ターム3付表（28-31）

【実証ターム03.付表28：ＯＬＳ結果（インドネシア編）】

〈Ｙ＝対外債務階差、Ｘ＝外貨準備高階差〉

《回帰統計》
重相関Ｒ：0.53577
重決定Ｒ2：0.28705
補正Ｒ2：0.23952
標準誤差：8,268.34
観測数：17

《分散分析表》
〈回帰〉
自由度：1
変動：412,885,874
分散：412,885,874
観測された分散比：6.03939864
有意Ｆ：0.02664

〈残差〉
自由度：15
変動：1.025Ｅ＋09
分散：68,365,395

〈合計〉
自由度：16
変動：1.438Ｅ＋09

〈切片〉
係数：1,836.76
標準誤差：2,438.0364
ｔ：0.7533777
Ｐ－値：0.46288489
下限95％：－3,359.8
上限95％：7,033.31

〈Ｘ値〉
係数：0.60893
標準誤差：0.2477835
ｔ：2.4575188
Ｐ－値：0.026644752
下限95％：0.08079
上限95％：1.13707

求めた推定式は、重決定値Ｒ2は低いものの、ｔ値が2を超えており、Ｐ－値も0.05以下であり、有意Ｆも低い値である為、回帰式として成立しており、二者間で相関を有している。

〈Ｙ＝対外債務階差、Ｘ＝実質ＧＤＰ対数〉

《回帰統計》
重相関Ｒ：0.48428
重決定Ｒ2：0.23453
補正Ｒ2：0.1835
標準誤差：0.18392
観測数：17

《分散分析表》
〈回帰〉
自由度：1
変動：0.155457
分散：0.155457
観測された分散比：4.595800136
有意Ｆ：0.04885

〈残差〉
自由度：15
変動：0.5073884
分散：0.0338259

〈合計〉
自由度：16
変動：0.6628454

〈切片〉
係数：14.2688
標準誤差：0.0542309
ｔ：263.11143
Ｐ－値：6.67707Ｅ－29
下限95％：14.1532
上限95％：14.3844

〈Ｘ値〉
係数：1.2Ｅ－05
標準誤差：5.512Ｅ－06
ｔ：2.1437817
Ｐ－値：0.048846906
下限95％：6.8Ｅ－08
上限95％：2.4Ｅ－05

求めた推定式は、重決定値Ｒ2は低いものの、ｔ値が2を超えており、Ｐ－値も0.05以下であり、有意Ｆも低い値である為、回帰式として成立しており、二者間で相関を有している。

〈Ｙ＝平均満期、Ｘ＝FR_t/（RGDP_t）〉

《回帰統計》
重相関Ｒ：0.89041
重決定Ｒ2：0.79283
補正Ｒ2：0.77988
標準誤差：0.10886
観測数：18

《分散分析表》
〈回帰〉
自由度：1
変動：0.7256794
分散：0.7256794
観測された分散比：61.23156478
有意Ｆ：7.4Ｅ－07

〈残差〉
自由度：16
変動：0.1896223
分散：0.0118514

〈合計〉
自由度：17
変動：0.9153017

〈切片〉
係数：13.8885
標準誤差：0.0681887
ｔ：203.67767
Ｐ－値：9.58734Ｅ－29
下限95％：13.744
上限95％：14.0331

〈Ｘ値〉
係数：21.139
標準誤差：2.7014525
ｔ：7.82506
Ｐ－値：7.37897Ｅ－07
下限95％：15.4122
上限95％：26.8659

求めた推定式は、重決定値Ｒ2が高く、ｔ値が2を超えており、Ｐ－値も0.05以下であり、有意Ｆも低い値である為、回帰式として成立しており、二者間で相関を有している。

〈Ｙ＝平均満期、Ｘ＝実質ＧＤＰ対数〉

《回帰統計》
重相関Ｒ：0.9998
重決定Ｒ2：0.9996
補正Ｒ2：0.99958
標準誤差：0.00476
観測数：18

《分散分析表》
〈回帰〉
自由度：1
変動：0.9149386
分散：0.9149386
観測された分散比：40,325.59628
有意Ｆ：1.2Ｅ－28

〈残差〉
自由度：16
変動：0.000363
分散：2.269Ｅ－05

〈合計〉
自由度：17
変動：0.9153017

〈切片〉
係数：－0.5302
標準誤差：0.0742725
ｔ：－7.1391669
Ｐ－値：2.35027Ｅ－06
下限95％：－0.6877
上限95％：－0.3728

〈Ｘ値〉
係数：1.03855
標準誤差：0.0051718
ｔ：200.81234
Ｐ－値：1.20257Ｅ－28
下限95％：1.02759
上限95％：1.04952

求めた推定式は、重決定値Ｒ2が極端に高く、ｔ値が2を超えており、Ｐ－値も0.05以下であり、有意Ｆも低い値である為、回帰式として成立しており、二者間で相関を有している。

【実証ターム03.付表29：ＯＬＳ結果（大韓民国編）】

〈Ｙ＝対外債務階差、Ｘ＝外貨準備高階差〉

《回帰統計》
重相関Ｒ：0.10972
重決定Ｒ2：0.01204
補正Ｒ2：－0.0538
標準誤差：32,999.7
観測数：17

《分散分析表》
〈回帰〉
自由度：1
変動：199,050,281
分散：199,050,281
観測された分散比：0.182785628
有意Ｆ：0.67506

〈残差〉
自由度：15
変動：1.633Ｅ＋10
分散：1.089Ｅ＋09

〈合計〉
自由度：16
変動：1.653Ｅ＋10

〈切片〉
係数：16,688.8
標準誤差：8,008.3983
ｔ：2.0839116
Ｐ－値：0.054683794
下限95％：－380.7
上限95％：33,758.3

〈Ｘ値〉
係数：0.09201
標準誤差：0.2152068
ｔ：0.4275344
Ｐ－値：0.675064329
下限95％：－0.3667
上限95％：0.55071

求めた推定式は、重決定値Ｒ2が低く、ｔ値は2を超えておらず、Ｐ－値も0.05以下ではなく、有意Ｆも低い値ではない為、回帰式として成立していない。
故にこの二者には相関が見られない。

〈Ｙ＝対外債務階差、Ｘ＝実質ＧＤＰ対数〉

《回帰統計》
重相関Ｒ：0.26813
重決定Ｒ2：0.07189
補正Ｒ2：0.01002
標準誤差：31,984.5
観測数：17

《分散分析表》
〈回帰〉
自由度：1
変動：1.189Ｅ＋09
分散：1.189Ｅ＋09
観測された分散比：1.161943414
有意Ｆ：0.29809

〈残差〉
自由度：15
変動：1.535Ｅ＋10
分散：1.023Ｅ＋09

〈合計〉
自由度：16
変動：1.653Ｅ＋10

〈切片〉
係数：－502,180
標準誤差：481,526.79
ｔ：－1.042891
Ｐ－値：0.313516263
下限95％：－2Ｅ＋06
上限95％：524,170

〈Ｘ値〉
係数：38,252.4
標準誤差：35,486.748
ｔ：1.0779348
Ｐ－値：0.298093241
下限95％：－37,386
上限95％：113,891

求めた推定式は、重決定値Ｒ2が低く、ｔ値は2を超えておらず、Ｐ－値も0.05以下ではなく、有意Ｆも低い値ではない為、回帰式として成立していない。
故にこの二者には相関が見られない。

〈Ｙ＝平均満期、Ｘ＝FR_t/（RGDP_t）〉

《回帰統計》
重相関Ｒ：0.97595
重決定Ｒ2：0.95248
補正Ｒ2：0.94951
標準誤差：0.07155
観測数：18

《分散分析表》
〈回帰〉
自由度：1
変動：1.6420311
分散：1.6420311
観測された分散比：320.7248038
有意Ｆ：5.2Ｅ－12

〈残差〉
自由度：16
変動：0.081916
分散：0.0051198

〈合計〉
自由度：17
変動：1.7239471

〈切片〉
係数：13.1163
標準誤差：0.0403364
ｔ：325.17182
Ｐ－値：5.39207Ｅ－32
下限95％：13.0308
上限95％：13.2018

〈Ｘ値〉
係数：3.53198
標準誤差：0.1972205
ｔ：17.908791
Ｐ－値：5.21474Ｅ－12
下限95％：3.11389
上限95％：3.95007

求めた推定式は、重決定値Ｒ2が極端に高く、ｔ値が2を超えており、Ｐ－値も0.05以下であり、有意Ｆも低い値である為、回帰式として成立しており、二者間で相関を有している。

〈Ｙ＝平均満期、Ｘ＝実質ＧＤＰ対数〉

《回帰統計》
重相関Ｒ：0.99662
重決定Ｒ2：0.99324
補正Ｒ2：0.99282
標準誤差：0.02698
観測数：18

《分散分析表》
〈回帰〉
自由度：1
変動：1.7123001
分散：1.7123001
観測された分散比：2,352.272524
有意Ｆ：8.5Ｅ－19

〈残差〉
自由度：16
変動：0.011647
分散：0.0007279

〈合計〉
自由度：17
変動：1.7239471

〈切片〉
係数：－4.7054
標準誤差：0.0280411
ｔ：48.500232
Ｐ－値：8.54896Ｅ－19
下限95％：－5.5132
上限95％：－3.8977

〈Ｘ値〉
係数：1.36
標準誤差：0.0280411
ｔ：48.500232
Ｐ－値：8.54896Ｅ－19
下限95％：1.30056
上限95％：1.41945

求めた推定式は、重決定値Ｒ2が極端に高く、ｔ値が2を超えており、Ｐ－値も0.05以下であり、有意Ｆも低い値である為、回帰式として成立しており、二者間で相関を有している。

【実証ターム03.付表30：ＯＬＳ結果（タイ編）】

〈Ｙ＝対外債務階差、Ｘ＝外貨準備高階差〉

《回帰統計》
重相関Ｒ：0.15432
重決定Ｒ2：0.02381
補正Ｒ2：－0.0413
標準誤差：9,360.26
観測数：17

《分散分析表》
〈回帰〉
自由度：1
変動：32,059,822
分散：32,059,822
観測された分散比：0.36591933
有意Ｆ：0.55428

〈残差〉
自由度：15
変動：1.314Ｅ＋09
分散：87614453

〈合計〉
自由度：16
変動：1.346Ｅ＋09

〈切片〉
係数：－2,196.7
標準誤差：2,828.1873
ｔ：－0.7767246
Ｐ－値：0.449397092
下限95％：－8,224.9
上限95％：3,831.42

〈Ｘ値〉
係数：8.8766
標準誤差：14.674192
ｔ：0.6049127
Ｐ－値：0.554278559
下限95％：－22.401
上限95％：40.1539

求めた推定式は、重決定値Ｒ2が低く、ｔ値は2を超えておらず、Ｐ－値も0.05以下ではなく、有意Ｆも低い値ではない為、回帰式として成立していない。
故にこの二者には相関が見られない。

〈Ｙ＝対外債務階差、Ｘ＝実質ＧＤＰ対数〉

《回帰統計》
重相関Ｒ：0.56
重決定Ｒ2：0.3136
補正Ｒ2：0.26784
標準誤差：7,848.94
観測数：17

《分散分析表》
〈回帰〉
自由度：1
変動：422,189,025
分散：422,189,025
観測された分散比：6.853068318
有意Ｆ：0.0194

〈残差〉
自由度：15
変動：924,087,589
分散：61,605,839

〈合計〉
自由度：16
変動：1.346Ｅ＋09

〈切片〉
係数：－236,407
標準誤差：10,993.013
ｔ：2.6178366
Ｐ－値：0.018919736
下限95％：－427,974
上限95％：－44,839

〈Ｘ値〉
係数：28,777.9
標準誤差：10,993.013
ｔ：2.6178366
Ｐ－値：0.019397404
下限95％：5,346.86
上限95％：52,209

求めた推定式は、重決定値Ｒ2は低いものの、ｔ値が2を超えており、Ｐ－値も0.05以下であり、有意Ｆも低い値である為、回帰式として成立しており、二者間で相関を有している。

〈Ｙ＝平均満期、Ｘ＝FR_t/（RGDP_t）〉

《回帰統計》
重相関Ｒ：0.99996
重決定Ｒ2：0.99992
補正Ｒ2：0.99991
標準誤差：0.09676
観測数：18

《分散分析表》
〈回帰〉
自由度：1
変動：1,767.9802
分散：1,767.9802
観測された分散比：188,823.4717
有意Ｆ：5.2Ｅ－34

〈残差〉
自由度：16
変動：0.1498102
分散：0.0093631

〈合計〉
自由度：17
変動：1,768.13

〈切片〉
係数：7.89439
標準誤差：0.0482635
ｔ：163.56859
Ｐ－値：3.19815Ｅ－27
下限95％：7.79208
上限95％：7.99671

〈Ｘ値〉
係数：1.01636
標準誤差：0.0023389
ｔ：434.53823
Ｐ－値：5.21594Ｅ－34
下限95％：1.0114
上限95％：1.02132

求めた推定式は、重決定値Ｒ2が極端に高く、ｔ値が2を超えており、Ｐ－値も0.05以下であり、有意Ｆも低い値である為、回帰式として成立しており、二者間で相関を有している。

〈Ｙ＝平均満期、Ｘ＝実質ＧＤＰ対数〉

《回帰統計》
重相関Ｒ：0.8726
重決定Ｒ2：0.76142
補正Ｒ2：0.74651
標準誤差：5.13467
観測数：18

《分散分析表》
〈回帰〉
自由度：1
変動：1,346.2933
分散：1,346.2933
観測された分散比：51.064043
有意Ｆ：2.3Ｅ－06

〈残差〉
自由度：16
変動：421.83679
分散：26.364799

〈合計〉
自由度：17
変動：1,768.13

〈切片〉
係数：－359.16
標準誤差：53.965344
ｔ：－6.6553317
Ｐ－値：5.5272Ｅ－06
下限95％：－473.56
上限95％：－244.76

〈Ｘ値〉
係数：47.063
標準誤差：6.5860052
ｔ：7.1459109
Ｐ－値：2.32295Ｅ－06
下限95％：33.1013
上限95％：61.0247

求めた推定式は、重決定値Ｒ2が高く、ｔ値が2を超えており、Ｐ－値も0.05以下であり、有意Ｆも低い値である為、回帰式として成立しており、二者間で相関を有している。

【実証ターム03.付表31：ＯＬＳ結果（フィリピン編）】

〈Ｙ＝対外債務階差、Ｘ＝外貨準備高階差〉

《回帰統計》
重相関Ｒ：0.48067
重決定Ｒ2：0.23105
補正Ｒ2：0.17978
標準誤差：2,859.51
観測数：17

《分散分析表》
〈回帰〉
自由度：1
変動：36,853,082
分散：36,853,082
観測された分散比：4.50704354
有意Ｆ：0.05081

〈残差〉
自由度：15
変動：122,651,629
分散：8,176,775.3

〈合計〉
自由度：16
変動：159,504,711

〈切片〉
係数：1,906.16
標準誤差：703.50475
ｔ：2.7095228
Ｐ－値：0.016147386
下限95％：406.677
上限95％：3,405.65

〈Ｘ値〉
係数：10.895
標準誤差：5.1319357
ｔ：2.1229799
Ｐ－値：0.050806438
下限95％：－0.0435
上限95％：21.8335

求めた推定式は、重決定値Ｒ2は低いものの、ｔ値が2を超えており、Ｐ－値も0.05に極端に近く、有意Ｆも低い値である為、回帰式として成立しており、二者間で相関を有している。

〈Ｙ＝対外債務階差、Ｘ＝実質ＧＤＰ対数〉

《回帰統計》
重相関Ｒ：0.18273
重決定Ｒ2：0.03339
補正Ｒ2：－0.0311
標準誤差：3,206.02
観測数：17

《分散分析表》
〈回帰〉
自由度：1
変動：5,325,809.3
分散：5,325,809.3
観測された分散比：0.518145733
有意Ｆ：0.4827

〈残差〉
自由度：15
変動：154,178,902
分散：10,278,593

〈合計〉
自由度：16
変動：159,504,711

〈切片〉
係数：24,328.8
標準誤差：30,811.921
ｔ：0.7895913
Ｐ－値：0.442069895
下限95％：－41,345
上限95％：90,002.9

〈Ｘ値〉
係数：－2,661.9
標準誤差：3,697.9547
ｔ：－0.7198234
Ｐ－値：0.482699831
下限95％：－10,544
上限95％：5,220.13

求めた推定式は、重決定値Ｒ2が低く、ｔ値は2を超えておらず、Ｐ－値も0.05以下ではなく、有意Ｆも低い値ではない為、回帰式として成立していない。
故にこの二者には相関が見られない。

〈Ｙ＝平均満期、Ｘ＝FR_t/（RGDP_t）〉

《回帰統計》
重相関Ｒ：0.99944
重決定Ｒ2：0.99888
補正Ｒ2：0.99881
標準誤差：0.11124
観測数：18

《分散分析表》
〈回帰〉
自由度：1
変動：177.16178
分散：177.16178
観測された分散比：14,316.51962
有意Ｆ：4.7Ｅ－25

〈残差〉
自由度：16
変動：0.1979943
分散：0.0123746

〈合計〉
自由度：17
変動：177.35977

〈切片〉
係数：8.00617
標準誤差：0.052443
ｔ：152.66425
Ｐ－値：9.63849Ｅ－27
下限95％：7.895
上限95％：8.11735

