Title Author(s) Citation Issue Date Type 国債利回りと期待インフレ率の関係の実証分析釜江, 廣志一橋論叢, 116(5): 848-865 1996-11-01 Departmental Bulletin Paper Text Version publisher URL http://hdl.handle.net/10086/12019 Right Hitotsubashi University Repository （42）国債利回りと期待インフレ率の関係の実証分析釜江廣志 §1 はじめにわが国長期国債の流通利回りの期間構造が，純粋期待仮説のように，短期金利の期待値だけで説明され得ないことを，すでに拙著（1993）などで奪いた．拙稿（1994）までの分析は，国債先物市場が始まった1985年以降を対象としていたが，現物国債の流通市場が実質的に成立した1977年以降を分析対象としても，この結論は変わらない（拙稿（1996）参照）、説明され得ない部分，つまりリスク・プレミアムを取り上げて，例えばARCHなどによってモデル化して分析を試みるのも1つの方法である．また，国債利回りの説明要因として短期金利以外の要因を取り込むことも必要であろう．そこで本稿では，インフレの要因を取り入れ，期待インフレ率が国債利回りに影響するか，つまりFisher仮説は成立するか，もししないならぱ，他の代替的な仮説は妥当するかを，新しい計量分析の手法である共和分法を用いて分析することを試みる．利子率とインフレ率，ないしは期待インフレ率との関係についての先行研究のうち，以下では，近年の時系列分析の発展をふまえてなされた比較的最近の研究に限定して，簡単な展望を行おう．Mishkin（1992），Inder and Sil− vapulle（1993），Bonham（1991）は，Fisher効果をインフレ率またはその期待値から利子率への有意な関係と定義する．本稿でも．この定義に従う． Fisher効果をテストする具体的な式として，Woodward（1992，その（1）式）は，｛を名目利子率，πをインフレ率として，づをπの期待値に回帰する 848 国債利回りと期待インフレ率の関係の実証分析（43）（1）ゴ’＝α十λ・亙、（巧）十・、という式で「λ＝1かつα＝一定」が成立するか否かをテストする．これは，インフレが予想されるとき，期待インフレ率の変化分に等しいだけ利子率が変化するとのFisher仮説のテストである．Phylaktis and Blake（1993，表 2）も同様の式を利用する．他に，Bonham（1991，（7）式）のように名目利子率をインフレ率とeX anteの実質利子率（の代理変数）に回帰する方法もある． Fisher仮説の代替的な仮説として，Mundel1−Tobin仮説とDarby− Feldstein仮説が挙げられる．これらのうち前者では，期待インフレ率の変化が利子率ヘフルには影響を与えない，つまり，（1）式でλ＜1であることを意味するのに対し，後者の仮説では，期待インフレ率の変化はそれ以上の影響を利子率に与える，つまり，（1）式でλ〉1であることを意味する． Fisher仮説が成立しない場合，λが1より小か大か，つまり，Munde1l− Tobin仮説と．Darby・Fe1dstein仮説のどちらが妥当であるかが問題である．これらの仮説についても先行研究が多くなされており，たとえぱWood． ward（1992）は残存期間の長短により両方の仮説のどちらかを支持する結果を提示している．さて（1）式を推定しそれにもとづいて検定を行う際に，変数が単位根を持っていれぱOLSによる推定には問題が生じる．そのような場合には， Fisher仮説の検定は共和分法，たとえばEngle and Granger（1987）の方法やJohansen and Juseliusの線形制約テストによってなしうるが，前者を用いた例にはBonham（1991），Mishkin（1992），InderandSilvapulle （1993）などがあり，後者の例としてはWa11ace and Wamer（1993），Phyla− ktisandBlake（1993），EvansandLewis（1995，表1）などが見られる．