会計利益と課税所得の差異（ＢＴＤ）の傾向と決定要因：３種のＢＴＤの比較

第１節

奥田

真也（大阪学院大学助教授）

山下裕企（東京理科大学助教授）

米谷

健司（山口大学講師）

はじめに

Ｕ . Ｓ . Treasury［1999］によって会計利益と課税所得の差異（book‑tax differences；以下、単にＢＴＤと呼ぶ）の拡大が指摘されて以来、米国ではＢＴＤに関連する議論が活発に行われている。算出目的の異なる会
計利益と課税所得の間に差異が生じるのは当然のことであるが、米国でＢ
ＴＤの拡大が注目されているのは、これが両者の計算システムの相違だけ
ではなく、経営者による利益の操作、つまり会計政策の結果を反映していると考えられているからである。すなわち、会計利益の質を判断する際の有用な情報としてＢＴＤに注目が集まっているといえる。
一方、確定決算基準が採用されており会計と税務の結びつきが強い日本
では、状況は大きく異なると考えられる。日本では損金経理の要件により正のＢＴＤは生じにくく、またその規模も米国に比べて小さいことがいく
つかの先行研究によって示されている。しかしながらこれまで日本におけるＢＴＤの実態は十分に明らかになっているとはいえず、日本においてもＢＴＤが有用な情報となりうるかどうかは未だ不明瞭であると考えられ会計利益と課税所得の差異（ＢＴＤ）の傾向と決定要因：３種のＢＴＤの比較る 1）。そこで、本研究ではＢＴＤに含まれる情報内容を概念的に整理した
上で、日本企業のＢＴＤの傾向とその決定要因について詳細な分析を試みる。
これまでＢＴＤを測定（推定）する方法として大きく３つの方法が提案されている。その方法とは、①税効果会計により算出される法人税等調整額を用いる方法、②会計利益と実際の申告所得との差異を直接的に計算する方法、③課税所得を納税額から推定した上で会計利益との差異を計算する方法、の３つである。米国では実際の申告所得を一般に入手することができないため、①または③の方法が用いられるケースが多い 2）。一方、日本では、申告所得が4,000万円以上である場合に限定されるものの実際の申告所得が公示されていたため、②の方法によってＢＴＤを測定することが一般に可能であった。しかしながら、2006年度より申告所得の公示が廃止されたため、今後は②の方法でＢＴＤを測定することはできない。また
日本でも1998年度に税効果会計が導入されているためそれ以降であれば①の方法によってＢＴＤを推定することが可能であり、さらに③の方法については期間を問わず財務諸表から推定することができる。それぞれの方法
によって求められたＢＴＤの情報内容は異なり、また推定誤差を含む程度も違うため、これら３つのＢＴＤ指標の実態、関係性および決定要因を明らかにすることは重要であるだろう。さらに2006年度以降に日本で②の方法を利用することができなくなることを考慮すれば、①や③の方法によって間接的にＢＴＤを把握する方法が直接的にＢＴＤを把握する②の方法をどの程度補うことができるのかという点を検討することも重要であると考える。
このような問題意識のもと、本研究では以下のように議論を進めていく。まず、第２節では先行研究のレビューとＢＴＤ概念の検討を行う。この節ではＢＴＤに関連する研究を４つの観点から整理するとともに各々の研究で用いられているＢＴＤ概念の特徴を明らかにする。次に第３節では

ＢＴＤの年度別・産業別傾向を明らかにする。この節では、各ＢＴＤの年次動向などを詳細に分析することにより、日本企業のＢＴＤの特徴を浮き彫りにする。第４節ではケース分析を行うことで、日本企業でも正のＢＴＤが生じる理由、および３つのＢＴＤ指標の間に乖離が生じる理由をそれぞれ考察する。前者については繰延税金資産の減少、益金不算入項目である永久差異の発生、さらに繰越欠損金の当期利用などが主に理由としてあげられることがわかる。また後者については益金不算入である永久差異の存在や、税額控除や留保金課税のような申告所得の計算とは別に算定される税金の存在が強く影響していることが示される。第５節では、多変量分析を行うことでＢＴＤの決定要因を明らかにする。この節ではＢＴＤの決定要因として制度的要因だけではなく、ガバナンス要因、投資機会、ノイズ要因も考慮することで、経営者の裁量行動たる会計政策がＢＴＤに与える影響も分析する。最後に第６節ではこれらの分析結果から得られた知見をまとめる。

第２節

ＢＴＤ関連研究のレビューとＢＴＤの概念について

本節では、ＢＴＤ研究の動向を明らかにすることで、ＢＴＤについて何が問題で、この問題に取り組むことで何が明らかになるのかを検討する。
そのためにまず、米国の先行研究を、（１）ＢＴＤの傾向、（２）ＢＴＤと会計政策の関連性、（３）ＢＴＤ情報の利用および（４）会計利益と課税所得の一致（book‑tax conformity）という４つの観点から整理する。次に、日本におけるＢＴＤ研究の動向を明らかにする。最後に、各研究で用いられているＢＴＤ概念を整理した上で、本研究で検証するＢＴＤの定義と特徴を明らかにする。
ま ず Ｂ Ｔ Ｄ の 傾 向 を 明 ら か に し た も の と し て Manzon and Plesko［2002］ お よ び Mills, Newberry, and Trautman［2002］ 等 が あ る。