〈Ｘ値〉
係数：1.06815
標準誤差：0.0089272
ｔ：119.65165
Ｐ－値：4.73908Ｅ－25
下限95％：1.04923
上限95％：1.08708

求めた推定式は、重決定値Ｒ2が極端に高く、ｔ値が2を超えており、Ｐ－値も0.05以下であり、有意Ｆも低い値である為、回帰式として成立しており、二者間で相関を有している。

〈Ｙ＝平均満期、Ｘ＝実質ＧＤＰ対数〉

《回帰統計》
重相関Ｒ：0.90079
重決定Ｒ2：0.81142
補正Ｒ2：0.79963
標準誤差：1.44583
観測数：18

《分散分析表》
〈回帰〉
自由度：1
変動：143.91288
分散：143.91288
観測された分散比：68.84364083
有意Ｆ：3.4Ｅ－07

〈残差〉
自由度：16
変動：33.446895
分散：2.090431

〈合計〉
自由度：17
変動：177.35977

〈切片〉
係数：－91.076
標準誤差：12.601236
ｔ：－7.2275701
Ｐ－値：2.0172Ｅ－06
下限95％：－117.79
上限95％：－64.363

〈Ｘ値〉
係数：12.5126
標準誤差：1.5080547
ｔ：8.2972068
Ｐ－値：3.44371Ｅ－07
下限95％：9.31571
上限95％：15.7096

求めた推定式は、重決定値Ｒ2が高く、ｔ値が2を超えており、Ｐ－値も0.05以下であり、有意Ｆも低い値である為、回帰式として成立しており、二者間で相関を有している。

ターム3付表（20-27）

【実証ターム03.付表20：共和分検定結果（タイ編）】

Notes.共和分検定に使用される残差に関しては、意義が無い為掲載していない。

〈対外債務と実質ＧＤＰの共和分検定結果〉

《回帰統計》
重相関Ｒ：0.32491
重決定Ｒ2：0.10556
補正Ｒ2：0.04306
標準誤差：31,521.2
観測数：17

《分散分析表》
〈回帰〉
自由度：1
変動：1.9Ｅ＋09
分散：1.9Ｅ＋09
観測された分散比：1.888379301
有意Ｆ：0.189571

〈残差〉
自由度：16
変動：1.6Ｅ＋10
分散：9.9Ｅ＋08

〈合計〉
自由度：17
変動：1.8Ｅ＋10

〈Ｘ値〉
係数：－1.1026
標準誤差：0.80234
ｔ：－1.3742
Ｐ－値：0.188329826
下限95％：－2.80345
上限95％：0.598323

求めた推定式は、重決定値Ｒ2が低く、ｔ値は2を超えておらず、Ｐ－値も0.05以下ではなく、有意Ｆも低い値ではない為、回帰式として成立しているとは言えない。
共和分が存在すると言う帰無仮説は棄却され、この二変数間には共和分が存在しない。

〈対外債務と外貨準備高の共和分検定結果〉

《回帰統計》
重相関Ｒ：0.387
重決定Ｒ2：0.14977
補正Ｒ2：0.08727
標準誤差：49,523.5
観測数：17

《分散分析表》
〈回帰〉
自由度：1
変動：6.9Ｅ＋09
分散：6.9Ｅ＋09
観測された分散比：2.818413988
有意Ｆ：0.113893

〈残差〉
自由度：16
変動：3.9Ｅ＋10
分散：2.5Ｅ＋09

〈合計〉
自由度：17
変動：4.6Ｅ＋10

〈Ｘ値〉
係数：－2.1646
標準誤差：1.28937
ｔ：－1.6788
Ｐ－値：0.112608235
下限95％：－4.897966
上限95％：0.568732

求めた推定式は、重決定値Ｒ2が低く、ｔ値は2を超えておらず、Ｐ－値も0.05以下ではなく、有意Ｆも低い値ではない為、回帰式として成立しているとは言えない。
共和分が存在すると言う帰無仮説は棄却され、この二変数間には共和分が存在しない。

〈対外債務と平均満期の共和分検定結果〉

《回帰統計》
重相関Ｒ：0.29843
重決定Ｒ2：0.08906
補正Ｒ2：0.02656
標準誤差：36,998.8
観測数：17

《分散分析表》
〈回帰〉
自由度：1
変動：2.1Ｅ＋09
分散：2.1Ｅ＋09
観測された分散比：1.564244087
有意Ｆ：0.230203

〈残差〉
自由度：16
変動：2.2Ｅ＋10
分散：1.4Ｅ＋09

〈合計〉
自由度：17
変動：2.4Ｅ＋10

〈Ｘ値〉
係数：－1.2818
標準誤差：1.02488
ｔ：－1.2507
Ｐ－値：0.229026287
下限95％：－3.45445
上限95％：0.89083

求めた推定式は、重決定値Ｒ2が低く、ｔ値は2を超えておらず、Ｐ－値も0.05以下ではなく、有意Ｆも低い値ではない為、回帰式として成立しているとは言えない。
共和分が存在すると言う帰無仮説は棄却され、この二変数間には共和分が存在しない。

〈実質ＧＤＰと外貨準備高の共和分検定結果〉

《回帰統計》
重相関Ｒ：0.13324
重決定Ｒ2：0.01775
補正Ｒ2：－0.0447
標準誤差：1,684.68
観測数：17

《分散分析表》
〈回帰〉
自由度：1
変動：820,728
分散：820,728
観測された分散比：0.289178242
有意Ｆ：0.598636

〈残差〉
自由度：16
変動：4.5Ｅ＋07
分散：2,838,139

〈合計〉
自由度：17
変動：4.6Ｅ＋07

〈Ｘ値〉
係数：－0.4883
標準誤差：0.90801
ｔ：－0.5378
Ｐ－値：0.598148532
下限95％：－2.413172
上限95％：1.436605

求めた推定式は、重決定値Ｒ2が低く、ｔ値は2を超えておらず、Ｐ－値も0.05以下ではなく、有意Ｆも低い値ではない為、回帰式として成立しているとは言えない。
共和分が存在すると言う帰無仮説は棄却され、この二変数間には共和分が存在しない。

〈実質ＧＤＰと平均満期の共和分検定結果〉

《回帰統計》
重相関Ｒ：0.18407
重決定Ｒ2：0.03388
補正Ｒ2：－0.0286
標準誤差：793.644
観測数：17

《分散分析表》
〈回帰〉
自由度：1
変動：353,424
分散：353,424
観測された分散比：0.56110544
有意Ｆ：0.465401

〈残差〉
自由度：16
変動：1Ｅ＋07
分散：629,872

〈合計〉
自由度：17
変動：1Ｅ＋07

〈Ｘ値〉
係数：－0.3879
標準誤差：0.51784
ｔ：－0.7491
Ｐ－値：0.464686214
下限95％：－1.485669
上限95％：0.709873

求めた推定式は、重決定値Ｒ2が低く、ｔ値は2を超えておらず、Ｐ－値も0.05以下ではなく、有意Ｆも低い値ではない為、回帰式として成立しているとは言えない。
共和分が存在すると言う帰無仮説は棄却され、この二変数間には共和分が存在しない。

〈外貨準備高と平均満期の共和分検定結果〉

《回帰統計》
重相関Ｒ：0.05224
重決定Ｒ2：0.00273
補正Ｒ2：－0.0598
標準誤差：22,427.5
観測数：17

《分散分析表》
〈回帰〉
自由度：1
変動：2.2Ｅ＋07
分散：2.2Ｅ＋07
観測された分散比：0.043775425
有意Ｆ：0.837087

〈残差〉
自由度：16
変動：8Ｅ＋09
分散：5Ｅ＋08

〈合計〉
自由度：17
変動：8.1Ｅ＋09

〈Ｘ値〉
係数：0.18839
標準誤差：0.90042
ｔ：0.20923
Ｐ－値：0.836912625
下限95％：－1.72042
上限95％：2.097203

求めた推定式は、重決定値Ｒ2が低く、ｔ値は2を超えておらず、Ｐ－値も0.05以下ではなく、有意Ｆも低い値ではない為、回帰式として成立しているとは言えない。
共和分が存在すると言う帰無仮説は棄却され、この二変数間には共和分が存在しない。

【実証ターム03.付表21：共和分検定結果（フィリピン編）】

Notes.共和分検定に使用される残差に関しては、意義が無い為掲載していない。

〈対外債務と実質ＧＤＰの共和分検定結果〉

《回帰統計》
重相関Ｒ：0.09938
重決定Ｒ2：0.00988
補正Ｒ2：－0.0526
標準誤差：6,521.09
観測数：17

《分散分析表》
〈回帰〉
自由度：1
変動：6,787,180
分散：6,787,180
観測された分散比：0.159606097
有意Ｆ：0.69515

〈残差〉
自由度：16
変動：6.8Ｅ＋08
分散：4.3Ｅ＋07

〈合計〉
自由度：17
変動：6.9Ｅ＋08

〈Ｘ値〉
係数：－0.2007
標準誤差：0.50226
ｔ：－0.3995
Ｐ－値：0.694801747
下限95％：－1.265407
上限95％：0.864092

求めた推定式は、重決定値Ｒ2が低く、ｔ値は2を超えておらず、Ｐ－値も0.05以下ではなく、有意Ｆも低い値ではない為、回帰式として成立しているとは言えない。
共和分が存在すると言う帰無仮説は棄却され、この二変数間には共和分が存在しない。

〈対外債務と外貨準備高の共和分検定結果〉

《回帰統計》
重相関Ｒ：0.01724
重決定Ｒ2：0.0003
補正Ｒ2：－0.0622
標準誤差：32,865.2
観測数：17

《分散分析表》
〈回帰〉
自由度：1
変動：5,137,833
分散：5,137,833
観測された分散比：0.00475671
有意Ｆ：0.945925

〈残差〉
自由度：16
変動：1.7Ｅ＋10
分散：1.1Ｅ＋09

〈合計〉
自由度：17
変動：1.7Ｅ＋10

〈Ｘ値〉
係数：－0.0665
標準誤差：0.96376
ｔ：－0.069
Ｐ－値：0.945868973
下限95％：－2.10954
上限95％：1.976602

求めた推定式は、重決定値Ｒ2が低く、ｔ値は2を超えておらず、Ｐ－値も0.05以下ではなく、有意Ｆも低い値ではない為、回帰式として成立しているとは言えない。
共和分が存在すると言う帰無仮説は棄却され、この二変数間には共和分が存在しない。

〈対外債務と平均満期の共和分検定結果〉

《回帰統計》
重相関Ｒ：0.24667
重決定Ｒ2：0.06085
補正Ｒ2：－0.0017
標準誤差：7,179.98
観測数：17

《分散分析表》
〈回帰〉
自由度：1
変動：5.3Ｅ＋07
分散：5.3Ｅ＋07
観測された分散比：1.036646532
有意Ｆ：0.324745

〈残差〉
自由度：16
変動：8.2Ｅ＋08
分散：5.2Ｅ＋07

〈合計〉
自由度：17
変動：8.8Ｅ＋08

〈Ｘ値〉
係数：－0.5631
標準誤差：0.55301
ｔ：－1.0182
Ｐ－値：0.323752267
下限95％：－1.735387
上限95％：0.609279

求めた推定式は、重決定値Ｒ2が低く、ｔ値は2を超えておらず、Ｐ－値も0.05以下ではなく、有意Ｆも低い値ではない為、回帰式として成立しているとは言えない。
共和分が存在すると言う帰無仮説は棄却され、この二変数間には共和分が存在しない。

〈実質ＧＤＰと外貨準備高の共和分検定結果〉

《回帰統計》
重相関Ｒ：0.06541
重決定Ｒ2：0.00428
補正Ｒ2：－0.0582
標準誤差：2,076.79
観測数：17

《分散分析表》
〈回帰〉
自由度：1
変動：296,566
分散：296,566
観測された分散比：0.068759709
有意Ｆ：0.796718

〈残差〉
自由度：16
変動：6.9Ｅ＋07
分散：4,313,075

〈合計〉
自由度：17
変動：6.9Ｅ＋07

〈Ｘ値〉
係数：－0.016
標準誤差：0.0609
ｔ：ー0.2622
Ｐ－値：0.796497396
下限95％：－0.145074
上限95％：0.113135

求めた推定式は、重決定値Ｒ2が低く、ｔ値は2を超えておらず、Ｐ－値も0.05以下ではなく、有意Ｆも低い値ではない為、回帰式として成立しているとは言えない。
共和分が存在すると言う帰無仮説は棄却され、この二変数間には共和分が存在しない。

〈実質ＧＤＰと平均満期の共和分検定結果〉

《回帰統計》
重相関Ｒ：0.33722
重決定Ｒ2：0.11372
補正Ｒ2：0.05122
標準誤差：366.226
観測数：17

《分散分析表》
〈回帰〉
自由度：1
変動：275,342
分散：275,342
観測された分散比：2.052937013
有意Ｆ：0.172425

〈残差〉
自由度：16
変動：2,145,940
分散：134,121

〈合計〉
自由度：17
変動：2,421,282

〈Ｘ値〉
係数：－0.5008
標準誤差：0.34955
ｔ：－1.4328
Ｐ－値：0.171162523
下限95％：－1.241867
上限95％：0.240178

求めた推定式は、重決定値Ｒ2が低く、ｔ値は2を超えておらず、Ｐ－値も0.05以下ではなく、有意Ｆも低い値ではない為、回帰式として成立しているとは言えない。
共和分が存在すると言う帰無仮説は棄却され、この二変数間には共和分が存在しない。

〈外貨準備高と平均満期の共和分検定結果〉

《回帰統計》
重相関Ｒ：0.24288
重決定Ｒ2：0.05899
補正Ｒ2：－0.0035
標準誤差：12,446.3
観測数：17

《分散分析表》
〈回帰〉
自由度：1
変動：1.6Ｅ＋08
分散：1.6Ｅ＋08
観測された分散比：1.003045013
有意Ｆ：0.332458

〈残差〉
自由度：16
変動：2.5Ｅ＋09
分散：1.5Ｅ＋09

〈合計〉
自由度：17
変動：2.6Ｅ＋09

〈Ｘ値〉
係数：0.71354
標準誤差：0.71246
ｔ：1.00152
Ｐ－値：0.331481703
下限95％：－0.796803
上限95％：2.223889

求めた推定式は、重決定値Ｒ2が低く、ｔ値は2を超えておらず、Ｐ－値も0.05以下ではなく、有意Ｆも低い値ではない為、回帰式として成立しているとは言えない。
共和分が存在すると言う帰無仮説は棄却され、この二変数間には共和分が存在しない。

【実証ターム03.付表22：グレンジャー検定結果（イラン編）】

Notes.グレンジャー検定の意味を踏まえ、判定はＰ（Ｆ＜＝ｆ）で判断する。
Ｐ値が設定した棄却域（有意水準）の確率より小さい場合、帰無仮説は棄却される。

《Ｙ＝対外債務、Ｘ＝実質ＧＤＰ　有意水準5％》
平均：15,937.23333（405,924.8333）
分散：25,559,873.84（10,290,528,691）
観測数：18（18）
自由度：17（17）
観測された分散比：0.002483825
Ｐ（Ｆ＜＝ｆ）片側：0
Ｆ境界値：0.440161596

Ｐ値＜棄却率の為、帰無仮説は棄却される。
結論として、実質ＧＤＰはグレンジャーの意味で対外債務と因果関係がある。

《Ｙ＝対外債務、Ｘ＝外貨準備高　有意水準5％》
平均：15,937.23333（43,875.88889）
分散：25,559,873,.84（1,049,972,464）
観測数：18（18）
自由度：17（17）
観測された分散比：0.024343375
Ｐ（Ｆ＜＝ｆ）片側：1.66845Ｅ－10
Ｆ境界値：0.440161596

Ｐ値＜棄却率の為、帰無仮説は棄却される。
結論として、外貨準備高はグレンジャーの意味で対外債務と因果関係がある。

《Ｙ＝平均満期、Ｘ＝実質ＧＤＰ　有意水準5％》
平均：12.97999575（405,924.8333）
分散：0.092682515（10,290,528,691）
観測数：18（18）
自由度：17（17）
観測された分散比：9.00658Ｅ－12
Ｐ（Ｆ＜＝ｆ）片側：0
Ｆ境界値：0.440161596

Ｐ値＜棄却率の為、帰無仮説は棄却される。
結論として、実質ＧＤＰはグレンジャーの意味で平均満期と因果関係がある。

《Ｙ＝平均満期、Ｘ＝外貨準備高　有意水準5％》
平均：12.97999575（43,875.88889）
分散：0.092682515（1,049,972,464）
観測数：18（18）
自由度：17（17）
観測された分散比：8.82714Ｅ－11
Ｐ（Ｆ＜＝ｆ）片側：0
Ｆ境界値：0.440161596

Ｐ値＜棄却率の為、帰無仮説は棄却される。
結論として、外貨準備高はグレンジャーの意味で平均満期と因果関係がある。

【実証ターム03.付表23：グレンジャー検定結果（インドネシア編）】

Notes.グレンジャー検定の意味を踏まえ、判定はＰ（Ｆ＜＝ｆ）で判断する。
Ｐ値が設定した棄却域（有意水準）の確率より小さい場合、帰無仮説は棄却される。

《Ｙ＝対外債務、Ｘ＝実質ＧＤＰ　有意水準5％》
平均：152,973.8111（1,765,249.833）
分散：805,395,828.8（1.71009Ｅ＋11）
観測数：18（18）
自由度：17（17）
観測された分散比：0.00470968
Ｐ（Ｆ＜＝ｆ）片側：2.22045Ｅ－16
Ｆ境界値：0.440161596