本稿では，わが国の国債利回りについてこのような共和分法によるテストを行う．観察不可能な期待インフレ率を推計するのにカルマン・フィルター法を利用するが1），拙稿（1995）で使用したのとは異なる定式化を用いて推計値を求め，それを言十測に使用する．次節ではFisher仮説の定式化と，こ 849 （44）一橋論叢第116巻第5号平成8年（1996年）11月号の夜説と共和分関係の成立との関連を調べる．第3，4節では，用いるデータと，期待インフレ率のカルマンフィルターを使っての推計法をそれぞれ説明する．第5節ではFisher仮説のテストの方法と結果を述べる。第6節では期待インフレ率の利子率への影響の大きさを測定する．OLS以外による（1）式の推定法はいくつか提案されているが，本稿では暫定的にStock andWatson（1993）の方法によることにする．他の方法を用いての検討は今後の課題である． §2Fisher仮説の定式化国債利回り｛に期待インフレ率五（π）の影響がフルにあるか，つまり Fisher仮説が成立するかの検定を，（1）式において「λ＝1，かつα＝一定」であるか否かをテストすることによって行う．助≡［ら，E畑）コとすると，2変量で〃次のラグを持つベクトル値自己回帰モデルVAR（η）は（2）助＝λ1軌一1＋…十λ蜆軌一冊十レ十〃’，士＝11…，T と表される．ここに，λ、，…，λ、はパラメータ，レは定数項，〃、は誤差項である．眺と（1，一1）’との積は｛r瓦（π’）である、さて，理論仮説から導かれる共和分ベクトルについての制約をテストするのに際して，Fisher仮説を表す式ではこの制約はどう表現されるであろうか．次のような3仮説，つまり＜H1〉「Fisher仮説が成立する」〈H2〉「期待実質利子率E’（η）が定常的である」〈H3〉「｛、と五（π、）が共和分関係にあり，共和分ベクトルは1個存在して，（1，一1）’である」の関係を検討する．以下本節では｛、とE（π、）がともに非定常であると仮定する、まず〈H1〉ならば， 850 国債利回りと期待インフレ率の関係の実証分析（45）（1’）｛Fα十λ・凪（η）十砂’， αはOを含む定数項，なる式において，λ＝1，かつ〃’はホワイト・ノイズで2）五’（η）と無相関でなけれぱならない．したがって，（1’）式は（3） 4＝α十E’（π三）十叫，つまり，（4）（ら，亙’（η））（1，一1）’＝α十砂。，かつ〃。は凪（巧）と無相関となる．〃’はホワイト・ノイズであり，共和分関係が成立するための条件，つまり砂’が定常であることを満たすので，〈H1〉⇒〈H3〉である．逆に〈H3〉ならば，（4）式が成立して〃。は定常である．このとき（1’）式と同じ形の式が導かれてλ＝1であるが，〃’は定常であってもホワイト・ノイズであると．は限らない．したがって〈H1〉は言えないヨ）、次に，〈H3〉であれぱ，Fisher恒等式4）（5）｛r五。（巧）…五。（巧）からE’（仰）が定常になるから，〈H3〉⇒〈H2〉である5）．また，このとき〈H3〉と〈H2〉から（6）ら＝E’（巧）切と書くことができる．ここに，2’は定常である．なお，〈H1’〉Mundell−Tobin仮説が成立する6）ならは，（6）式は（7）｛Fλ・万’（巧）十z’，z。はホワイト・ノイズで五’（巧）と無相関，O＜λ ＜1 となって，＜H3’〉ちと亙（巧）が共和分関係にあり，共和分ベクトルは（1，一λ）’である 851 （46）一橋論叢第116巻第5号平成8隼（1996年）11月号が成立する． §3 データ利回りとしては国債レート，つまり4，6，8％のクーポンと4，6，8年の残存期間を組み合わせた計9種類の利付債の最終利回りを採用する7〕．最終利回りは拙著（1993）の付論に記載しているのと同じ方法により推計する8）． ytmμはクーポンプ％，残存た年の債券の最終利回りを表す．ある月工の1年間のインフレ率は，その月の消費者物価指数Aと1年先のそれを用いて消費者物価指数の変化率［年率換算1−1・・（㌣一1）として計算する．