変 化 が議論 され て きた ところで あ るが,本 稿G P結 論 は定量 的 にそ の事 実 を裏 付 け , 同時 に, 第二 次石 油 シ ョック前後 に も第 一次 シ ョ・ ック時 と同様 に大 規模 な構造 変化 がみ られ る こ と, ジ ョル ゲ ン ソソ塾 に よる と石 油 シ ョック以前 の1969 -70年 当時 に も構 造変 化 が観 察 され る こ と等 の新 しい指 摘 もな され た . また,資 本 ス トック調整 型 を用 いて導 出 され た意思 決定 に さい し相対 的 に よ り過 去 の情 報 に も 配慮 を払 うよ うに な った との指 摘 は,低 成長 期 には い り景気 の不透 明感, 将 来 に対す る不確実性 が払 拭 され ず,企 業経 営 が 慎重 に な ら ざるを えな い昨 今 の状 況 に合 致 し, そ の反 映 と して ジ ョル ゲ ンソソ型 を用 いて算 出 され た 投資税額 控 除 の弾性値 が高 度成長期 に比 し低 下 した との解釈 もで きるのではなか ろ うか . しか しなが ら, ジ ョル ゲ ン ソソ型 を用 いて計測 され た望 ま しい資本 ス トックの認 知か ら調整 完 了 までの ラグ ・パ タ ー ンは高度 成長 期 と最近期 とを比較 して大 きな差 異 は認 め られず , さ らに前 述 の弾性値 も最 近期 では若 干 回復 して い る こ とか ら, 当面 の景気 上昇 お よび安 定 局面 で,民 間設 備投 資が果 たす 役割 は必ず しも小 さ くは ない よ うに思 わ れ る. 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