Ｐ値＜棄却率の為、帰無仮説は棄却される。
結論として、実質ＧＤＰはグレンジャーの意味で対外債務と因果関係がある。

《Ｙ＝対外債務、Ｘ＝外貨準備高　有意水準5％》
平均：152,973.8111（44,722.55536）
分散：805,395,828.8（888,575,553.1）
観測数：18（18）
自由度：17（17）
観測された分散比：0.906389812
Ｐ（Ｆ＜＝ｆ）片側：0.420886705
Ｆ境界値：0.440161596

Ｐ値＞棄却率の為、帰無仮説は棄却されない。
結論として、外貨準備高はグレンジャーの意味で対外債務と因果関係はない（ちなみに、有意水準を10％に引き上げても、結果は同じである）。

《Ｙ＝平均満期、Ｘ＝実質ＧＤＰ　有意水準5％》
平均：14.38288572（1,765,249.833）
分散：0.053841274（1.71009Ｅ＋11）
観測数：18（18）
自由度：17（17）
観測された分散比：3.14845Ｅ－13
Ｐ（Ｆ＜＝ｆ）片側：0
Ｆ境界値：0.440161596

Ｐ値＜棄却率の為、帰無仮説は棄却される。
結論として、実質ＧＤＰはグレンジャーの意味で平均満期と因果関係がある。

《Ｙ＝平均満期、Ｘ＝外貨準備高　有意水準5％》
平均：14.38288572（44,722.55556）
分散：0.053841274（888,575,553.1）
観測数：18（18）
自由度：17（17）
観測された分散比：6.05928Ｅ－11
Ｐ（Ｆ＜＝ｆ）片側：0
Ｆ境界値：0.440161596

Ｐ値＜棄却率の為、帰無仮説は棄却される。
結論として、外貨準備高はグレンジャーの意味で平均満期と因果関係がある。

【実証ターム03.付表24：グレンジャー検定結果（大韓民国編）】

Notes.グレンジャー検定の意味を踏まえ、判定はＰ（Ｆ＜＝ｆ）で判断する。
Ｐ値が設定した棄却域（有意水準）の確率より小さい場合、帰無仮説は棄却される。

《Ｙ＝対外債務、Ｘ＝実質ＧＤＰ　有意水準5％》
平均：219,971.0556（815,746.1111）
分散：11,077,584,708（34,090,610,167）
観測数：18（18）
自由度：17（17）
観測された分散比：0.324945334
Ｐ（Ｆ＜＝ｆ）片側：0.012932374
Ｆ境界値：0.440161596

Ｐ値＜棄却率の為、帰無仮説は棄却される。
結論として、実質ＧＤＰはグレンジャーの意味で対外債務と因果関係がある。

《Ｙ＝対外債務、Ｘ＝外貨準備高　有意水準5％》
平均：219,971.0556（166,051.8333）
分散：11,077,584,708（10,475,279,760）
観測数：18（18）
自由度：17（17）
観測された分散比：1.057497743
Ｐ（Ｆ＜＝ｆ）片側：0.454791979
Ｆ境界値：2.271892889

Ｐ値＞棄却率の為、帰無仮説は棄却されない。
結論として、外貨準備高はグレンジャーの意味で対外債務と因果関係はない（ちなみに、有意水準を10％に引き上げても結果は同じである）。

《Ｙ＝平均満期、Ｘ＝実質ＧＤＰ　有意水準5％》
平均：13.77248019（815,746.1111）
分散：0.101408653（34,090,610,167）
観測数：18（18）
自由度：17（17）
観測された分散比：2.97468Ｅ－12
Ｐ（Ｆ＜＝ｆ）片側：0
Ｆ境界値：0.440161596

Ｐ値＜棄却率の為、帰無仮説は棄却される。
結論として、実質ＧＤＰはグレンジャーの意味で平均満期と因果関係がある。

《Ｙ＝平均満期、Ｘ＝外貨準備高　有意水準5％》
平均：13.77248019（166,051.8333）
分散：0.101408653（10,475,279,760）
観測数：18（18）
自由度：17（17）
観測された分散比：9.68076Ｅ－12
Ｐ（Ｆ＜＝ｆ）片側：0
Ｆ境界値：0.440161596

Ｐ値＜棄却率の為、帰無仮説は棄却される。
結論として、外貨準備高はグレンジャーの意味で平均満期と因果関係がある。


【実証ターム03.付表25：グレンジャー検定結果（タイ編）】

Notes.グレンジャー検定の意味を踏まえ、判定はＰ（Ｆ＜＝ｆ）で判断する。
Ｐ値が設定した棄却域（有意水準）の確率より小さい場合、帰無仮説は棄却される。

《Ｙ＝対外債務、Ｘ＝実質ＧＤＰ　有意水準5％》
平均：73,430.42222（3,673.222222）
分散：561,306,334.4（487,652.5359）
観測数：18（18）
自由度：17（17）
観測された分散比：1,151.037456
Ｐ（Ｆ＜＝ｆ）片側：1.17982Ｅ－22
Ｆ境界値：2.271892889

Ｐ値＜棄却率の為、帰無仮説は棄却される。
結論として、実質ＧＤＰはグレンジャーの意味で対外債務と因果関係がある。

《Ｙ＝対外債務、Ｘ＝外貨準備高　有意水準5％》
平均：73,430.42222（72,696.22222）
分散：561,306,334.4（2,837,077,794）
観測数：18（18）
自由度：17（17）
観測された分散比：0.197846649
Ｐ（Ｆ＜＝ｆ）片側：0.000855191
Ｆ境界値：0.440161596

Ｐ値＜棄却率の為、帰無仮説は棄却される。
結論として、外貨準備高はグレンジャーの意味で対外債務と因果関係がある。

《Ｙ＝平均満期、Ｘ＝実質ＧＤＰ　有意水準5％》
平均：26.37729037（3,673.222222）
分散：104.0076494（487,652.5359）
観測数：18（18）
自由度：17（17）
観測された分散比：0.000213282
Ｐ（Ｆ＜＝ｆ）片側：0
Ｆ境界値：0.440161596

Ｐ値＜棄却率の為、帰無仮説は棄却される。
結論として、実質ＧＤＰはグレンジャーの意味で平均満期と因果関係がある。

《Ｙ＝平均満期、Ｘ＝外貨準備高　有意水準5％》
平均：26.37729037（72,696.22222）
分散：104.0076496（2,83,077,794）
観測数：18（18）
自由度：17（17）
観測された分散比：3.66601Ｅ－08
Ｐ（Ｆ＜＝ｆ）片側：0
Ｆ境界値：0.440161596

Ｐ値＜棄却率の為、帰無仮説は棄却される。
結論として、外貨準備高はグレンジャーの意味で平均満期と因果関係がある。

【実証ターム03.付表26：グレンジャー検定結果（フィリピン編）】

Notes.グレンジャー検定の意味を踏まえ、判定はＰ（Ｆ＜＝ｆ）で判断する。
Ｐ値が設定した棄却域（有意水準）の確率より小さい場合、帰無仮説は棄却される。

《Ｙ＝対外債務、Ｘ＝実質ＧＤＰ　有意水準5％》
平均：60,611.97222（4,353.222222）
分散：94,674,007.28（1,057,391.242）
観測数：18（18）
自由度：17（17）
観測された分散比：89.53545626
Ｐ（Ｆ＜＝ｆ）片側：2.70094Ｅ－13
Ｆ境界値：2.271892889

Ｐ値＜棄却率の為、帰無仮説は棄却される。
結論として、実質ＧＤＰはグレンジャーの意味で対外債務と因果関係がある。

《Ｙ＝対外債務、Ｘ＝外貨準備高　有意水準5％》
平均：60,611.97222（24,846）
分散：94,674,007.28（435,288,300.7）
観測数：18（18）
自由度：17（17）
観測された分散比：0.217497248
Ｐ（Ｆ＜＝ｆ）片側：0.001499451
Ｆ境界値：0.440161596

Ｐ値＜棄却率の為、帰無仮説は棄却される。
結論として、外貨準備高はグレンジャーの意味で対外債務と因果関係がある。

《Ｙ＝平均満期、Ｘ＝実質ＧＤＰ　有意水準5％》
平均：13.44050331（4,353.222222）
分散：10.43292787（1,057,391.242）
観測数：18（18）
自由度：17（17）
観測された分散比：9.86667Ｅ－06
Ｐ（Ｆ＜＝ｆ）片側：0
Ｆ境界値：0.440161596

Ｐ値＜棄却率の為、帰無仮説は棄却される。
結論として、実質ＧＤＰはグレンジャーの意味で平均満期と因果関係がある。

《Ｙ＝平均満期、Ｘ＝外貨準備高　有意水準5％》
平均：13.44050331（24,846）
分散：10.43292783（435,288,300.7）
観測数：18（18）
自由度：17（17）
観測された分散比：2.39679Ｅ－08
Ｐ（Ｆ＜＝ｆ）片側：0
Ｆ境界値：0.440161596

Ｐ値＜棄却率の為、帰無仮説は棄却される。
結論として、外貨準備高はグレンジャーの意味で平均満期と因果関係がある。

【実証ターム03.付表27：ＯＬＳ結果（イラン編）】

〈Ｙ＝対外債務階差、Ｘ＝外貨準備高階差〉

《回帰統計》
重相関Ｒ：1
重決定Ｒ2：1
補正Ｒ2：1
標準誤差：0.24789
観測数：17

《分散分析表》
〈回帰〉
自由度：1
変動：2.298Ｅ＋09
分散：2.298Ｅ＋09
観測された分散比：37,396,163,416
有意Ｆ：6.8Ｅ－72

〈残差〉
自由度：15
変動：0.9217491
分散：0.0614499

〈合計〉
自由度：16
変動：2.298Ｅ＋09

〈切片〉
係数：12.8979
標準誤差：0.0635753
ｔ：202.87572
Ｐ－値：3.29441Ｅ－27
下限95％：12.7624
上限95％：13.0334

〈Ｘ値〉
係数：1
標準誤差：5.171Ｅ－06
ｔ：193,380.88
Ｐ－値：6.77865Ｅ－72
下限95％：0.99999
上限95％：1.00001

求めた推定式は、重決定値Ｒ2が極端に高く、ｔ値が2を超えており、Ｐ－値も0.05以下であり、有意Ｆも低い値である為、回帰式として成立しており、二者間で相関を有している。


〈Ｙ＝対外債務階差、Ｘ＝実質ＧＤＰ対数〉

《回帰統計》
重相関Ｒ：0.05973
重決定Ｒ2：0.00357
補正Ｒ2：－0.0629
標準誤差：12,355.3
観測数：17

《分散分析表》
〈回帰〉
自由度：1
変動：81,975,337.4
分散：81,975,337.4
観測された分散比：0.053700455
有意Ｆ：0.81988

〈残差〉
自由度：15
変動：2.29Ｅ＋09
分散：152,652,961

〈合計〉
自由度：16
変動：2.298Ｅ＋09

〈切片〉
係数：－33,069
標準誤差：160,030.51
ｔ：－0.2066388
Ｐ－値：0.839070758
下限95％：－374,165
上限95％：308,028

〈Ｘ値〉
係数：2,882.25
標準誤差：12,437.763
ｔ：0.2317336
Ｐ－値：0.819876559
下限95％：－23,628
上限95％：29,392.7

求めた推定式は、重決定値Ｒ2が低く、ｔ値は2を超えておらず、Ｐ－値も0.05以下ではなく、有意Ｆも低い値ではない為、回帰式として成立していない。
故にこの二者には相関が見られない。

〈Ｙ＝平均満期、Ｘ＝FR_t/（RGDP_t）〉

《回帰統計》
重相関Ｒ：0.94868
重決定Ｒ2：0.89999
補正Ｒ2：0.89374
標準誤差：0.09924
観測数：18

《分散分析表》
〈回帰〉
自由度：1
変動：1.4180256
分散：1.4180256
観測された分散比：143.9828574
有意Ｆ：2.1Ｅ－09

〈残差〉
自由度：16
変動：0.1575772
分散：0.0098486

〈合計〉
自由度：17
変動：1.5756028

〈切片〉
係数：12.4557
標準誤差：0.0495577
ｔ：251.33834
Ｐ－値：3.31961Ｅ－30
下限95％：12.3507
上限95％：12.5608

〈Ｘ値〉
係数：5.4436
標準誤差：0.4536602
ｔ：11.999286
Ｐ－値：2.05924Ｅ－09
下限95％：4.48188
上限95％：6.40531

求めた推定式は、重決定値Ｒ2が高く、ｔ値が2を超えており、Ｐ－値も0.05以下であり、有意Ｆも低い値である為、回帰式として成立しており、二者間で相関を有している。

〈Ｙ＝平均満期、Ｘ＝実質ＧＤＰ対数〉

《回帰統計》
重相関Ｒ：0.99783
重決定Ｒ2：0.99566
補正Ｒ2：0.99539
標準誤差：0.02068
観測数：18

《分散分析表》
〈回帰〉
自由度：1
変動：1.568763
分散：1.568763
観測された分散比：3,669.762373
有意Ｆ：2.5Ｅ－20

〈残差〉
自由度：16
変動：0.0068397
分散：0.0004275

〈合計〉
自由度：17
変動：1.5756028

〈切片〉
係数：－2.3887
標準誤差：0.2537448
ｔ：－9.4136483
Ｐ－値：6.32451Ｅ－08
下限95％：－2.9266
上限95％：－1.8507

〈Ｘ値〉
係数：1.19288
標準誤差：0.0196914
ｔ：60.578564
Ｐ－値：2.4813Ｅ－20
下限95％：1.15113
上限95％：1.23462

求めた推定式は、重決定値Ｒ2が極端に高く、ｔ値が2を超えており、Ｐ－値も0.05以下であり、有意Ｆも低い値である為、回帰式として成立しており、二者間で相関を有している。

ターム3付表（11-20）

【実証ターム03.付表11：対外債務残高の平均満期式に則った対外債務残高の平均満期表】

Notes.括弧内は構造式のFR_t/（RGDP_t）の値。
括弧外が平均満期。

〈イラン〉

1995：13（0.0441425）
1996：13（0.0550202）
1997：13（0.0526141）
1998：13（0.0335585）
1999：13（0.0569207）
2000：13（0.037781）
2001：13（0.0496851）
2002：13（0.0581128）
2003：13（0.0632542）
2004：13（0.0804）
2005：13（0.1068142）
2006：13（0.1314112）
2007：13（0.1692877）
2008：13（0.1616171）
2009：13（0.1523512）
2010：13（0.1455252）
2011：13（0.1897645）
2012：13（0.1452422）

〈インドネシア〉

1995：14（0.0101588）
1996：14（0.0125447）
1997：14（0.0108892）
1998：14（0.017167）
1999：14（0.0198273）
2000：14（0.0205084）
2001：14（0.0189155）
2002：14（0.0205758）
2003：14（0.0221675）
2004：14（0.0211003）
2005：14（0.0189289）
2006：14（0.0222524）
2007：15（0.0279872）
2008：15（0.0238166）
2009：15（0.0291727）
2010：15（0.0401424）
2011：15（0.0432264）
2012：15（0.0415704）

〈大韓民国〉

1995：13（0.0605794）
1996：13（0.0588685）
1997：13（0.0333067）
1998：13（0.0901408）
1999：13（0.1158839）
2000：14（0.1383921）
2001：14（0.142272）
2002：14（0.156803）
2003：14（0.1951888）
2004：14（0.2390914）
2005：14（0.2430733）
2006：14（0.2624936）
2007：14（0.2740678）
2008：14（0.2055638）
2009：14（0.2749859）
2010：14（0.2792953）
2011：14（0.2813024）
2012：14（0.2929014）

〈タイ〉

1995：20（12.230455）
1996：20（12.112681）
1997：17（8.5190368）
1998：18（10.481818）
1999：20（11.860376）
2000：19（10.643617）
2001：19（10.525374）
2002：20（11.753475）
2003：20（11.844579）
2004：21（13.198807）
2005：21（13.139191）
2006：24（16.101356）
2007：28（20.009627）
2008：33（24.8937）
2009：40（31.78114）
2010：45（36.451262）
2011：45（36.388913）
2012：44（35.401961）

〈フィリピン〉

1995：10（2.1277445）
1996：11（3.1618988）
1997：10（2.1808129）
1998：11（2.7874962）
1999：12（3.8693497）
2000：12（3.6554035）
2001：12（3.6579805）
2002：12（3.4901807）
2003：12（3.4069361）
2004：11（3.0666355）
2005：12（3.5541174）
2006：13（4.2461832）
2007：15（6.0085521）
2008：15（6.3381707）
2009：16（7.3216915）
2010：18（9.7094002）
2011：20（11.358879）
2012：20（11.635471）

【実証ターム03.付表12：単位根検定結果（イラン編）】

Notes.Δχ_t＝β（χ_t-1）＋ε_tと言う式に於いて、β＝0を帰無仮説とする仮説を推定する。
即ち、β＝0が有意であった場合、01式のβは1であり、単位根は存在する事になる。
故に、当該時系列はI（1）のランダムウォークとなる（1階の階差を取る事で定常性を満たす時系列データをI（1）と書く為）。