消費者物価指数は全国の総合（生鮮食料品除く）のそれを使い，1989年4月から実施された消費税の影響を除去している9）．分析対象期間は，いわゆる国債流動化がなされて国債流通市場が実質的に成立した77年4月から，最近時（93年7月）までである．この間のインフレ率の推移を見ると77年から81年あたりのインフレ率がかなり高い．本稿では，投資家行動の単位期間（1期）を1か月と想定する．また，投資家は向こう1年間のインフレ率を予想し，これをもとに債券投資を行っていると仮定する、 §4期待インフレ率の推計 E（π）の推計値はカルマン・フィルター法10）のスムージング11）により得る．まず状態空間モデル（8）軌＝C！・β。十〃’ （9） β。＝ノトβト1＋ω。， ‘＝1，… ，T を考える．ここに，（8）式は観測方程式であり，状態方程式（9）はVAR モデル，μ。のサイズは1×1，C’＝（1，［1，］…）’はK×1，βF（β1三、［β1．H，］…）’は κ×1，λはK×K，ωはK×1であり，亙（〃’）＝O，var（〃’）＝〃iは1×1，E（ω’） 852 国債利回りと期待インフレ率の関係の実証分析（47）＝0，var（ω。）＝〃はK×K，Σ。はβ’の分散共分散行列でサイズはK×Kである．カルマン・フィルター法のうちフィノレタリングとは，ある期までの観測値ひ1，…，軌から状態変数β’の推定値δ’（＝あ、■，）の値を推定することであり，スムージングとは，全期問のμ1，…，μ。からδ引。，つまりひ1，…，〃Tの下でのβ’ （工くT）の推定値を得ることである．スムージングは（10） b’■T＝わ’■‘十Σ芦（わ、十1■rゐ、。1■、）（11） Σ、■T＝Σ、一、十Σグ（Σ、。1■rΣ二十1■、）Σ芦’ として表される．ここに，（12） Σご…Σ、■、・λ’・S二㌔，τi T−1，…，1， S。≡Σ’■H…cov（β‘■H）であり，したがってS1＝S。である． β’とΣ。はそれぞれ狭義のフィルタリングの結果であるupdating式（13）わ、I、＝わ、I、．、十S，C、’D「1（ψ一C、わ、■、．、） τ＝1，…，T （14） Σ、■、＝S、一S，C、’一0「1Cβ、，から，また6’■H，S’は広義のフィルタリングの結果であるprediction式（15）凸’lH＝λ・わ’一旧工＝1，…，T （16） S‘＝λ・ΣH■H・λ’十〃，からそれぞれ得られる．さらに（17） D。＝qSρ。’十〃。のサイズは1×1である．以上から状態変数のスムージング結果は（18）一 b，IT＝b、一、十Σ戸（あ、、、ぼ一λ・5，I、）である．書き換えて（19）わ、■。一わ、十Σ、・λ’・S二1、（わ、十、1。一舳、■、）＝δ、十Σ、・λ’（Σ三十〃）■1（わ、十、■T一λ・わ、■、）である．実際の言号算には，計量経済学のパッケージ・ソフトゥエァRATS（ver． 853 （48）一橋論叢第116巻第5号平成8年（1996年）11月号 4）のサブ・ルーティンであるTVARYING，PRGとKSMOOTH．SRC， KSM00TH．PRGを利用する．TVARYING．PRGでは，状態変数の初期値を設定するために超母数を探索するが，その際に最大化する基準として尤度（集約尤度）を用いる．尤度は初期値が与えられると計算できる．いくつかの超母数の任意の初期値から出発してそれらの値を変化させ，シンプレックス・アルゴリズムによって，尤度を最大にする超母数の値を探す．KSM・ OOTH．SRCでは，このようにして見つけた値を最適な初期値として，スムージングを行う．次に，E（π）を具体的に推計する12）．Fisher恒等式から（20）ち…亙伽）十E’（巧）であり，実質利子率に合理的期待形成を仮定すると（21）仰＝五、（γη）十ε巾ε、∼W（O、σ2）である．これらから（22）ら＝五。（巧）十仰一ε’ が得られる．これと（23） η；＝ら一π‘ から（24）一巧＝β1。十ε。である．ここにβ1F一凪（巧）である．（24）式を観測方程式として用い，状態方程式は（25） β1、＝β1．