〈対外債務〉

《回帰統計》
重相関Ｒ：0.37065
重決定Ｒ2：0.137381
補正Ｒ2：0.074881
標準誤差：15,818.32
観測数：17

《分散分析表》
〈回帰〉
自由度：1
変動：6.38Ｅ＋08
分散：6.38Ｅ＋08
観測された分散比：2.548167921
有意Ｆ：0.131271

〈残差〉
自由度：16
変動：4Ｅ＋09
分散：2.5Ｅ＋08

〈合計〉
自由度：17
変動：4.64Ｅ＋09

〈Ｘ値〉
係数：0.497966
標準誤差：0.311951
ｔ：1.596298
Ｐ－値：0.129981763
下限95％：－0.16334
上限95％：1.159272

求めた推定式は、重決定係数Ｒ2が低く、ｔ値も2を超えておらず、Ｐ－値も0.05以下ではなく、有意Ｆも低い値とは言えない為、回帰式として成立しているとは言えない。
帰無仮説は棄却される。

〈実質ＧＤＰ〉

《回帰統計》
重相関Ｒ：0.595263
重決定Ｒ2：0.354339
補正Ｒ2：0.291839
標準誤差：16,463.38
観測数：17

《分散分析表》
〈回帰〉
自由度：1
変動：2.38Ｅ＋09
分散：2.38Ｅ＋09
観測された分散比：8.780791037
有意Ｆ：0.00967

〈残差〉
自由度：16
変動：4.34Ｅ＋09
分散：2.71Ｅ＋08

〈合計〉
自由度：17
変動：6.72Ｅ＋09

〈Ｘ値〉
係数：0.96208
標準誤差：0.324672
ｔ：2.96324
Ｐ－値：0.009154697
下限95％：0.273807
上限95％：1.650354

求めた推定式は、重決定係数Ｒ2は低いものの、ｔ値が2を超えておりＰ－値も0.05以下となっており、有意Ｆも低い値であり、回帰式として成立していると考えられる。
帰無仮説は棄却不可能である為、I（1）のランダムウォークである。

〈外貨準備高〉

《回帰統計》
重相関Ｒ：0.166738
重決定Ｒ2：0.027801
補正Ｒ2：－0.0347
標準誤差：52,962.37
観測数：17

《分散分析表》
〈回帰〉
自由度：1
変動：1.28Ｅ＋09
分散：1.28Ｅ＋09
観測された分散比：0.457543626
有意Ｆ：0.509071

〈残差〉
自由度：16
変動：4.49Ｅ＋10
分散：2.81Ｅ＋09

〈合計〉
自由度：17
変動：4.62Ｅ＋10

〈Ｘ値〉
係数：0.706738
標準誤差：1.044822
ｔ：0.67642
Ｐ－値：0.508435323
下限95％：－1.50819
上限95％：2.921662

求めた推定式は、重決定係数Ｒ2が低く、ｔ値も2を超えておらず、Ｐ－値も0.05以下ではなく、有意Ｆも低い値とは言えない為、回帰式として成立しているとは言えない。
帰無仮説は棄却される。

〈平均満期〉

《回帰統計》
重相関Ｒ：0.770114
重決定Ｒ2：0.593075
補正Ｒ2：0.530575
標準誤差：8.522297
観測数：17

《分散分析表》
〈回帰〉
自由度：1
変動：1,693.672
分散：1,693.672
観測された分散比：23.31933091
有意Ｆ：0.000221

〈残差〉
自由度：16
変動：1,162.073
分散：72.62955

〈合計〉
自由度：17
変動：2,855.745

〈Ｘ値〉
係数：158.0658
標準誤差：32.73254
ｔ：4.829009
Ｐ－値：0.00018506
下限95％：88.67587
上限95％：227.4557

求めた推定式は、重決定係数Ｒ2が高く、ｔ値が2を超えておりＰ－値も0.05以下となっており、有意Ｆも低い値であり、回帰式として成立していると考えられる。
帰無仮説は棄却不可能である為、I（1）のランダムウォークである。

【実証ターム03.付表13：単位根検定結果（インドネシア編）】

Notes.Δχ_t＝β（χ_t-1）＋ε_tと言う式に於いて、β＝0を帰無仮説とする仮説を推定する。
即ち、β＝0が有意であった場合、01式のβは1であり、単位根は存在する事になる。
故に、当該時系列はI（1）のランダムウォークとなる（1階の階差を取る事で定常性を満たす時系列データをI（1）と書く為）。

〈対外債務〉

《回帰統計》
重相関Ｒ：0.51802
重決定Ｒ2：0.26835
補正Ｒ2：0.20585
標準誤差：133426
観測数：17

《分散分析表》
〈回帰〉
自由度：1
変動：1Ｅ＋11
分散：1Ｅ＋11
観測された分散比：5.868271742
有意Ｆ：0.02854

〈残差〉
自由度：16
変動：2.8Ｅ＋11
分散：1.8Ｅ＋10

〈合計〉
自由度：17
変動：3.9Ｅ＋11

〈Ｘ値〉
係数：7.40364
標準誤差：3.05626
ｔ：2.42245
Ｐ－値：0.027653962
下限95％：0.92466
上限95％：13.8826

求めた推定式は、重決定係数Ｒ2は低いものの、ｔ値が2を超えておりＰ－値も0.05以下となっており、有意Ｆも低い値であり、回帰式として成立していると考えられる。
帰無仮説は棄却不可能である為、I（1）のランダムウォークである。

〈実質ＧＤＰ〉

《回帰統計》
重相関Ｒ：0.75473
重決定Ｒ2：0.56962
補正Ｒ2：0.50712
標準誤差：1,184,306
観測数：17

《分散分析表》
〈回帰〉
自由度：1
変動：3Ｅ＋13
分散：3Ｅ＋13
観測された分散比：21.17604247
有意Ｆ：0.00035

〈残差〉
自由度：16
変動：2.2Ｅ＋13
分散：1.4Ｅ＋12

〈合計〉
自由度：17
変動：5.2Ｅ＋13

〈Ｘ値〉
係数：12.281
標準誤差：2.66878
ｔ：4.60174
Ｐ－値：0.000294704
下限95％：6.62348
上限95％：17.9386

求めた推定式は、重決定係数Ｒ2がやや高く、ｔ値が2を超えておりＰ－値も0.05以下となっており、有意Ｆも低い値であり、回帰式として成立していると考えられる。
帰無仮説は棄却不可能である為、I（1）のランダムウォークである。

〈外貨準備高〉

《回帰統計》
重相関Ｒ：0.62273
重決定Ｒ2：0.38779
補正Ｒ2：0.32529
標準誤差：38,759.3
観測数：17

《分散分析表》
〈回帰〉
自由度：1
変動：1.5Ｅ＋10
分散：1.5Ｅ＋10
観測された分散比：10.13498574
有意Ｆ：0.00617

〈残差〉
自由度：16
変動：2.4Ｅ＋10
分散：1.5Ｅ＋09

〈合計〉
自由度：17
変動：3.9Ｅ＋10

〈Ｘ値〉
係数：3.04155
標準誤差：0.9554
ｔ：3.18355
Ｐ－値：0.00577386
下限95％：1.0162
上限95％：5.06691

求めた推定式は、重決定係数Ｒ2は低いものの、ｔ値が2を超えておりＰ－値も0.05以下となっており、有意Ｆも低い値であり、回帰式として成立していると考えられる。
帰無仮説は棄却不可能である為、I（1）のランダムウォークである。

〈平均満期〉

《回帰統計》
重相関Ｒ：0.66453
重決定Ｒ2：0.4416
補正Ｒ2：0.3791
標準誤差：11.0599
観測数：17

《分散分析表》
〈回帰〉
自由度：1
変動：1,547.78
分散：1,547.78
観測された分散比：12.65352946
有意Ｆ：0.00287

〈残差〉
自由度：16
変動：1,957.13
分散：122.32

〈合計〉
自由度：17
変動：3,504.91

〈Ｘ値〉
係数：154.549
標準誤差：43.4471
ｔ：3.55718
Ｐ－値：0.00262637
下限95％：62.4455
上限95％：246.653

求めた推定式は、重決定係数Ｒ2は低いものの、ｔ値が2を超えておりＰ－値も0.05以下となっており、有意Ｆも低い値であり、回帰式として成立していると考えられる。
帰無仮説は棄却不可能である為、I（1）のランダムウォークである。

【実証ターム03.付表14：単位根検定結果（大韓民国編）】

Notes.Δχ_t＝β（χ_t-1）＋ε_tと言う式に於いて、β＝0を帰無仮説とする仮説を推定する。
即ち、β＝0が有意であった場合、01式のβは1であり、単位根は存在する事になる。
故に、当該時系列はI（1）のランダムウォークとなる（1階の階差を取る事で定常性を満たす時系列データをI（1）と書く為）。

〈対外債務〉

《回帰統計》
重相関Ｒ：0.4505
重決定Ｒ2：0.20295
補正Ｒ2：0.14045
標準誤差：211,777
観測数：17

《分散分析表》
〈回帰〉
自由度：1
変動：1.8Ｅ＋11
分散：1.8Ｅ＋11
観測された分散比：4.074035495
有意Ｆ：0.0618

〈残差〉
自由度：16
変動：7.2Ｅ＋11
分散：4.5Ｅ＋10

〈合計〉
自由度：17
変動：9Ｅ＋11

〈Ｘ値〉
係数：2.92641
標準誤差：1.44985
ｔ：2.01842
Ｐ－値：0.060633943
下限95％：－0.1471
上限95％：5.99995

求めた推定式は、重決定係数Ｒ2は低いものの、ｔ値が2を超えておりＰ－値はやや低く、有意Ｆもやや低い値であり、回帰式として微妙ではあるが成立していると考えられる。
帰無仮説は棄却不可能である為、I（1）のランダムウォークである。

〈実質ＧＤＰ〉

《回帰統計》
重相関Ｒ：0.80386
重決定Ｒ2：0.6462
補正Ｒ2：0.5837
標準誤差：500,754
観測数：17

《分散分析表》
〈回帰〉
自由度：1
変動：7.3Ｅ＋12
分散：7.3Ｅ＋12
観測された分散比：29.22286146
有意Ｆ：7.3Ｅ－05

〈残差〉
自由度：16
変動：4Ｅ＋12
分散：2.5Ｅ＋11

〈合計〉
自由度：17
変動：1.1Ｅ＋13

〈Ｘ値〉
係数：16.3006
標準誤差：3.01537
ｔ：5.40582
Ｐ－値：5.829Ｅ－05
下限95％：9.90825
上限95％：22.6929

求めた推定式は、重決定係数Ｒ2が高く、ｔ値が2を超えておりＰ－値も0.05以下となっており、有意Ｆも低い値であり、回帰式として成立していると考えられる。
帰無仮説は棄却不可能である為、I（1）のランダムウォークである。

〈外貨準備高〉

《回帰統計》
重相関Ｒ：0.01172
重決定Ｒ2：0.00014
補正Ｒ2：－0.0624
標準誤差：188,722
観測数：17

《分散分析表》
〈回帰〉
自由度：1
変動：7.8Ｅ＋07
分散：7.8Ｅ＋07
観測された分散比：0.002199779
有意Ｆ：0.96321

〈残差〉
自由度：16
変動：5.7Ｅ＋11
分散：3.6Ｅ＋10

〈合計〉
自由度：17
変動：5.7Ｅ＋11

〈Ｘ値〉
係数：－0.0577
標準誤差：1.23001
ｔ：－0.0469
Ｐ－値：0.963171927
下限95％：－2.6652
上限95％：2.54982

求めた推定式は、重決定係数Ｒ2が低く、ｔ値も2を超えておらず、Ｐ－値も0.05以下ではなく、有意Ｆも低い値とは言えない為、回帰式として成立しているとは言えない。
帰無仮説は棄却される。

〈平均満期〉

《回帰統計》
重相関Ｒ：0.81497
重決定Ｒ2：0.66417
補正Ｒ2：0.60167
標準誤差：8.21361
観測数：17

《分散分析表》
〈回帰〉
自由度：1
変動：2,134.74
分散：2,134.74
観測された分散比：31.64286422
有意Ｆ：4.8Ｅ－05

〈残差〉
自由度：16
変動：1,079.41
分散：67.4634

〈合計〉
自由度：17
変動：3,214.15

〈Ｘ値〉
係数：164.467
標準誤差：29.2375
ｔ：5.6252
Ｐ－値：3.7968Ｅ－05
下限95％：102.486
上限95％：226.448

求めた推定式は、重決定係数Ｒ2が高く、ｔ値が2を超えておりＰ－値も0.05以下となっており、有意Ｆも低い値であり、回帰式として成立していると考えられる。
帰無仮説は棄却不可能である為、I（1）のランダムウォークである。

【実証ターム03.付表15：単位根検定結果（タイ編）】

Notes.Δχ_t＝β（χ_t-1）＋ε_tと言う式に於いて、β＝0を帰無仮説とする仮説を推定する。
即ち、β＝0が有意であった場合、01式のβは1であり、単位根は存在する事になる。
故に、当該時系列はI（1）のランダムウォークとなる（1階の階差を取る事で定常性を満たす時系列データをI（1）と書く為）。

〈対外債務〉

《回帰統計》
重相関Ｒ：0.21217
重決定Ｒ2：0.04502
補正Ｒ2：－0.0175
標準誤差：77,331.3
観測数：17

《分散分析表》
〈回帰〉
自由度：1
変動：4.5Ｅ＋09
分散：4.5Ｅ＋09
観測された分散比：0.754226513
有意Ｆ：0.39882

〈残差〉
自由度：16
変動：9.6Ｅ＋10
分散：6Ｅ＋09

〈合計〉
自由度：17
変動：1Ｅ＋11

〈Ｘ値〉
係数：－1.8146
標準誤差：2.08942
ｔ：－0.8685
Ｐ－値：0.397981281
下限95％：－6.244
上限95％：2.61479

求めた推定式は、重決定係数Ｒ2が低く、ｔ値も2を超えておらず、Ｐ－値も0.05以下ではなく、有意Ｆも低い値とは言えない為、回帰式として成立しているとは言えない。
帰無仮説は棄却される。

〈実質ＧＤＰ〉

《回帰統計》
重相関Ｒ：0.61298
重決定Ｒ2：0.37574
補正Ｒ2：0.31324
標準誤差：2,977.23
観測数：17

《分散分析表》
〈回帰〉
自由度：1
変動：8.5Ｅ＋07
分散：8.5Ｅ＋07
観測された分散比：9.630441272
有意Ｆ：0.00727

〈残差〉
自由度：16
変動：1.4Ｅ＋08
分散：8,863,889

〈合計〉
自由度：17
変動：2.3Ｅ＋08

〈Ｘ値〉
係数：11.6267
標準誤差：3.74657
ｔ：3.10033
Ｐ－値：0.006832553
下限95％：3.68434
上限95％：19.5691

求めた推定式は、重決定係数Ｒ2は低いものの、ｔ値が2を超えておりＰ－値も0.05以下となっており、有意Ｆも低い値であり、回帰式として成立していると考えられる。
帰無仮説は棄却不可能である為、I（1）のランダムウォークである。

〈外貨準備高〉

《回帰統計》
重相関Ｒ：0.09313
重決定Ｒ2：0.00867
補正Ｒ2：－0.0538
標準誤差：83,789.3
観測数：17

《分散分析表》
〈回帰〉
自由度：1
変動：9.8Ｅ＋08
分散：9.8Ｅ＋08
観測された分散比：0.139991931
有意Ｆ：0.71353

〈残差〉
自由度：16
変動：1.1Ｅ＋11
分散：7Ｅ＋09

〈合計〉
自由度：17
変動：1.1Ｅ＋11

〈Ｘ値〉
係数：34.8112
標準誤差：93.0395
ｔ：0.37415
Ｐ－値：0.713201119
下限95％：－162.42
上限95％：232.046

求めた推定式は、重決定係数Ｒ2が低く、ｔ値も2を超えておらず、Ｐ－値も0.05以下ではなく、有意Ｆも低い値とは言えない為、回帰式として成立しているとは言えない。
帰無仮説は棄却される。

〈平均満期〉

《回帰統計》
重相関Ｒ：0.51751
重決定Ｒ2：0.26782
補正Ｒ2：0.20532
標準誤差：23.7871
観測数：17

《分散分析表》
〈回帰〉
自由度：1
変動：3,311.54
分散：3,311.54
観測された分散比：5.852560429
有意Ｆ：0.02872

〈残差〉
自由度：16
変動：9,053.25
分散：565.828

〈合計〉
自由度：17
変動：12,364.8

〈Ｘ値〉
係数：4.81512
標準誤差：1.99037
ｔ：2.41921
Ｐ－値：0.02783356
下限95％：0.59572
上限95％：9.03451

求めた推定式は、重決定係数Ｒ2は低いものの、ｔ値が2を超えておりＰ－値も0.05以下となっており、有意Ｆも低い値であり、回帰式として成立していると考えられる。
帰無仮説は棄却不可能である為、I（1）のランダムウォークである。


【実証ターム03.付表16：単位根検定結果（フィリピン編）】

Notes.Δχ_t＝β（χ_t-1）＋ε_tと言う式に於いて、β＝0を帰無仮説とする仮説を推定する。
即ち、β＝0が有意であった場合、01式のβは1であり、単位根は存在する事になる。
故に、当該時系列はI（1）のランダムウォークとなる（1階の階差を取る事で定常性を満たす時系列データをI（1）と書く為）。

〈対外債務〉

《回帰統計》
重相関Ｒ：0.51934
重決定Ｒ2：0.26971
補正Ｒ2：0.20721
標準誤差：53,177.5
観測数：17

《分散分析表》
〈回帰〉
自由度：1
変動：1.7Ｅ＋10
分散：1.7Ｅ＋10
観測された分散比：5.909081352
有意Ｆ：0.02808

〈残差〉
自由度：16
変動：4.5Ｅ＋10
分散：2.8Ｅ＋09

〈合計〉
自由度：17
変動：6.2Ｅ＋10

〈Ｘ値〉
係数：8.36892
標準誤差：3.44278
ｔ：2.43086
Ｐ－値：0.027193659
下限95％：1.07055
上限95％：15.6673

求めた推定式は、重決定係数Ｒ2は低いものの、ｔ値が2を超えておりＰ－値も0.05以下となっており、有意Ｆも低い値であり、回帰式として成立していると考えられる。
帰無仮説は棄却不可能である為、I（1）のランダムウォークである。

〈実質ＧＤＰ〉

《回帰統計》
重相関Ｒ：0.91828
重決定Ｒ2：0.84324
補正Ｒ2：0.78074
標準誤差：1,768.43
観測数：17

《分散分析表》
〈回帰〉
自由度：1
変動：2.7Ｅ＋08
分散：2.7Ｅ＋08
観測された分散比：86.06970374
有意Ｆ：1.3Ｅ－07

〈残差〉
自由度：16
変動：5Ｅ＋07
分散：3,127,336

〈合計〉
自由度：17
変動：3.2Ｅ＋08

〈Ｘ値〉
係数：17.9405
標準誤差：1.93379
ｔ：9.27738
Ｐ－値：7.71827Ｅ－08
下限95％：13.841
上限95％：22.0399

求めた推定式は、重決定係数Ｒ2が高く、ｔ値が2を超えておりＰ－値も0.05以下となっており、有意Ｆも低い値であり、回帰式として成立していると考えられる。
帰無仮説は棄却不可能である為、I（1）のランダムウォークである。

〈外貨準備高〉

《回帰統計》
重相関Ｒ：0.16702
重決定Ｒ2：0.0279
補正Ｒ2：－0.0346
標準誤差：28,225.6
観測数：17

《分散分析表》
〈回帰〉
自由度：1
変動：3.7Ｅ＋08
分散：3.7Ｅ＋08
観測された分散比：0.459134324
有意Ｆ：0.50835

〈残差〉
自由度：16
変動：1.3Ｅ＋10
分散：8Ｅ＋08

〈合計〉
自由度：17
変動：1.3Ｅ＋10

〈Ｘ値〉
係数：33.8378
標準誤差：49.9382
ｔ：0.67759
Ｐ－値：0.507709448
下限95％：－72.026
上限95％：139.702

求めた推定式は、重決定係数Ｒ2が低く、ｔ値も2を超えておらず、Ｐ－値も0.05以下ではなく、有意Ｆも低い値とは言えない為、回帰式として成立しているとは言えない。
帰無仮説は棄却される。

〈平均満期〉

《回帰統計》
重相関Ｒ：0.63103
重決定Ｒ2：0.3982
補正Ｒ2：0.3357
標準誤差：10.6462
観測数：17

《分散分析表》
〈回帰〉
自由度：1
変動：1,199.94
分散：1,199.94
観測された分散比：10.58684872
有意Ｆ：0.00534

〈残差〉
自由度：16
変動：1,813.48
分散：113.342

〈合計〉
自由度：17
変動：3,013.41

〈Ｘ値〉
係数：8.14197
標準誤差：2.50234
ｔ：3.25374
Ｐ－値：0.00498161
下限95％：2.83725
上限95％：13.4467

求めた推定式は、重決定係数Ｒ2は低いものの、ｔ値が2を超えておりＰ－値も0.05以下となっており、有意Ｆも低い値であり、回帰式として成立していると考えられる。
帰無仮説は棄却不可能である為、I（1）のランダムウォークである。

【実証ターム03.付表17：共和分検定結果（イラン編）】

Notes.共和分検定に使用される残差に関しては、意義が無い為掲載していない。

〈対外債務と実質ＧＤＰの共和分検定結果〉

《回帰統計》
重相関Ｒ：0.63433
重決定Ｒ2：0.40237
補正Ｒ2：0.33987
標準誤差：3,437.05
観測数：17

《分散分析表》
〈回帰〉
自由度：1
変動：1.3Ｅ＋08
分散：1.3Ｅ＋08
観測された分散比：10.77249201
有意Ｆ：0.00504

〈残差〉
自由度：16
変動：1.9Ｅ＋08
分散：1.2Ｅ＋07

〈合計〉
自由度：17
変動：3.2Ｅ＋08

〈Ｘ値〉
係数：－0.876
標準誤差：0.26691
ｔ：－3.2821
Ｐ－値：0.00469247
下限95％：－1.441846
上限95％：－0.31021

求めた推定式は、重決定値Ｒ2は低いものの、ｔ値が2を超えており、Ｐ－値も0.05以下であり、有意Ｆも低い値である為、回帰式として成立していると言える。
共和分が存在すると言う帰無仮説は棄却不可能であり、この二変数間には共和分が存在する。

〈対外債務と外貨準備高の共和分検定結果〉

《回帰統計》
重相関Ｒ：0.54275
重決定Ｒ2：0.29457
補正Ｒ2：0.23207
標準誤差：7,050.51
観測数：17

《分散分析表》
〈回帰〉
自由度：1
変動：3.3Ｅ＋08
分散：3.3Ｅ＋08
観測された分散比：6.681337092
有意Ｆ：0.020715

〈残差〉
自由度：16
変動：8Ｅ＋08
分散：5Ｅ＋07

〈合計〉
自由度：17
変動：1.1Ｅ＋09

〈Ｘ値〉
係数：－0.9976
標準誤差：0.38594
ｔ：－2.5848
Ｐ－値：0.019945674
下限95％：－1.815726
上限95％：－0.17943

求めた推定式は、重決定値Ｒ2は低いものの、ｔ値が2を超えており、Ｐ－値も0.05以下であり、有意Ｆも低い値である為、回帰式として成立していると言える。
共和分が存在すると言う帰無仮説は棄却不可能であり、この二変数間には共和分が存在する。

〈対外債務と平均満期の共和分検定結果〉

《回帰統計》
重相関Ｒ：0.39038
重決定Ｒ2：0.1524
補正Ｒ2：0.0899
標準誤差：4,568.39
観測数：17

《分散分析表》
〈回帰〉
自由度：1
変動：6Ｅ＋07
分散：6Ｅ＋07
観測された分散比：2.876763887
有意Ｆ：0.110515

〈残差〉
自由度：16
変動：3.3Ｅ＋08
分散：2.1Ｅ＋07

〈合計〉
自由度：17
変動：3.9Ｅ＋08

〈Ｘ値〉
係数：－0.5878
標準誤差：0.34657
ｔ：－1.6961
Ｐ－値：0.109232992
下限95％：－1.322527
上限95％：0.146879

求めた推定式は、重決定値Ｒ2が低く、ｔ値は2を超えておらず、Ｐ－値も0.05以下ではなく、有意Ｆも低い値ではない為、回帰式として成立しているとは言えない。
共和分が存在すると言う帰無仮説は棄却され、この二変数間には共和分が存在しない。

〈実質ＧＤＰと外貨準備高の共和分検定結果〉

《回帰統計》
重相関Ｒ：0.30575
重決定Ｒ2：0.09348
補正Ｒ2：0.03098
標準誤差：163,879
観測数：17

《分散分析表》
〈回帰〉
自由度：1
変動：4.4Ｅ＋10
分散：4.4Ｅ＋10
観測された分散比：1.649928352
有意Ｆ：0.218453

〈残差〉
自由度：16
変動：4.3Ｅ＋11
分散：2.7Ｅ＋10

〈合計〉
自由度：17
変動：4.7Ｅ＋11

〈Ｘ値〉
係数：－0.6591
標準誤差：0.51309
ｔ：－1.2845
Ｐ－値：0.217255666
下限95％：－1.746771
上限95％：0.428642

求めた推定式は、重決定値Ｒ2が低く、ｔ値は2を超えておらず、Ｐ－値も0.05以下ではなく、有意Ｆも低い値ではない為、回帰式として成立しているとは言えない。
共和分が存在すると言う帰無仮説は棄却され、この二変数間には共和分が存在しない。

〈実質ＧＤＰと平均満期の共和分検定結果〉

《回帰統計》
重相関Ｒ：0.10999
重決定Ｒ2：0.0121
補正Ｒ2：－0.0504
標準誤差：88,628.8
観測数：17

《分散分析表》
〈回帰〉
自由度：1
変動：1.5Ｅ＋09
分散：1.5Ｅ＋09
観測された分散比：0.19594509
有意Ｆ：0.66433

〈残差〉
自由度：16
変動：1.3Ｅ＋11
分散：7.9Ｅ＋09

〈合計〉
自由度：17
変動：1.3Ｅ＋11

〈Ｘ値〉
係数：－0.5286
標準誤差：1.19422
ｔ：－0.4427
Ｐ－値：0.663939494
下限95％：－3.060252
上限95％：2.002996

求めた推定式は、重決定値Ｒ2が低く、ｔ値は2を超えておらず、Ｐ－値も0.05以下ではなく、有意Ｆも低い値ではない為、回帰式として成立しているとは言えない。
共和分が存在すると言う帰無仮説は棄却され、この二変数間には共和分が存在しない。

〈外貨準備高と平均満期の共和分検定結果〉

《回帰統計》
重相関Ｒ：0.18732
重決定Ｒ2：0.03509
補正Ｒ2：－0.0274
標準誤差：30,703.8
観測数：17

《分散分析表》
〈回帰〉
自由度：1
変動：5.5Ｅ＋08
分散：5.5Ｅ＋08
観測された分散比：0.581822591
有意Ｆ：0.457427

〈残差〉
自由度：16
変動：1.5Ｅ＋10
分散：9.4Ｅ＋08

〈合計〉
自由度：17
変動：1.6Ｅ＋10

〈Ｘ値〉
係数：－0.4683
標準誤差：0.61389
ｔ：－0.7628
Ｐ－値：0.45669811
下限95％：－1.769645
上限95％：0.833129

求めた推定式は、重決定値Ｒ2が低く、ｔ値は2を超えておらず、Ｐ－値も0.05以下ではなく、有意Ｆも低い値ではない為、回帰式として成立しているとは言えない。
共和分が存在すると言う帰無仮説は棄却され、この二変数間には共和分が存在しない。

【実証ターム03.付表18：共和分検定結果（インドネシア編）】

Notes.共和分検定に使用される残差に関しては、意義が無い為掲載していない。

〈対外債務と実質ＧＤＰの共和分検定結果〉

《回帰統計》
重相関Ｒ：0.32312
重決定Ｒ2：0.1044
補正Ｒ2：0.0419
標準誤差：17,023.4
観測数：17

《分散分析表》
〈回帰〉
自由度：1
変動：5.4Ｅ＋08
分散：5.4Ｅ＋08
観測された分散比：1.865216816
有意Ｆ：0.192154

〈残差〉
自由度：16
変動：4.6Ｅ＋09
分散：2.9Ｅ＋08

〈合計〉
自由度：17
変動：5.2Ｅ＋09

〈Ｘ値〉
係数：－0.4972
標準誤差：0.36404
ｔ：－1.3657
Ｐ－値：0.190916664
下限95％：－1.268921
上限95％：0.274552

求めた推定式は、重決定値Ｒ2が低く、ｔ値は2を超えておらず、Ｐ－値も0.05以下ではなく、有意Ｆも低い値ではない為、回帰式として成立しているとは言えない。
共和分が存在すると言う帰無仮説は棄却され、この二変数間には共和分が存在しない。

〈対外債務と外貨準備高の共和分検定結果〉

《回帰統計》
重相関Ｒ：0.20967
重決定Ｒ2：0.04396
補正Ｒ2：－0.0185
標準誤差：61,472
観測数：17

《分散分析表》
〈回帰〉
自由度：1
変動：2.8Ｅ＋09
分散：2.8Ｅ＋09
観測された分散比：0.735716265
有意Ｆ：0.404534

〈残差〉
自由度：16
変動：6Ｅ＋10
分散：3.8Ｅ＋09

〈合計〉
自由度：17
変動：6.3Ｅ＋10

〈Ｘ値〉
係数：－0.6136
標準誤差：0.71533
ｔ：－0.8577
Ｐ－値：0.40370249
下限95％：－2.129989
上限95％：0.902861

求めた推定式は、重決定値Ｒ2が低く、ｔ値は2を超えておらず、Ｐ－値も0.05以下ではなく、有意Ｆも低い値ではない為、回帰式として成立しているとは言えない。
共和分が存在すると言う帰無仮説は棄却され、この二変数間には共和分が存在しない。

〈対外債務と平均満期の共和分検定結果〉

《回帰統計》
重相関Ｒ：0.06883
重決定Ｒ2：0.00474
補正Ｒ2：－0.0578
標準誤差：23,266.7
観測数：17

《分散分析表》
〈回帰〉
自由度：1
変動：4.1Ｅ＋07
分散：4.1Ｅ＋07
観測された分散比：0.076168045
有意Ｆ：0.786325

〈残差〉
自由度：16
変動：8.7Ｅ＋09
分散：5.4Ｅ＋08

〈合計〉
自由度：17
変動：8.7Ｅ＋09

〈Ｘ値〉
係数：0.14919
標準誤差：0.54057
ｔ：0.27599
Ｐ－値：0.786092037
下限95％：－0.99676
上限95％：1.295137

求めた推定式は、重決定値Ｒ2が低く、ｔ値は2を超えておらず、Ｐ－値も0.05以下ではなく、有意Ｆも低い値ではない為、回帰式として成立しているとは言えない。
共和分が存在すると言う帰無仮説は棄却され、この二変数間には共和分が存在しない。

〈実質ＧＤＰと外貨準備高の共和分検定結果〉

《回帰統計》
重相関Ｒ：0.23876
重決定Ｒ2：0.05701
補正Ｒ2：－0.0055
標準誤差：638,858
観測数：17

《分散分析表》
〈回帰〉
自由度：1
変動：3.9Ｅ＋11
分散：3.9Ｅ＋11
観測された分散比：0.967265975
有意Ｆ：0.340962

〈残差〉
自由度：16
変動：6.5Ｅ＋12
分散：4.1Ｅ＋11

〈合計〉
自由度：17
変動：6.9Ｅ＋12

〈Ｘ値〉
係数：－0.5562
標準誤差：0.5655
ｔ：－0.9835
Ｐ－値：0.340002298
下限95％：－1.754969
上限95％：0.642637

求めた推定式は、重決定値Ｒ2が低く、ｔ値は2を超えておらず、Ｐ－値も0.05以下ではなく、有意Ｆも低い値ではない為、回帰式として成立しているとは言えない。
共和分が存在すると言う帰無仮説は棄却され、この二変数間には共和分が存在しない。

〈実質ＧＤＰと平均満期の共和分検定結果〉

《回帰統計》
重相関Ｒ：0.26978
重決定Ｒ2：0.07278
補正Ｒ2：0.01028
標準誤差：331116
観測数：17

《分散分析表》
〈回帰〉
自由度：1
変動：1.4Ｅ＋11
分散：1.4Ｅ＋11
観測された分散比：1.255951823
有意Ｆ：0.280041

〈残差〉
自由度：16
変動：1.8Ｅ＋12
分散：1.1Ｅ＋11

〈合計〉
自由度：17
変動：1.9Ｅ＋12

〈Ｘ値〉
係数：0.89835
標準誤差：0.80161
ｔ：1.12069
Ｐ－値：0.278958773
下限95％：－0.800974
上限95％：2.597681

求めた推定式は、重決定値Ｒ2が低く、ｔ値は2を超えておらず、Ｐ－値も0.05以下ではなく、有意Ｆも低い値ではない為、回帰式として成立しているとは言えない。
共和分が存在すると言う帰無仮説は棄却され、この二変数間には共和分が存在しない。

〈外貨準備高と平均満期の共和分検定結果〉

《回帰統計》
重相関Ｒ：0.16116
重決定Ｒ2：0.02597
補正Ｒ2：－0.0365
標準誤差：25,333.3
観測数：17

《分散分析表》
〈回帰〉
自由度：1
変動：2.7Ｅ＋08
分散：2.7Ｅ＋08
観測された分散比：0.42664615
有意Ｆ：0.523526

〈残差〉
自由度：16
変動：1Ｅ＋10
分散：6.4Ｅ＋08

〈合計〉
自由度：17
変動：1.1Ｅ＋10

〈Ｘ値〉
係数：0.41153
標準誤差：0.63004
ｔ：0.65318
Ｐ－値：0.522915359
下限95％：－0.924096
上限95％：1.747158

求めた推定式は、重決定値Ｒ2が低く、ｔ値は2を超えておらず、Ｐ－値も0.05以下ではなく、有意Ｆも低い値ではない為、回帰式として成立しているとは言えない。
共和分が存在すると言う帰無仮説は棄却され、この二変数間には共和分が存在しない。

【実証ターム03.付表19：共和分検定結果（大韓民国編）】

Notes.共和分検定に使用される残差に関しては、意義が無い為掲載していない。

〈対外債務と実質ＧＤＰの共和分検定結果〉

《回帰統計》
重相関Ｒ：0.15215
重決定Ｒ2：0.02315
補正Ｒ2：－0.0394
標準誤差：62,980.1
観測数：17

《分散分析表》
〈回帰〉
自由度：1
変動：1.5Ｅ＋09
分散：1.5Ｅ＋09
観測された分散比：0.379160897
有意Ｆ：0.647287

〈残差〉
自由度：16
変動：6.3Ｅ＋10
分散：4Ｅ＋09

〈合計〉
自由度：17
変動：6.5Ｅ＋10

〈Ｘ値〉
係数：－0.3018
標準誤差：0.49008
ｔ：－0.6158
Ｐ－値：0.546713005
下限95％：－1.340694
上限95％：0.737151