、＿1＋リ，を用いる． §5Fisher仮説のテスト §5−1変数の定常性テスト定常性の条件は，確率過程の平均と分散が時刻から独立な有限値で，その自己共分散が時間差のみの関数で有限値であることであり，ARモデルに即 854 国債利回りと期待インフレ率の関係の実証分析（49）して表現すると，①非確率的（外生的）トレンドがなく，かつ②単位根（つまり確率的トレンド）が存在しないことである．OLSによる回帰分析には確率的トレンドを持つ変数は不適切である．なぜなら，そのような変数間の回帰分析からは高い決定係数，低いダービン・ワトソン比が導かれ，また帰無仮説を棄却しすぎるバイアスを持つ有意性検定結果が得られがちであるからである．なお，定常性の条件のうち①が満たされず②のみが満たされていると，変数は定常ではないが，OLSによる推定は不適切ではない．各変数が単位根を持つか否かを検討する．方法として，単位根が存在することを帰無仮説とするaugmented Dickey−Fu1ler（ADF）法と，単位根が存在せず定常的であることを帰無仮説とするKwiatkowski他（1992）の KPSS法とを用いる．初めにADF法を使用する．DickeyandPantula（1987）のtop−down アプローチにしたがう．まず，各変数がI（2）であるか否かを，1階の階差を取った変数がI（1）であるかをみることによって調べる．その際，定数項のみを考慮する，つまり対立仮説として「単位根が存在せず定常的である」を表わす式でドリフト（定数項）が付く式を考える．ADF法によれぱ，この対立仮説を表す（26）助＝μ十ρ軌＿1＋α1△助＿1＋… 十αρ△軌＿ρ十〃、から得られるρの推定値が1に等しい時，変数に単位根が存在するとの帰無仮説は棄却されない．なお△μのラグ数ρは．得られる残差がホワイトノイズになるように決められなければならないので，Ljmg−Box（LB）テストとラグランジェ乗数（LM）テスト13）を使う．さらに赤池と，Shwarzのベイジアンのそれぞれの情報量基準であるAlCとBICも使用し，これらの値が最小になるように選ぱれるラグ数も併せて示す．検定を行うにあたっては，より正確なMacKimon（1991）の臨界値を使う．テスト結果の一部分は表3のとおりである．ここにytm406以下の結果はytm404とほぼ同様であるので，記載していない．各変数がI（2）であるとの帰無仮説は棄却される． 855 （50）一橋論叢第116巻第5号平成8年（1996年）11月号表3各変数の1（2）のテスト結果（定数項のみ有のケース） BlC AIC LB LM 期待インフレ率一3．91＊（1）一3．91＊（1）一3．91＊（1）一3，91＊（1） ytm404 −11．98＊（O）一11．98＊（O）一11．98＊（O）一11．98＊（0）注1表の数値はADF検定のτ値と（26）式の右辺の変数のラグ数ρ（カッコ内に記載）を示す．ADF検定では，表に示したτ値がMacKinnonの臨界値よりも大きけれぱ．（26）式のρの推定値が1である，つまり変数に単位根が存在する，との帰無仮説は棄却されない．τ値に＊印がついているものはこの仮説が棄却されることを示す．BlCとAiCは，それぞれShwarzのペイジアンと赤池の情報量基準であり，これらが最小になるようなラグ数を選んでいる．LBはLjung−Boxテストの値である．LBテストではOLS残差召’の自己相関係数を使ウて，注（14）のQを計算し，これが自由度閉（＝8と固定）のπ2分布の臨界値より小さけれぱ，系列相関なしの帰無仮説は棄却されない．これを使い，自己相関がないラグ数ρを選ぷ．変数がI（2）であることが否定されるので，次にそれらがI（1）であるかをテストする．対立仮説つまり，（a）「単位根が存在せず定常的である」を表わす式でドリフト（定数項）が付かない式（27）軌＝ρ助一1＋α1△ψ一1＋…十αρ△軌一ρ切と，付く式（26）と，（b）「単位根は存在せず，トレンド回りで定常的である（つまり，トレンドを除去すると定常的である）」を表わす式（ドリフトとトレンド付き）（28）軌＝μ十β’十ρ軌＿1＋α1△軌＿1＋… 十αρ△軌＿声十〃’ 表4a 期待インフレ率のADFテストの結果 BIC A1C LB LM 定数項・トレンド有 −3．03（2）一3，03（2） −4．07＊（1）一4．