求めた推定式は、重決定値Ｒ2が低く、ｔ値は2を超えておらず、Ｐ－値も0.05以下ではなく、有意Ｆも低い値ではない為、回帰式として成立しているとは言えない。
共和分が存在すると言う帰無仮説は棄却され、この二変数間には共和分が存在しない。

〈対外債務と外貨準備高の共和分検定結果〉

《回帰統計》
重相関Ｒ：0.34211
重決定Ｒ2：0.11704
補正Ｒ2：0.05454
標準誤差：66,558.3
観測数：17

《分散分析表》
〈回帰〉
自由度：1
変動：9.4Ｅ＋09
分散：9.4Ｅ＋09
観測された分散比：2.120837896
有意Ｆ：0.165919

〈残差〉
自由度：16
変動：7.1Ｅ＋10
分散：4.4Ｅ＋09

〈合計〉
自由度：17
変動：8Ｅ＋10

〈Ｘ値〉
係数：－0.6033
標準誤差：0.4143
ｔ：－1.4563
Ｐ－値：0.16465206
下限95％：－1.481623
上限95％：0.274927

求めた推定式は、重決定値Ｒ2が低く、ｔ値は2を超えておらず、Ｐ－値も0.05以下ではなく、有意Ｆも低い値ではない為、回帰式として成立しているとは言えない。
共和分が存在すると言う帰無仮説は棄却され、この二変数間には共和分が存在しない。

〈対外債務と平均満期の共和分検定結果〉

《回帰統計》
重相関Ｒ：0.0291
重決定Ｒ2：0.00085
補正Ｒ2：－0.0617
標準誤差：95,129.6
観測数：17

《分散分析表》
〈回帰〉
自由度：1
変動：1.2Ｅ＋08
分散：1.2Ｅ＋08
観測された分散比：0.013559796
有意Ｆ：0.908843

〈残差〉
自由度：16
変動：1.4Ｅ＋11
分散：9Ｅ＋09

〈合計〉
自由度：17
変動：1.4Ｅ＋11

〈Ｘ値〉
係数：0.0862
標準誤差：0.74025
ｔ：0.11645
Ｐ－値：0.908747744
下限95％：－1.483061
上限95％：1.655461

求めた推定式は、重決定値Ｒ2が低く、ｔ値は2を超えておらず、Ｐ－値も0.05以下ではなく、有意Ｆも低い値ではない為、回帰式として成立しているとは言えない。
共和分が存在すると言う帰無仮説は棄却され、この二変数間には共和分が存在しない。

〈実質ＧＤＰと外貨準備高の共和分検定結果〉

《回帰統計》
重相関Ｒ：0.32272
重決定Ｒ2：0.10415
補正Ｒ2：0.04165
標準誤差：267,045
観測数：17

《分散分析表》
〈回帰〉
自由度：1
変動：1.3Ｅ＋11
分散：1.3Ｅ＋11
観測された分散比：1.860092807
有意Ｆ：0.192732

〈残差〉
自由度：16
変動：1.1Ｅ＋12
分散：7.1Ｅ＋10

〈合計〉
自由度：17
変動：1.3Ｅ＋12

〈Ｘ値〉
係数：－0.7523
標準誤差：0.55159
ｔ：－1.3639
Ｐ－値：0.191494961
下限95％：－1.92161
上限95％：0.417032

求めた推定式は、重決定値Ｒ2が低く、ｔ値は2を超えておらず、Ｐ－値も0.05以下ではなく、有意Ｆも低い値ではない為、回帰式として成立しているとは言えない。
共和分が存在すると言う帰無仮説は棄却され、この二変数間には共和分が存在しない。

〈実質ＧＤＰと平均満期の共和分検定結果〉

《回帰統計》
重相関Ｒ：0.09612
重決定Ｒ2：0.00924
補正Ｒ2：－0.0533
標準誤差：157,646
観測数：17

《分散分析表》
〈回帰〉
自由度：1
変動：3.7Ｅ＋09
分散：3.7Ｅ＋09
観測された分散比：0.149202045
有意Ｆ：0.704723

〈残差〉
自由度：16
変動：4Ｅ＋11
分散：2.5Ｅ＋10

〈合計〉
自由度：17
変動：4Ｅ＋11

〈Ｘ値〉
係数：－0.4013
標準誤差：1.03893
ｔ：－0.3863
Ｐ－値：0.704387289
下限95％：－2.60374
上限95％：1.801131

求めた推定式は、重決定値Ｒ2が低く、ｔ値は2を超えておらず、Ｐ－値も0.05以下ではなく、有意Ｆも低い値ではない為、回帰式として成立しているとは言えない。
共和分が存在すると言う帰無仮説は棄却され、この二変数間には共和分が存在しない。

〈外貨準備高と平均満期の共和分検定結果〉

《回帰統計》
重相関Ｒ：0.10681
重決定Ｒ2：0.01141
補正Ｒ2：－0.0511
標準誤差：93,885.5
観測数：17

《分散分析表》
〈回帰〉
自由度：1
変動：1.6Ｅ＋09
分散：1.6Ｅ＋09
観測された分散比：0.184645608
有意Ｆ：0.67352

〈残差〉
自由度：16
変動：1.4Ｅ＋11
分散：8.8Ｅ＋09

〈合計〉
自由度：17
変動：1.4Ｅ＋11

〈Ｘ値〉
係数：－0.32
標準誤差：0.74469
ｔ：－0.4297
Ｐ－値：0.673141831
下限95％：－1.898676
上限95％：1.258681

求めた推定式は、重決定値Ｒ2が低く、ｔ値は2を超えておらず、Ｐ－値も0.05以下ではなく、有意Ｆも低い値ではない為、回帰式として成立しているとは言えない。
共和分が存在すると言う帰無仮説は棄却され、この二変数間には共和分が存在しない。

ターム3付表（1-10）

【実証ターム03.付表集】

・付表01：外貨準備高比較表
・付表02：外貨準備高の増加率比較
・付表03：輸入額表
・付表04：短期対外債務表
・付表05：外貨準備と短期債務の比率
・付表06：短期債務の総対外債務比率
・付表07：通貨危機前後の東アジア諸国に対する満期別貸出増加率
・付表08：対外債務残高比較表
・付表09：実質ＧＤＰ比較表
・付表10：対外債務残高の階差表
・付表11：対外債務残高の平均満期式に則った対外債務残高の平均満期表
・付表12：単位根検定結果（イラン編）
・付表13：単位根検定結果（インドネシア編）
・付表14：単位根検定結果（大韓民国編）
・付表15：単位根検定結果（タイ編）
・付表16：単位根検定結果（フィリピン編）
・付表17：共和分検定結果（イラン編）
・付表18：共和分検定結果（インドネシア編）
・付表19：共和分検定結果（大韓民国編）
・付表20：共和分検定結果（タイ編）
・付表21：共和分検定結果（フィリピン編）
・付表22：グレンジャー検定結果（イラン編）
・付表23：グレンジャー検定結果（インドネシア編）
・付表24：グレンジャー検定結果（大韓民国編）
・付表25：グレンジャー検定結果（タイ編）
・付表26：グレンジャー検定結果（フィリピン編）
・付表27：ＯＬＳ結果（イラン編）
・付表28：ＯＬＳ結果（インドネシア編）
・付表29：ＯＬＳ結果（大韓民国編）
・付表30：ＯＬＳ結果（タイ編）
・付表31：ＯＬＳ結果（フィリピン編）

【実証ターム03.付表01：外貨準備高比較表】

《5カ国の外貨準備高比較（1995～2012）》
Notes.数値は四捨五入したもの。
データはイランの場合Petroleum Finance Company（出所：MEES, 2000.7.10, pB7.）（1995-99）、Iranian authorities ; and IMF staff estimates（2000-2012）。
他はWorld development indicators（1995-1999）、国連ＭＢＳ（Monthly Bulletin of Statistics Online）（2000-2012）。
http://databank.worldbank.org/ddp/home.do?Step=1&id=4
http://unstats.un.org/unsd/mbs/app/DataSearchTable.aspx

《イラン》

1995：11,668
1996：15,576
1997：15,399
1998：10,091
1999：17,447
2000：12,176
2001：16,600
2002：21,000
2003：24,700
2004：33,300
2005：46,300
2006：60,500
2007：82,900
2008：79,600
2009：78,000
2010：78,900
2011：106,000
2012：79,609

《インドネシア》

1995：13,708
1996：18,251
1997：16,587
1998：22,717
1999：26,445
2000：28,502
2001：27,246
2002：30,971
2003：34,962
2004：34,953
2005：33,141
2006：41,103
2007：54,976
2008：49,597
2009：63,563
2010：92,908
2011：106,539
2012：108,837

《大韓民国》

1995：32,678
1996：34,037
1997：20,368
1998：51,974
1999：73,987
2000：96,131
2001：102,753
2002：121,345
2003：155,284
2004：198,997
2005：210,317
2006：238,882
2007：262,150
2008：201,144
2009：269,933
2010：291,491
2011：304,255
2012：323,207

《フィリピン》

1995：6,396
1996：10,058
1997：7,297
1998：9,274
1999：13,268
2000：13,090
2001：13,476
2002：13,329
2003：13,655
2004：13,116
2005：15,926
2006：20,025
2007：30,211
2008：33,193
2009：38,783
2010：55,363
2011：67,290
2012：73,478

《タイ》

1995：35,982
1996：37,731
1997：26,179
1998：28,825
1999：34,063
2000：32,016
2001：32,355
2002：38,046
2003：41,077
2004：48,664
2005：50,691
2006：65,291
2007：85,221
2008：108,661
2009：135,483
2010：167,530
2011：167,389
2012：173,328

【実証ターム03.付表02：外貨準備高の増加率比較】

Notes.四捨五入済。

《イラン（1995～2012、前年比）単位：％》

1995：35.31
1996：33.49
1997：－1.13
1998：－34.47
1999：72.9
2000：－30.21
2001：36.33
2002：26.51
2003：17.62
2004：34.82
2005：39.04
2006：30.67
2007：37.02
2008：－3.98
2009：－2.01
2010：1.15
2011：34.35
2012：－24.9

《インドネシア（1995～2012、前年比）単位：％》

1995：12.98
1996：33.14
1997：－9.12
1998：36.96
1999：16.41
2000：7.78
2001：－4.48
2002：13.67
2003：12.89
2004：－0.03
2005：－5.18
2006：24.02
2007：33.75
2008：－9.78
2009：28.16
2010：46.16
2011：14.67
2012：2.16

《大韓民国（1995～2012、前年比）単位：％》

1995：27.45
1996：4.16
1997：－4.02
1998：155.17
1999：42.35
2000：29.93
2001：6.89
2002：18.09
2003：27.97
2004：28.15
2005：5.69
2006：13.58
2007：9.74
2008：－23.27
2009：34.20
2010：7.99
2011：4.38
2012：6.23

《タイ（1995～2012、前年比）単位：％》

1995：20.21
1996：4.86
1997：－30.62
1998：10.11
1999：18.17
2000：6.01
2001：1.06
2002：17.59
2003：7.97
2004：18.47
2005：4.17
2006：28.80
2007：30.52
2008：27.50
2009：24.68
2010：23.65
2011：－0.08
2012：3.55

《フィリピン（1995～2012、前年比）単位：％》

1995：5.93
1996：57.16
1997：－27.45
1998：27.09
1999：43.07
2000：－1.34
2001：2.95
2002：－1.09
2003：2.45
2004：－3.95
2005：21.42
2006：25.74
2007：50.87
2008：9.87
2009：16.84
2010：42.75
2011：21.54
2012：9.2

【実証ターム03.付表03：輸入額表】

Notes.経常収支付表07の転載。
年額値を2と4で割ったものが、それぞれ6カ月、3カ月の目安となる。
データの詳細については省略した。
全て1995年から2012年迄のデータである。
単位も全て100万ＵＳドルで統一している。

《輸入額全体》

《インドネシア》

1995：40,630
1996：42,929
1997：51,304
1998：35,280
1999：33,321
2000：43,595
2001：37,534
2002：38,340
2003：42,196
2004：54,876,6
2005：98,257
2006：104,426.7
2007：119,022.2
2008：157,312.8
2009：117,866.9
2010：451,293.2
2011：555,397.1
2012：553,490.2

《イラン》

1995：13,882
1996：16,274
1997：14,196
1998：14,323
1999：13,324
2000：13,898
2001：16,709
2002：20,617
2003：24,798
2004：31,976
2005：40,041
2006：40,772
2007：44,942
2008：57,401
2009：50,768
2010：65,404
2011：61,760
2012：56,500

《大韓民国》

1995：135,119
1996：150,339
1997：144,616
1998：93,282
1999：119,752
2000：160,481
2001：141,098
2002：152,126
2003：178,827
2004：224,463
2005：320,201.8
2006：378,728.7
2007：440,799.5
2008：530,707.7
2009：402,610.3
2010：520,168.1
2011：624,383.6
2012：626,641.7

《タイ》

1995：70,786
1996：72,332
1997：62,854
1998：42,971
1999：50,342
2000：61,924
2001：61,962
2002：64,645
2003：75,824.3
2004：94,409.8
2005：144,833.8
2006：161,203.1
2007：177,779.6
2008：224,996.5
2009：170,008.7
2010：227,695
2011：280,751.3
2012：300,409.5

《フィリピン》


1995：28,341
1996：34,126
1997：38,622
1998：31,496
1999：32,568
2000：37,027
2001：34,921
2002：41,092
2003：42,575.7
2004：46,102.1
2005：55,326.4
2006：60,289
2007：65,442.7
2008：68,817.7
2009：54,556.7
2010：69,596.8
2011：75,966.7
2012：79,758

【実証ターム03.付表04：短期対外債務表】

Notes.値はストック値。
全て1995年から2011年迄のデータである。
単位も全て100万ＵＳドルで統一している。
四捨五入済。
出典は大韓民国以外はWorld Development Indicators.
大韓民国は、韓国中央銀行（The Bank of Korea Economic Statistics System）（1994～2011）
Bank of Korea, “Quarterly Bulletin”
http://www.bok.or.kr

《イラン》

1995：6,449.4
1996：4,754.9
1997：3,353.9
1998：4,503
1999：3,618
2000：3,008
2001：2,018
2002：2,077
2003：4,791
2004：10,253
2005：10,686
2006：9,100
2007：9,891
2008：6,599
2009：8,787
2010：11,613
2011：12,045

《インドネシア》

1995：25,966.3
1996：32,230.4
1997：32,865
1998：20,112.7
1999：20,029.1
2000：21,688
2001：20,031
2002：17,626
2003：19,476.7
2004：22,024
2005：11,022.5
2006：12,208.3
2007：18,655.4
2008：20,488.3
2009：24,049.5
2010：33,047.3
2011：38,173.4

《大韓民国》

1995：54,856
1996：75,886
1997：63,757
1998：39,580
1999：43,058
2000：49,657
2001：40,293
2002：48,179
2003：50,805
2004：56,348
2005：65,911
2006：113,748
2007：160,249
2008：149,894
2009：149,215
2010：139,763
2011：137,369

《タイ》

1995：44,095
1996：47,715.1
1997：37,836
1998：29,659.9
1999：23,418
2000：14,880
2001：13,223
2002：11,919
2003：10,956
2004：11,488
2005：16,014
2006：17,812
2007：18,295
2008：20,455.4
2009：29,685.3
2010：46,886.5
2011：44,987.7

《フィリピン》

1995：5,279
1996：7,969.4
1997：11,794
1998：5,857
1999：4,949
2000：5,495
2001：6,000
2002：5,559
2003：6,179
2004：5,046
2005：6,395
2006：5,009
2007：7,084
2008：7,001
2009：4,002
2010：6,295
2011：7,013

【実証ターム03.付表05：外貨準備と短期債務の比率】
Notes.外貨準備を短期債務で割った数値。
四捨五入済。

《イラン》

1995：1.81
1996：3.28
1997：4.59
1998：2.24
1999：4.82
2000：4.08
2001：8.23
2002：10.11
2003：5.16
2004：3.25
2005：4.33
2006：6.65
2007：8.38
2008：12.06
2009：8.88
2010：6.79
2011：8.80

《インドネシア》

1995：0.53
1996：0.57
1997：0.50
1998：1.13
1999：1.32
2000：1.31
2001：1.36
2002：1.76
2003：1.80
2004：1.59
2005：3.01
2006：3.37
2007：2.95
2008：2.42
2009：2.64
2010：2.81
2011：2.79

《大韓民国》

1995：0.60
1996：0.45
1997：0.32
1998：1.31
1999：1.72
2000：1.94
2001：2.55
2002：2.52
2003：3.06
2004：3.50
2005：3.19
2006：2.10
2007：1.64
2008：1.35
2009：1.81
2010：2.09
2011：2.21

《タイ》

1995：0.82
1996：0.79
1997：0.69
1998：0.97
1999：1.45
2000：2.15
2001：2.45
2002：3.19
2003：3.75
2004：4.24
2005：3.17
2006：3.67
2007：4.66
2008：5.31
2009：4.56
2010：3.57
2011：3.72

《フィリピン》

1995：1.21
1996：1.26
1997：0.62
1998：1.58
1999：2.68
2000：2.38
2001：2.25
2002：2.40
2003：2.21
2004：2.60
2005：2.49
2006：4.00
2007：4.26
2008：4.74
2009：9.69
2010：8.79
2011：9.60


【実証ターム03.付表06：短期債務の総対外債務比率】
Notes.短期対外債務を総対外債務で割った数値。
四捨五入済。

《イラン》
1995：0.30
1996：0.29
1997：0.29
1998：0.37
1999：0.41
2000：0.41
2001：0.30
2002：0.27
2003：0.37
2004：0.52
2005：0.51
2006：0.46
2007：0.48
2008：0.44
2009：0.60
2010：0.69
2011：0.75

《インドネシア》
1995：0.21
1996：0.25
1997：0.26
1998：0.19
1999：0.20
2000：0.30
2001：0.22
2002：0.21
2003：0.23
2004：0.23
2005：0.14
2006：0.09
2007：0.13
2008：0.13
2009：0.15
2010：0.18
2011：0.19

《大韓民国》
1995：0.49
1996：0.50
1997：0.38
1998：0.25
1999：0.30
2000：0.35
2001：0.33
2002：0.36
2003：0.36
2004：0.37
2005：0.41
2006：0.51
2007：0.48
2008：0.47
2009：0.43
2010：0.39
2011：0.34

《タイ》
1995：0.44
1996：0.42
1997：0.37
1998：0.31
1999：0.28
2000：0.23
2001：0.23
2002：0.21
2003：0.22
2004：0.23
2005：0.35
2006：0.39
2007：0.41
2008：0.41
2009：0.51
2010：0.60
2011：0.58

《フィリピン》
1995：0.15
1996：0.19
1997：0.25
1998：0.14
1999：0.12
2000：0.13
2001：0.14
2002：0.12
2003：0.12
2004：0.10
2005：0.11
2006：0.09
2007：0.11
2008：0.11
2009：0.08
2010：0.10
2011：0.11

【実証ターム03.付表07：通貨危機前後の東アジア諸国に対する満期別貸出増加率】
Notes.データは半年間毎の増加率を示している。
タームは1995年6月から1998年6月。
単位は全て％。
満期別の基準は、短期貸出は満期が1年以内、中期貸出は満期が1年超2年以内、長期貸出は満期が2年超である。

出典：福田慎一「外貨準備蓄積のマクロ経済的効果による潜在的なリスク」
http://www.google.co.jp/url?sa=t&source=web&cd=18&ved=0CEEQFjAHOAo&url=http%3A%2F%2Fwww.esri.go.jp%2Fjp%2Fprj%2Fhou%2Fhou033%2Fhou33-02.pdf&ei=I8sYUrTOC46JkwX99YDoBA&usg=AFQjCNGqrUxSSAKTPelgn1muKK3zS2YAyw&sig2=1iunsA3ZuO_9suib0vm8-g

原典：Various Issues, “The Maturity, Sectioral and Nationality Distribution of International Bank Lending”（1996.06～1997.12）.
International Banking and Financial Market Development, August, c1998（1998.06）.

《短期貸出》

〈インドネシア〉
1995.06：18.69
1995.12：9.13
1996.06：7.28
1996.12：15.75
1997.06：1.22
1997.12：2.07
1998.06：－21.83

〈大韓民国〉
1995.06：28.14
1995.12：5.51
1996.06：14.84
1996.12：8.30
1997.06：5.02
1997.12：－16.12
1998.06：－44.23

〈タイ〉
1995.06：23.21
1995.12：14.29
1996.06：9.70
1996.12：－4.46
1997.06：－0.31
1997.12：－14.86
1998.06：－28.42

《中期貸出》

〈インドネシア〉
1995.06：－9.88
1995.12：2.43
1996.06：10.01
1996.12：3.34
1997.06：－1.31
1997.12：4.46
1998.06：0.68

〈大韓民国〉
1995.06：－6.63
1995.12：－6.11
1996.06：34.67
1996.12：19.46
1997.06：0.78
1997.12：26.17
1998.06：77.40

〈タイ〉
1995.06：38.91
1995.12：20.93
1996.06：15.47
1996.12：18.27
1997.06：－4.91
1997.12：－9.30
1998.06：2.64

《長期貸出》

〈インドネシア〉
1995.06：18.53
1995.12：11.97
1996.06：14.97
1996.12：8.14
1997.06：10.94
1997.12：1.77
1998.06：－0.41

〈大韓民国〉
1995.06：32.35
1995.12：11.35
1996.06：11.70
1996.12：18.24
1997.06：3.03
1997.12：0.45
1998.06：15.08

〈タイ〉
1995.06：13.13
1995.12：25.84
1996.06：9.79
1996.12：9.46
1997.06：0.89
1997.12：－16.16
1998.06：－7.49

【実証ターム03.付表08：対外債務残高比較表】

Notes.全て1995年から2011年迄の総対外債務残高の値。
ストック値。
単位：100万ＵＳドル。
四捨五入済。
出典：World Development Indicators,大韓民国は韓国中央銀行（The Bank of Korea Economic Statistics System）
Bank of Korea, “Quarterly Bulletin”
http://www.bok.or.kr

〈イラン〉

1995：21,565
1996：16,465.5
1997：11,639
1998：12,214.9
1999：9,674.4
2000：8,024.4
2001：7,626.8
2002：9,034.4
2003：14,104.1
2004：20,624.5
2005：21,559.1
2006：20,596.9
2007：21,466
2008：15,742.6
2009：18,264.8
2010：20,040.8
2011：19,113.5

〈インドネシア　総対外債務残高〉

1995：124,388.7
1996：128,988.7
1997：136,322.5
1998：151,466.8
1999：151,788.6
2000：143,655.1
2001：132,347.3
2002：128,114.9
2003：133,779.6
2004：137,487.8
2005：141,820.1
2006：135,959.4
2007：147,854.5
2008：157,906.4
2009：179,394.5
2010：195,172.1
2011：213,540.8

〈大韓民国〉

1995：113,002
1996：150,869
1997：167,281
1998：155,462
1999：144,765
2000：141,429
2001：121,346
2002：132,757
2003：141,650
2004：150,625
2005：161,413
2006：225,200
2007：333,428
2008：317,370
2009：345,677
2010：359,757
2011：398,724

〈タイ〉

1995：100,038.5
1996：112,837.6
1997：109,698.8
1998：104,917.2
1999：96,885.9
2000：79,830.2
2001：67,297.1
2002：59,495.8
2003：51,134.4
2004：49,565
2005：46,482.9
2006：46,028
2007：45,439.9
2008：50,258
2009：61,209.2
2010：80,550.9
2011：80,039.1

〈フィリピン〉

1995：39,378.7
1996：44,001.2
1997：50,705.8
1998：53,608.2
1999：58,480.7
2000：58,455.9
2001：58,398.9
2002：60,064.3
2003：62,762.5
2004：61,148.6
2005：61,824.4
2006：60,577.1
2007：66,213.6
2008：65,174.5
2009：64,414.3
2010：73,720
2011：76,043.4

【実証ターム03.付表09：実質ＧＤＰ比較表】

Notes.四捨五入済。
出典：IMF「World Economic Outlook Databases」

《実質ＧＤＰ（1995～2012）単位：10億Rials》

〈イラン〉

1995年：264,326
1996年：283,096
1997年：292,678
1998年：300,699
1999年：306,514
2000年：322,278
2001年：334,104
2002年：361,366
2003年：390,488
2004年：414,179
2005年：433,463
2006年：460,387
2007年：489,699
2008年：492,522
2009年：511,975
2010年：542,174
2011年：558,587
2012年：548,112

《実質ＧＤＰ（1995～2012）単位：10億Rupias》

〈インドネシア〉

1995年：1,349,377
1996年：1,454,874
1997年：1,523,251
1998年：1,323,298
1999年：1,333,767
2000年：1,389,770
2001年：1,440,406
2002年：1,505,216
2003年：1,577,171
2004年：1,656,517
2005年：1,750,815
2006年：1,847,127
2007年：1,964,327
2008年：2,082,456
2009年：2,178,850
2010年：2,314,459
2011年：2,464,677
2012年：2,618,139

《実質ＧＤＰ（1995～2012）単位：10億Won》

〈大韓民国〉

1995年：539,424
1996年：578,187
1997年：611,529
1998年：576,587
1999年：638,458
2000年：694,628
2001年：722,229
2002年：773,869
2003年：795,558
2004年：832,305
2005年：865,241
2006年：910,049
2007年：956,515
2008年：978,499
2009年：981,625
2010年：1,043,666
2011年：1,081,594
2012年：1,103,467

《実質ＧＤＰ（1995～2012）単位：10億Bahts》

〈タイ〉

1995年：2,942
1996年：3,115
1997年：3,073
1998年：2,750
1999年：2,872
2000年：3,008
2001年：3,074
2002年：3,237
2003年：3,468
2004年：3,687
2005年：3,858
2006年：4,055
2007年：4,259
2008年：4,365
2009年：4,263
2010年：4,596
2011年：4,600
2012年：4,896

《実質ＧＤＰ（1995～2012）単位：10億Pesos》

〈フィリピン〉

1995年：3,006
1996年：3,181
1997年：3,346
1998年：3,327
1999年：3,429
2000年：3,581
2001年：3,684
2002年：3,819
2003年：4,008
2004年：4,277
2005年：4,481
2006年：4,716
2007年：5,028
2008年：5,237
2009年：5,297
2010年：5,702
2011年：5,924
2012年：6,315

【実証ターム03.付表10：対外債務残高の階差表】

〈イラン〉

1995：
1996：－5,100
1997：－4,827
1998：576
1999：－2,561
2000：－1,650
2001：－398
2002：1,408
2003：5,070
2004：6,520
2005：935
2006：－962
2007：869
2008：－5,723
2009：2,522
2010：1,776
2011：－927
2012：0

〈インドネシア〉

1995：
1996：4,600
1997：7,334
1998：15,144
1999：322
2000：－8,134
2001：－11,308
2002：－4,232
2003：5,665
2004：3,708
2005：4,332
2006：－5,861
2007：11,895
2008：10,052
2009：21,488
2010：15,778
2011：18,369
2012：0

〈大韓民国〉

1995：
1996：37,867
1997：16,412
1998：－11,819
1999：－10,697
2000：－3,336
2001：－20,083
2002：11,411
2003：8,893
2004：8,975
2005：10,788
2006：63,787
2007：108,228
2008：－16,058
2009：28,307
2010：14,080
2011：38,967
2012：0

〈タイ〉

1995：
1996：12,799
1997：－3,139
1998：－4,782
1999：－8,031
2000：－17,056
2001：－12,533
2002：－7,801
2003：－8,361
2004：－1,569
2005：－3,082
2006：－455
2007：－588
2008：4,818
2009：10,951
2010：19,342
2011：－512
2012：0

〈フィリピン〉

1995：
1996：4,623
1997：6,725
1998：2,902
1999：4,873
2000：－25
2001：－57
2002：1,665
2003：2,698
2004：－1,614
2005：676
2006：－1,247
2007：5,637
2008：－1,039
2009：－760
2010：9,306
2011：2,323
2012：0

完結版第3ターム＋総括

【実証ターム03：外貨準備高増加が与える対外債務への影響の比較】

東アジア諸国がアジア通貨危機時点で抱えていた問題は、外貨準備高が、短期対外債務よりも低くなった事による流動性不足である。
この教訓から、アジア通貨危機を経験した東アジア諸国に限らず、発展途上国の多くは流動性不足リスクの回避の為（そして、輸出主導の為）に、大量に外貨準備高を積み立てた（外貨準備高の量に関しては、付表01を参照）。
このバイアスは、東アジアに於いては（イランの場合、石油輸出があるので放っておいても基本的には外貨準備高は嵩んでいく）自国通貨安誘導目的の為の外貨（主な外貨はドル）買い介入により、更に速度は加速している（付表02参照）。
元はと言えば、フェルドシュタインが当時「アジア通貨危機の様な危機を防止する国際的な手立ては存在しない上、当分期待不可能であるのだから、自己防衛策の一として、平時に外貨準備を十分に蓄積しておくべきだ」と述べたのが始まりである（注1）。
以下は、経常収支比較の項でも記した事であるが、外貨準備の過大な蓄積は、潜在的な流動性不足リスクを「過剰に」恐れるばかりに、別のリスク（言わば「Nervous Risk」であろう）が発生し、そのリスクがコストとなってしまう（注2）。
バーナンキも指摘する（注3）、アメリカの経常収支の赤字の拡大（経常収支比較の付表04を参照）は、東アジアを中心とする発展途上国の経常黒字に理由を求められるとしている。
通貨危機以前の東アジアの発展途上国は、慢性的な経常収支赤字が続き、資本流入が続いていた。
しかし、これも反省となり、資本流出を通して経常収支黒字を発生させ、外貨準備を蓄積し、アメリカの経常収支赤字がファイナンスする形で、資金フローの固定化（資金フローの歪（Distortion）とも記してよいだろう）が発生するファクターとなっている。
発展途上国の外貨準備蓄積自体は、視点を変えれば、通貨危機再発防止に対しては非常に有用である。
しかし、前述の通り、蓄積の過剰化が発生した場合、通貨危機防止の保険機能を超えた領域は、余分なコストとなる。
余分なコストを発生させない、即ち適切な外貨準備の水準は、大まかではあるが、輸入額の3～6ヶ月分である（注4）（輸入額の総額、3カ月分、6カ月分については、付表03を参照されたい）。
どちらの水準で見ても、全ての国で外貨準備高は2倍以上超過している事が判明する。
この基準は、多くの発展途上国で、1970年代から1980年代に於いて、固定相場制が採用されていた上、資本取引自体も今よりずっと閉鎖的であった為に、外貨準備は輸出入の変動に対する保険として機能していた。
しかし、1990年代以降、資本取引規制が緩和され、輸出入以上に資本取引が活発化した為、外貨準備の保険機能としての重要性は、輸出入以上に資本取引に対して機能していると言えよう。
その為、ＩＭＦ（注4）は同様に、ベンチマークを輸入額から、短期債務残高（満期1年以内）（付表04参照）をカバーしているかと言う基準も提示した（注5）（付表05参照）。
確かに、アジア通貨危機以前はこの基準の場合、アジア諸国は1を上回っていない。
注5のマレーシアという例外も存在する為、仮に比率のベンチマークを1.5～1.7としても、現在では大韓民国を除いた国で、この比率は2.0を軽々と超過している状況である（イランの場合、二桁以上超過している年度も存在する）。
その後、ＩＭＦは経済規模や資本勘定取引の脆弱性指標（金融開放度、Ｍ2（Ｍ3）のＧＤＰ比等）、経常勘定取引の脆弱性指標（輸入額のＧＤＰ比、輸出額の変動等）を変数にした回帰分析を行い、各国の適正な外貨準備を推計した（注6）。
この分析の結果からも、アジアの場合2002年度以降、全て外貨準備が過大であると言う結果が出ている。
但し、実際の金融危機がパニック状態で発生した場合、このベンチマークで耐えられるかと言えば、かなり懐疑的である。
ひとたび発生した金融危機により引き起こされる経済的・社会的なコストを勘案した場合、「保険機能」としてのベンチマークは、やはりＩＭＦの指標よりも高く見積もる必要があるだろう（注7）。
このベンチマーク（外貨準備／短期対外債務）が出された背景として、アジア通貨危機に於ける金融危機の側面がある。
通貨危機の直前に各国には外国から大量の短期資金が流入し、危機発生を契機として大量の短期資金が流出した。
この流入した短期資金は、既に非流動的な長期投資資金として貸し出しがされている状態になってしまっていた上、流出資金の大半は銀行を経由させたものであったが為に、銀行にも影響が及び、深刻な銀行危機が発生した。
この様な短期資金流出を防止する為には、以下の政策手段が考えられる。
①支払停止条項（注8）の設定
②ＬＬＲ（Lender of Last Resort、最後の貸し手）機能（注9）として、政府や中央銀行が借り手に対し緊急融資を行う

しかし、この様な政策やセーフティ・ネットを国際金融市場で十分に期待出来るかとなると、懐疑性は残る。
その為、東アジア諸国では、外貨準備を積み立てる事により、危機の軽減を行う手段を選択している。
アジア通貨危機発生当時、セーフティ・ネットは今以上に脆弱であった事は否定しようもない。
しかし、対外資金貸借の中で、長期性債務の割合が高ければ、金融危機はここまでは深刻さを露呈する事は無かったと考えられる（長期性債務の場合、纏めて資金を一度に回収するのは短期性債務と比較して難しい為）（注10）。
短期性債務の債務全体に占める割合を付表06に示している。
通貨危機前後の割合を比較すると、大韓民国やタイが比較的大きい事に対し、インドネシアやフィリピンは当初から短期比率は非常に低かった。
その後を比較すると、大韓民国やタイは上昇傾向にある事と対照的に、インドネシアではそのままの傾向を、フィリピンでは更に減少している傾向にある。
イランの場合、比率は上昇傾向にあり、短期比率は近年急激に上昇している。
福田慎一によれば（注11）（付表07参照）、通貨危機前後の海外からの資金フローを見た場合、同じ銀行貸出であっても、短期貸出は危機後の1997年12月、1998年6月の段階で大幅に減少している。
対照的に、中長期（中期は1年超～2年以内、長期は2年超）の貸出の場合、1997年12月の段階では、タイを例外として下落する事はなく、緩やかな増大を見せていた。
1998年6月の段階では、例外なく全ての国が中期貸出は増大した一方、長期貸出の場合、下落する国は存在したものの、下落率は短期貸出の下落率と比較した場合、軽微なものであった。

〔脚注〕

注1）Martin.Feldstein, “A Self-Help Guide for Emerging Markets”, Foreign Affairs, Vol.78, No.2, March/April 1999.
Available at
http://www.nber.org/feldstein/fa0399.html

注2）このジレンマが発生する国としては、発展途上国と言う事になる。
アイゼンマンやロドリックは、発展途上国の大半が予備的動機として過大な外貨準備を蓄積している、と指摘している。

Reference
Aizenman, Joshua, and Jacwoo Lee, “International Reserves: Precautionary Versus Mercantilist Views, Theory and Evidence”, NBER working papers: 11366, c2006.
Available at
http://www.imf.org/external/pubs/ft/wp/2005/wp05198.pdf

Rodrik, D., “The Social Cost of Foreign Exchange Reserves”, forthcoming in the International Economic Journal, c2005.
Available at
http://www.nber.org/papers/w11952

注3）Bernanke, B.S., “The Global Saving Gult and the U.S. Current Account Deficit”, The Sandridge Lecture, Virginia Association of Economics, Richmond, Virginia, c2005.
バーナンキは、ＡＳＥＡＮの経常黒字に加え、ＵＡＥを筆頭とした、原油価格高騰による石油産油国の経常黒字増加も一因と挙げている。

注4）IMF,“Debt- and Reserve-Related Indicators of External Vulnerability.”, c2000.
Available at
http://www.imf.org/external/np/pdr/debtres

注5）「外貨準備保有高／短期債務残高」の比率について、ベンチマークは1.0倍となっている。
しかし、これも例外がやはり存在し、1997年時点のマレーシアは、この比率が1.5倍という高い水準であるにもかかわらず、通貨危機が発生している。
この例外から、このベンチマークへの反論を先回りして、ＩＭＦは1.0倍という水準が絶対ではない事を指摘し、反論を回避している。

注6）IMF, “World Economic Outlook”, Chapter II, Three Current Policy Issues in Developing Countries, September, c2003.