07＊（1）定数項のみ有一2．30（2）一2，30（2）一3．OO＊（1）一2−30（2）定数項・トレンド無一1．62（2）一1，62（2）一1．62（2）一1−62（2）注：表3の注参照．表4b 最終利回りのADFテストの結果（ytm404） BIC AIC LB LM 定数項・トレンド有 −2．09（1）一2．09（1）一1捌（O） −2．09（1）定数項のみ有一1．47（1）一1．47（1）一1．39（O）一1．47（1）定数項・トレンド無一1．36（O）一1．09（1）一1．36（0）一1．36（O） 856 国債利回りと期待インフレ率の関係の実証分析（51）から得られるρの推定値が1に等しい時，変数に単位根が存在するとの帰無仮説は棄却されない．後者の連続的な検定法は，次のとおりである14）．まず，（28）式から単位根ありの帰無仮説をτ、でテストする．これが棄却されればストツプ，棄却されないならぱ，（26）式から帰無仮説を㌃でテストする．帰無仮説が棄却されれぱストップ，棄却されないならば，（27）式から帰無仮説をτでテストする．テスト結果の一部分は表4の各表のとおりである．ここにytm406 以下の結果はytm404とほぼ同様であるので，記載していない．各変数がI （1）であって単位根が存在するとの帰無仮説はほぽ棄却されない．続いて，変数の定常性の第2の検定法としてKwiatkowski他（1992）の KPSS法を使う．ADF法とは逆に，「変数が定常的である，またはトレンド回りで定常的である」を帰無仮説，「単位根が存在する」を対立仮説とする．ある変数ψがトレンド変数f，ランダム・ウオーク変数π、∼I（1），定常的な誤差項ε。∼I（O）の3つの和として助＝＝ξτ十巧十ε’ 表されるとする．・ここに巧＝TH＋〃’ 表5各変数のKPPSテスト結果 lag！3 Iag三12 η” η■ ημ ητ 期待インフレ率 2．17＊＊ O．61＊＊ O，74＊＊ 0，213＊＊ ytm404 2−16＊＊ O．33＊＊ O．74＊＊ O，117 ytm406 2．44＊＊ O．37＊＊ O．82＊＊ O．127＊ ytm408 2−70＊＊ 0．37＊＊ O．90＊＊ O．130＊ ytm604 2．17＊＊ O．32＊＊ O．74＊＊ O．工13 ytm606 2．45＊＊ 0．36＊＊ 082＊＊ O．125＊ ytm608 2−68＊＊ O．37＊＊ O．90＊＊ O．127＊ ytm804 2．16＊＊ O．31＊＊ O．74＊＊ O．109 ytm806 2．45＊＊ O．36＊＊ 0．82＊＊ O．123＊ ytm808 2．66＊＊ 0．36＊＊ 0．90＊＊ O．125＊注1＊＊は5％で，＊はlO％でそれぞれ帰無仮説を棄却する． 857 （52）一橋論叢第116巻第5号平成8年（1996年）11月号である．眺がトレンド回りで定常的であるとの帰無仮説が成立するためには，〃、の分散がOでなければならない．KPSSは上式の回帰の残差2。のラグ付き値15）を用いてラグランジェ乗数型の検定統計量 η、一丁■2Σ二、S1／∫呈（尾）を計算する．ここに s’＝Σ1−1θ，， s2（尾）＝T■1Σ二12…十2T■1Σξ、μ（∫，尾）Σ二、十1θ、2、一、，であり ω（∫，均）＝1一∫／（尾十1）はBart1ettのwindowである16）．ξ＝Oのとき，π。の分散が0であれば，軌が［レベル回りで］定常的であるとの帰無仮説が成立する．検定統計量（η、）も同様に得られる．テストの結果は表5のとおりで，各変数はほぽ非定常的である． §ト2Engle and Grangerの共和分法によるFisher仮説のテスト第2節では，Fisher仮説が成立すれば，名目利子率と期待インフレ率が共和分関係にあり，共和分ベクトルは1個存在して・（1・一1）’であることが導かれた、共和分ベクトルのこのような制約は2つのテスト・つまり・（a）共和分ベクトルの数（＝共和分のランク）が1に等しいか・（b）（1，一1）’なる列ベクトルが軌の共和分ベクトニレであるか，に分けて行うことができる．この小節では，名目利子率と期待インフレ率の変数の組合せがこれらの一方，具体的には（a）の条件を満たさない・したがって共和分関係にないことをEngle and Grangerのテストを用いて示す．すなわち，Fisher仮説はその必要条件が成立しないから，棄却されることになる． Eng1eandGranger（1987）のテストの方法は，（1）式をOLS回帰してその残差項を求め，それが単位根を持つかどうかを検定するものである・単 858 国磧利回りと期待インフレ率の関係の実証分析（53）表6a ADF法による共和分テストの結果（ytm404） BlC AIC LB LM 定数項・トレンド無一1．52（O）一1．81（1）一1．52（O）一1．52（0）定数項のみ有一1．51（O）一．80（1）一1．51（O）一1．51（O）注：表3の注参照．位根検定には，EngleandGrangerの行っているようなタイムトレンドと定数項をともに含めない場合と，タイムトレンドのみを含めない場合（Harris（1995，p．54）参照）の，それぞれにADF法を適用することにする．結果の一部分は以下のとおりである．ここにytm406以下の結果はytm404 とほぽ同様であるので，記載していない．いずれも単位根が存在することは否定されず，共和分関係は存在しないと言える、 §6期待インフレ率の利子率への影響の大きさ前節では，Fisher仮説が成立しないことが示された．そこでこの節では， StockandWatson（1993）のdynamicOLS法を用いて，（1）式のλを具体的に測定することを試みる．その方法は（1）式に説明変数の増分のラグ表7 期待インフレ率の利子率への影響λの測定 ytm λ S．e． COr．t 404 0．470 0，085 −2．16＊ 406 0．478 0，090 −1．99＊ 408 0．506 0，075 −2．29＊ 604 0．496 0，082 −2．16＊ 606 0．494 0，087 −2．OO＊ 608 0．517 0，073 −2．29＊ 804 0．519 0，080 −2．14＊ 806， 0．509 0，085 −2．O1＊ 808 0．527 0，073 −2．28＊表の注：係数λの推定値の右のS．e．とCOr．tは，それぞれ標準誤差と修正された‘値である．＊印は，このf値の絶対値がW（O，1）の5％臨界値（1．96）より大で，λ＝1なる仮説を棄却することを示す．修正されたf値の計算法はHami1ton（1994）p．608−11参照． 859 （54）一橋論叢第116巻第5号平成8年（1996年）11月号とリードをつけた（29）｛、＝α十λ・亙、（巧）十Σ仁一ρφ｛△E、一、（η一，）十ω、を0LSで推定するものセある．なお，予想形成の単位期間よりもデータ採集の単位期間の方が短いこと，つまりover1apping dataであることから生じる誤差項の系列相関を処理するために，Newey and West（1987）の方法を使う．データを月次で採り，1年先のインフレ率を予想する場合，誤差は11次の移動平均に従う17）ので，Newey−West法のラグとして11を用いる．ラグとリードの期数としてはp＝3，6，12を用いて計測したが，結果はほとんど変わらないため，ここではp＝6の場合を記すことにする．計測結果はλの値が約O，5で，いずれも有意に1と異なる．これは，Fisher仮説が成立せず，Munde11−Tobin仮説成立のための必要条件が満たされることを意味している． §7 おわりに本稿では，観察不可能な期待インフレ率をカルマン・フィルター法を使うて推計し，それを利用して，77年から93年半ばまでの期間において，わが国長期国債の流通利回りの期間構造が期待インフレ率によって有意に影響されているかどうかを調べた．その影響の大きさが1であるとするFisher仮説を共和分法によって検定し，当該期間の国債利回りはこの仮説を満足しないことを示した．さらに，この影響の大きさを具体的に計測して1よりも小さい推定値を得た．この結果はMmde1l・Tobin仮説が成立することを意味している．なお，わが国の期間構造でFisher仮説の成立が見いだされなかったことは，この期問のインフレ率がそれほど高くなかったことも影響しているのかもしれない18）．