注7）しかし、やはり2.0を上回る状態は過剰である事に変わりはない。
いくら伝統的なベンチマークでは懐疑性があったとしても、この状態は過剰である。

注8）借り手が、一度に一定限度額以上の債務返済を拒否する条項。
支払停止条項の有効性に関しては、以下の文献が参考になる。
支払停止条項の導入はパニックによる取り付けを排除するが、預金金利を上昇させる事が明らかとなり、支払停止条項の導入は経済厚生を悪化させる可能性が存在し、預金契約の支払停止条項は 取り付け防止策として有効な方策とはならない事が同論文で示されている。

Reference
小田勇一「銀行取付け防止策としての支払停止条項の有効性：厚生分析」（同志社大學經濟學會『經濟學論叢』60巻所収、2008.07、pp.101-129）
http://www.jsmeweb.org/kinyu/pdf/07f/07f219-oda.pdf

注9） 資金繰りに問題が生じた金融機関等に対して、資金供給を行う主体が他にいない場合に、中央銀行が文字どおり最後の貸し手として資金の供給を行う事を指す。

注10）通貨危機再発防止策として、長期資金による資金調達が挙げられるが、以下の報告書でもその必要性が議論されている。
外貨準備の過剰蓄積と対照的に、過剰分のコストが発生しない点が有益と言える。

Reference
関税・外国為替等審議会：アジア経済・金融の諸問題に関する専門部会『アジア経済・金融の諸問題への取り組み－危機の再発防止と安定的な経済成長の実現のために－』（2002.07）
http://www.google.co.jp/url?sa=t&source=web&cd=1&ved=0CCkQFjAA&url=http%3A%2F%2Fwww.mof.go.jp%2Fabout_mof%2Fcouncils%2Fcustoms_foreign_exchange%2Fsub-foreign_exchange%2Freport%2F140705.pdf&ei=Qtc2UuLmFoHokAW86YHABA&usg=AFQjCNGsaLATQJqDEcrO040mnrqm_YgCAQ&sig2=sMpUDj3uGNJwpQPjkuFvww

注11）Fukuda, S., “The Impacts of Bank Loans on Economic Development: An Implication for East Asia from an Equilibrium Contract Theory”, in T.Ito and A.O. Kruger eds., Regional and Global Capital Flows: Macroeconomic Causes and Consequences, University of Chicago Press: Chicago, pp.117-145.
Available at
http://ideas.repec.org/p/tky/fseres/99cf58.html

〔外貨準備増加の影響〕

外貨準備を増加させたい場合、当該国政府の取り得る方法は幾つか存在するが、その方法が資源配分に影響を与える事はない（注）。

その為、前章で置いた一括税を使用し、政府が外貨準備増加資金を調達すると言うシステムで以降の論を進める事にする。

上記の仮定より、政府の予算制約式は以下の様に定義される。

T_t＝G＋（FR_t+1）－（1＋r_FR）FR_t・・・01　
注）Ｇ：外生的に発生する政府支出
ｒ_ＦＲ：外貨準備の運用利回り（他の金融商品の利回りに較べ、非常に低い利回りである）

まず、外貨準備の増大の影響を、定常状態の対外債務残高と対外債務残高の構成に対し、どの様な影響となるかを見てみよう。

前章より、

ρ（B^L/FR）＝ρ’（B^L/FR）（B^N/FR）＋φ’（B^L/FR）/FR＝（1/β）－（1＋r）・・・02

02式より、以下の関係が成立する。

dB^L/dFR＝B^L/FR＞0・・・03

dB^N/dFR＝｛ρ（B^L/FR）｝/｛ρ’（B^L/FR）｝＞0・・・04

03、04式より、外貨準備高増大は、流動性対外債務残高のみならず、対外債務残高そのものも増大させる。

但し、03、04式より、

（dB^L－dB^N）/dFR＝（B^L/FR）/｛ρ’（B^L/FR）｝〔｛ρ’（B^L/FR）｝－［｛ρ（B^L/FR）｝/（B^L/FR）］〕・・・05

と変形出来る。
即ち、外貨準備の増大は、常に対外債務に占める流動性対外債務の比率を上昇させる（対外債務の構成比率を変化させる）事が分かる。

注）リカード＝バローの等価定理。

〔理論モデル〕

外貨準備が中長期的に与える影響に関しての理論モデルを以下で検討する（注）。
ターム1で使用した小国モデルとは別の小国モデルを本タームでは使用する事にしよう。
以下の国家モデルの消費財は、貿易財と非貿易財をコンポーネントとし、純債務国とする。
一般的な当該国の消費者は、以下の効用関数を最大化する。

Σ（∞, k＝0）β_kU｛C^T_（t+k）, C^N_（t+k）｝・・・01

注）β：ディスカウント・ファクター
Ｃ^Ｔ：貿易財消費（実質利子率と非貿易財価格は貿易財で定義）
Ｃ^Ｎ：非貿易財消費
ｔ：時間

当該国消費者の予算制約式は、

B^L_（t+1） ＋B^NL_（t+1）－K_（t+1）＝（1＋r）^｛B^L_t｝＋（1＋r＋LP（ρ（B^L/FR）））^｛B^NL_t｝－K_t
－｛Y^T_t＋P^N_t（Y^N_t）－IP（φ（B^L/FR））－C^T_t－P^N_t（C^N_t）－T_t｝・・・02

注）Ｂ^Ｌ：純流動性債務残高
Ｂ^ＮＬ：純非流動性債務残高
Ｋ：国内資本ストック（資本減耗はゼロと仮定）
s.t.K_t＝K^T_t＋K^N_t

ｒ：流動性債務利子率
s.t.1＋r＜1／β（定常均衡と変数の一定化の為）

ＦＲ：外貨準備高
ＬＰ＝ρ（Ｂ^Ｌ／ＦＲ）：流動性プレミアム（Liquidity Premium）（注）
Ｙ^Ｔ（Y^T_t＝f（（K^T_t）/（n_t）））orＹ^Ｎ（Y^N_t＝g（（K^N_t）/（N－n_t））（N－n_t））：生産関数
s.t.f＞0、g’＞0、f’＜0、g’’＜0
Ｎ：労働供給量（一定）
ｎ：貿易財産業に於ける労働投入

注）流動性の高い資産と低い資産があった場合、他の条件が等しければ、 流動性の低い資産の期待収益率は、流動性の高い資産の期待収益率よりも高くなるが、流動性プレミアムはこの期待収益率の差を指す。
流動性の低い資産は、現金化に必要な時間と費用が流動性の高い資産に比べ余分に掛かる為、この余分なコストを補償する為の報奨として流動性プレミアムは付加される。

Ｐ^Ｎ：非貿易財価格
ＩＰ＝φ（Ｂ^Ｌ／ＦＲ）：保険プレミアム（Insurance Premium）
Ｔ：一括税

02式で、流動性プレミアムと保険プレミアムの変数が登場するが、流動性プレミアムの場合非流動性債務の利子率に組み込まれている事に対し、保険プレミアムは独立コストとして予算制約式に組み込まれている。
流動性プレミアムが組み込まれる理由は注釈1の通り、非流動性債務が流動性債務と比較して回収が容易でなく、貸し手の契約時の要求にプレミアム条項が組み込まれる事を前提とした為である（プレミアム条項が組み込まれない場合、ＬＰ＝0とすればよいだけの話である）。
02式の場合、国内債務は相殺される為、純流動性債務残高は、正確には純流動性「対外」債務残高となる。
純流動性対外債務残高が外貨準備高と比較して相対的に大きくなった場合（アジア通貨危機以前のアジア諸国を考えれば分かりやすい）、借り手は流動性危機を阻止する為に余計にコストを払う必要が生じる。
そこで、以下に流動性プレミアムと保険プレミアムの条件を付ける。

ρ’（B^L_t/FR_t）＞0・・・03

ρ’’（B^L_t/FR_t）＞0・・・04

φ’（B^L_t/FR_t）＞0・・・05

φ’’（B^L_t/FR_t）＞0・・・06

注）以下では、ρ’またはρ’’の場合はLP’、LP’’とし、φ’またはφ’’の場合はIP’、IP’’とする。

03～06式は、流動性債務残高が大きければ大きいだけ流動性危機が発生しやすいと言う状況を反映し、対照的に外貨準備高が大きければ大きいだけ流動性危機は発生しにくいと言う状況を反映した条件である。

以上の式より、内点解を仮定し、02式のラグランジュ乗数（ラグランジュ法についてはターム1を参照）をλ_tとする（定常状態では、ラグランジュ乗数は一定であり、λ＞0とする）。
一階の条件は、以下の通りである。

U_01≡∂U（C^T_t, Y^N）/∂C^T_t＝λ_t・・・07

注）貿易財の消費量を決定する式である。

U_02≡∂U（C^T_t, C^N_t）/∂C^T_t＝λ_t（P^N_t）・・・08

注）実質為替レート（≒非貿易財価格）は、貿易財と非貿易財の限界代替率に依存する事を示す式である。
非貿易財価格の下落は、実質為替レートの減価に直結する。

f（K^T_t/n_t）－f’｛（K^T_t/n_t）｝^2＝P^N_t
g｛（K^N_t）/（N－n_t）｝－g’〔｛（K^N_t）/（N－n_t）｝［K^N_t/｛N－n_（t+k）｝］〕・・・09

注）純流動性対外債務残高は外貨準備高と正の相関を持つと言う意味合いの式である。
外貨準備が増加した時、消費者は利子率が相対的に安くなる流動性対外債務で資金をより多く調達する様になる。

λ_t＝β〔（1＋r）＋ρ’｛B^L_（t+1）｝/｛FR_（t+1）｝｛B^N_（t+1）｝/｛FR_（t+1）｝＋φ’［｛B^L_（t+1）｝/｛FR_（t+1）｝］/｛FR_（t+1）｝〕λ_（t+1）・・・10

λ_t＝β〔（1＋r）＋ρ［｛B^L_（t+1）｝/｛FR_（t+1）｝］λ_（t+1）・・・11

λ_t＝β｛1＋f（K^T_t/n_t）｝λ_（t+1）・・・12

λ_t＝β［1＋｛P^N_（t+1）｝g’｛（K^N_t）/（N－n_t）｝］λ_（t+1）・・・13

ラグランジュ乗数の条件より、マクロ変数である貿易財消費、非貿易財価格（実質為替レート）、純流動性対外債務残高、純対外債務残高（純流動性対外債務残高と純非流動性対外債務残高を足したもの）は、外生的にショックを与えない限りは、時間を問わず変動しない。
即ち、外貨準備高の変動は、外生的ショックとなり、上記の変数の変動を発生させる。

定常状態を考量した場合、10～13式より、

ρ（B^L/FR）＝ρ’（B^L/FR）（B^N/FR）＋φ’（B^L/FR）/FR＝（1/β）－（1＋r）・・・14

f（K^T/n）＝（P^N）g’｛K^N/（N－n）｝＝（1＋β）－1・・・15

09、14、15式より、（B^L/FR）と（K^T/n）、｛K^N/（N－n）｝、そしてP^Nは、外貨準備高の変動が発生してもその影響を受けず一定である事が分かる。

注）モデルは福田慎一と今喜史により構築された。
Reference
Fukuda, S., and Y. Kon, “Macroeconomic Impacts of Foreign Exchange Reserve Accumlation: A Theory and Some International Evidence”, memeo, c2008.
Available at
http://www.adbi.org/files/2010.02.19.wp197.macroeconomic.impact.forex.reserve.accumulation.pdf

〔5カ国の実証分析〕

以下は、ターム2の計量分析の手法を使用した実証分析を行う。本件は、外貨準備高と対外債務残高、対外債務残高の平均満期（「対外債務の流動性」と言う意味合いでの代理変数となる）の関係性を回帰分析する事が目的である。まず、対外債務残高と、対外債務残高の平均満期について構成式を作るところから始めよう。

ΔD_t＝δΔFR_t＋εlnRGDP_t・・・01

M_t＝η｛FR_t/（RGDP_t）｝＋θlnRGDP_t・・・02

注）Ｄ：対外債務残高
ＲＧＤＰ：実質ＧＤＰ
Ｍ：対外債務残高の平均満期
ＦＲ：外貨準備高

各変数で予備検定として、単位根検定と共和分検定を行った後、グレンジャー検定を行い、定数項を含んだＯＬＳ（回帰分析）を行う（検定内容についてはターム2の補論を参照されたい）。ＯＬＳ以外は定数項を無視している。棄却率（有効水準）は断りのない限り5％（95％）で固定している。

グレンジャー検定を行う際には、Ｙを対外債務残高、対外債務残高の満期で固定し、Ｘを実質ＧＤＰ、外貨準備高で固定する。
即ち、グレンジャー検定の結果は、「実質ＧＤＰ（外貨準備高）は対外債務残高（対外債務残高の満期）に対してグレンジャーの因果性を持つ（持たない）」となる。

今回の検定で必要なデータは基本的には付表1～11を参照して貰えれば問題ない（但し、外貨準備の階差と実質ＧＤＰ対数値に関しては、敢えて追加で掲載する意義が無かった為、掲載していない。ちなみに、実質ＧＤＰ対数値はネイピアの自然対数を使用している）。

単位根検定の結果は付表12～16を参照されたい。
イラン・タイの対外債務、イラン・大韓民国・タイ・フィリピンの外貨準備高以外は単位根が存在する帰無仮説が棄却不可能であった為、I（1）のランダムウォークである事が示された。

共和分検定の結果は付表17～21を参照されたい。
イランの対外債務と実質ＧＤＰの間、対外債務と外貨準備高の間以外は共和分関係の存在を棄却出来た。


グレンジャー検定の結果は付表22～26を参照されたい。
インドネシアと大韓民国のみ、外貨準備高は、グレンジャーの意味で対外債務と因果関係を見い出せなかった。

ＯＬＳの結果は付表27～31を参照されたい。

ＯＬＳの結果、相関結果が見られなかったものは、大韓民国・タイの対外債務階差と外貨準備高階差、イラン・大韓民国・フィリピンの対外債務階差と実質ＧＤＰ対数値であった。

基本的に全ての国で相関を有していたのは、平均満期とFR/（RGDP）であった。

グレンジャー検定の結果とＯＬＳの結果から、外貨準備高の増加が対外債務高の増加に直結すると言う理論にほぼ整合性を見る事が出来る（大韓民国には適合しなかった）。
対外債務の平均満期から、外貨準備高との負の相関も見られ、これも外貨準備高の増加は平均満期の短期化に直結する理論に整合性を見る事が出来る。
以上の実証結果より、実証結果は先述の理論結果を補完する事が分かる。

【Conclusion】

イランの場合、ファンダメンタルズが基本的に悪化している状況下で、国民の通貨代替の潜在的展望が高まっている。
その上、不胎化政策も仮に行われても有効性もなく、イランでは外貨準備高の増加が対外債務の短期化に拍車を掛けている為、石油収入増加は通貨危機に直結化していると言っても良いだろう。
その通貨危機の綱渡りの状況下で、核開発疑惑に対する経済制裁を受け、イランに於ける通貨危機の発生する時間は確実に早まっている。
まずは、経済制裁の解除に向けて、世界に核開発を行っていない事を示していくしかないが、その猶予の時は殆ど無きに等しいだろう。
経済構造を変える必要もあるが、まずは経済制裁と言うハードルを除去しなければそれもままならない。
2013年8月3日から、アフマディネジャードから大統領の座はハサン・ロウハーニーに移ったが、当人が在任中に賢明な判断を下す事を願うばかりである。