残されている課題としては，利回りはインフレ率を予測し得るか，また，金融自由化が利回りとインフレとの関係を変えたのか，つまりインフレ過程にシフトは生じているか19），税制の影響は有意に見られるか，なども検討することであろう． 860 国債利回りと期待インフレ率の関係の実証分析（55）＊本稿は文部省科学研究費の助成を受けた研究の成果の一部である、金融構造研究会と広島大学経済学部での報告に際し，出席の方々からコメントをいただいた．記して感謝申し上げる． 1）英国などに存在する物価インデックス債（金利と元本を物価水準に連動させ，それらの実質価値を保証する債券）を用いると，期待インフレ率を推計によらなくても直接的に求めることができる．このような試みについて，Woodward （1992），北村（1995）参照． 2）Ha11他（1992．p．118）参照、また為替レートの不偏性仮説に関する議論でのこの点についてHakkioand Rush（1989，p．78）参照． 3）Mishkin（1992．p−205）は，誤差項砂、がホワイト・ノイズであるとの条件を付さないで，＜H3〉⇒＜H1〉が成立するとしている． 4）Inder and Silvapu1le（1993，p．839）参照． 5）Moazzami（1991，p．131）．Phylaktis and Blake（1993，n6）参照． 6）Moazzami（1991，p．131），0wen（1993，p，24）参照． 7）割弓1債のスポット・レートと利付債の最終利回りを比べると，それらの推計に際しサンプルとしてクーポンがoではない利付債を使っており，スポット・レートの推言十ではクーポンがOと想定するから，遠い点の外挿であるが，最終利回りはクーポンがOではなく，相対的に近い点を内挿で推計することになる．したがって最終利回りを使用する方がぺ夕一であろう． 8）大きなシェァを持つ指標銘柄に特に考慮を払う必要はあろう．なお，指標銘柄とそれ以外の市場がいわば分断され，別の市場であると考えることも可能であろう。また，拙著（1993）の付論のように，全銘柄を同じウエートで用いることは、指標銘柄以外の銘柄（クーポンと残存期間がともに等しい複数の銘柄を1銘柄で代表させると，付論の対象期間内では51∼72銘柄）に比べて，指標銘柄（1 銘柄）がネグリジブルであるとみて，指標銘柄以外の市場の利回りを推計していることにほぼ等しい．拙著（1993）付論の注2参照．さらに・各銘柄に売買高でウェートづけして推計を行う方法なども検討の余地はあろう． 9）日本銀行調査統計局（1994，注13）は「89年3月から4月にかけての季調済値の増加分（1−3ポイント）が税制改革の影響によると仮定」している．本稿でも同様に89隼4月以降のCPIを1．3ポイント減少させた値を用いる． 1O）ex postの実質利子率を情報集合内の変数に回帰して係数推定値を求め，それを使って期待実質利子率を推計する方法なども試みられている．Huizinga and Mishkin（1986，p．233−38）参照． 861 （56）一橋論叢第116巻第5号平成8年（1996年）11月号 11）Harvey（1993，p．101）、Lutkepohl（1991，p．440）参照． 12）’なお第2節の説明から，｛と万（π）がともに非定常の場合・〈H1〉⇒くH2〉・つまり，Fisher仮説が成立すれぱE（〃）は定常，である．したがって，E（仰）を状態変数としてこれに（25）式のrandom walk，つまり非定常性を仮定した上で推計を行うと，Fisher仮説の不成立という結論を先取りすることになり，問題である．そこで本稿ではE（〃）を状態変数として採用しない． 13）LBテストでは，OLS残差2、の自己相関係数rΣ二，・12，2、．ノΣ＾4を使ウて，Q＝T（T＋2）Σ手、、［イノ（T一ゴ）］（ここにTはサンプル数）を計算し，これが自由度σ（＝8と固定）のλ2分布の臨界値より小なら，系列相関なしの帰無仮説は棄却されない（Gre㎝e（1993）p．426参照）．σを所与とし，上式のラグ数ヵを増やしながらこの計算をくり返し，系列相関がないヵの値を見つける一LMテストでは，2、をそれの口個のラグ付の値とOLSの説明変数に回帰し・得られる決定係数とサンプル数丁の積が自由度qのπ2分布の臨界値より小なら，系列相関なしの帰無仮説は棄却されない．口を所与として，上式のラグ数力を変えながらこの計算をくり返し，系列相関がないρの値を見つける、RATSのサブ・ル＿チンADF．srcを使用する． 14）Harris（1995．p．31），Perron（1988）参照． 15）そのラグとして3，12（McNown and Wallace（1994））、O，4，8，12（Crowder （1994））．2．5，10（Lind㎝（1995））が使用されている． 16）Newey and West（1987）参照． 17）山本（1988）p．273参照． 18）インフレ率の高い経済の方がFisher仮説を検出しやすいことはPhylaktis and Blake（1993，p，598）が指摘している．また，Walla㏄and Wamer （1993）は期間により結果が異なることを示している． 19）Evans and Lewis（1995）参照．〈参考文献〉釜江廣志（1993）『日本の国債流通市場』有斐閣．（1994）「利子率の期問構造の共和分分析」『一橋論叢』5月．（1995）「国債利回りとインフレーシ目ンの関係の共和分分析：予備的計測」『一橋論叢』5月．（1996）「利子率の期間構造と市場の効率性1利付債データを用いての共和分分析」『一橋論叢』5月．北村行伸（1995）「物価インデックス債と金融政策」『金融研究』（日本銀行）第3 862 ifi U I D Bi +i (1994) r f( )B : U 4 ･ 7 * a) 11 a) 1 E ( 57 ) f =. EI UJ :f J f (1988) :{ Fi: U( )i 1FF ; 7 lj ( ,y Fa) 4 :/ 7 i k}c L'ICJ . Bonham, C. (1991), "Correct Cointegration Tests of the Long-run Relationship between Nominal Interest and Inflation", Applied Economics, 1487-92. Copeland, L. (1993), "Efficiency of the Forward Market Day by Day and Month by Month", Applied Financial Economics, 79-87. Crowder, W. (1994), "Foreign Exchange Market Efficiency and Common Stochastic Trends", Journal of International Money and Finance, 551-64. Darby, M. (1975), "The Financial and Tax Effects of Monetary Policy on Interest Rates". Economic Inquiry. 266-76. Dickey, D. and S. Pantula (1987), "Determining the Order of Differencing in Autoregressive Processes", Journal of Business and Economic Statistics, 45561. Engle, R. and C. Granger (1987), "Cointegration and Error Correction : Represntation, Estimation, and Testing", Econometrica, 251-76. Engsted, T. (1995), "Does the Long-term Interest Rate Predict Future Inflation ? 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