会計利益と課税所得の差異（ＢＴＤ）の傾向と決定要因：３種のＢＴＤの比較

Manzon and Plesko［2002］は、1988年から1999年の米国企業のデータを用いて、会計利益が課税所得を上回っており、およびこの差異たるＢＴ
Ｄが年々拡大していることを示すとともに、ＢＴＤが生じる要因を検討し、これが売上高の変化、固定資産の大きさ、繰越欠損金および前年度の差異等によって説明できることを明らかにしている。また彼らはこれらの要因によって説明できない部分の一部をタックスシェルターによるものと解釈している。また Mills, Newberry, and Trautman［2002］は、1991年
から1998年のデータを用いて、ＢＴＤが1990年代を通じて拡大していることを示し、産業別、グローバル特性別および収益性別の差異の傾向も検討している。さらに Compustat から得られた資産および負債の額を納税申告書上の貸借対照表に記載されている額と比較し、総額で後者が前者を上回っていることを明らかにしている。また Hanlon, Laplante, and Shevlin［2005］などでも、ＢＴＤの年次傾向が示されているが、その結果は、これらの研究と整合的である。
次に、ＢＴＤと会計政策との関連性に焦点を合わせたものとして、まずMills and Newberry［2001］があげられる。彼女らは、公開会社および非公開会社の納税申告書データを用い、公開会社にはより大きなＢＴＤを生じさせる財務報告コストが生じること、負債水準、賞与プランの閾値および会計利益のパターン等がＢＴＤに影響を及ぼすことなどを明らかにしている。また Phillips, Pincus, and Rego［2003］は、利益の減少回避ある
いは損失回避のための会計政策を見抜く上で、２つのジョーンズ型のモデ
ルから導かれる総会計発生高および異常会計発生高に対して、ＢＴＤが増分 情 報 を 有 す る こ と を 明 ら か に し て い る。 同 様 に、Badertscher etal.［2006a］は、利益の修正を行った企業を対象とし、これらの企業の利益増加型会計政策を見抜く上で、総会計発生高および異常会計発生高に対し て、 Ｂ Ｔ Ｄ が 増 分 情 報 を 有 す る こ と を 明 ら か に し て い る。 さ ら にPhillips et al.［2003］は、利益の減少回避のための会計政策を見抜く上で、正味繰延税金負債変化額が有用であることを示した後、これを８つの要素に分解し、将来の課税所得を減少させるような会計発生高および無形資産や棚卸資産といった資産の評価額の違いが利益増加のために利用されていることを明らかにしている。Hanlon［2005］は、会計政策によって歪められた利益の持続性は低下すると考え、利益、会計発生高およびキャッシュフローの一期先の利益に対する持続性を示す上でのＢＴＤの役割を調査し、大規模なＢＴＤが生じている企業・年度はＢＴＤの規模が小さい
企業・年度に比べて利益の持続性が低くなることを明らかにしている。最後に、Desai and Dharmapala［2006］は、インセンティブ報酬契約が租
税回避行動の決定要因になることを示している。
さらにＢＴＤ情報がどのように利用されているかを検討している研究も存在する。まず資本市場におけるＢＴＤ情報の利用に関する研究として次のようなものがあげられる。Lev and Nissim［2004］は、会計利益に対する課税所得の割合が、SFAS No.109施行の前後両方において引き続く５年間の利益変化を予測することを示すとともに、この情報の有用性に関する投資家の認識が SFAS No.109施行後に高まってきていることを示している。また Barragato and Weiden［2004］は、ストック・オプションの権利付与に関連して生じるＢＴＤを市場がどのように評価しているかを検討し、一時差異・永久差異の両者が増分価値関連性を有することを明らかにしている。前述の Hanlon［2005］は、ＢＴＤの水準が将来の利益持続性に関する投資家の評価に影響を及ぼしているかどうかを検証し、大規模な正のＢＴＤ（会計利益＞課税所得）は投資家によって危険信号として解釈されていることを示している。Desai and Dharmapala［2005］は、投資家が納税額を最小化するような経営者の行動をいかに評価するかを検討している。分析の結果、租税回避の企業価値に対する影響については明らかにされなかったものの、その影響がガバナンス構造と関連していることが示されている。さらに Baez‑Diaz and Alam［2006］は、会計発生高を会計利益と課税所得の差異（ＢＴＤ）の傾向と決定要因：３種のＢＴＤの比較

課税所得と会計利益の両者に影響を及ぼす部分（tax accruals）と会計利
益にのみ影響を及ぼす部分（book‑only accruals）に分解し、市場がそれ
ぞれをいかに評価しているかを検証している。また税務当局がＢＴＤ情報を利用しているかどうかを調査した研究として、Mills［1998］、Mills andSansing［2000］があげられる。いずれもＢＴＤが増加するにつれてＩＲ
Ｓ に よ る 税 務 調 査 の 行 わ れ る 可 能 性 が 高 ま る こ と を 示 し て い る。 ま た
Hanlon and Krishman［2004］は、監査人が企業の財務諸表を監査する
際にＢＴＤ情報を利用しているかどうかを調査し、ＢＴＤの絶対値の大きい企業ほど高額な監査料を支払っていることが明らかにされている。彼女
らは、この結果をＢＴＤが監査人の努力および監査に要する時間を増加させるリスクの高い会計政策の情報を反映しているからである解釈している。
最 後 に、 会 計 利 益 と 課 税 所 得 の 一 致 に 関 連 す る 研 究 が 存 在 す る。
Guenther, Maydew, and Nutter［1997］は、現金基準から発生基準へと税務処理を切り替えることを強いられた企業のデータを用いて、会計処理と税務処理を一致させることの役割を調査し、タックス・プランニング目
的と会計報告目的との間のトレードオフが高まった強制変更以後に、企業が会計利益の繰延を行ったことを示している。Hanlon and Shevlin［2005］
は、会計利益と課税所得を統一すべきという提案に対して、２つの利益を一つの尺度として統一するという提案のコストとベネフィットについて詳
細 に 検 討 し て い る。 さ ら に Hanlon, Laplante, and Shevlin［2005］ は、
Hanlon and Shevlin［2005］で示されている２つの利益を統一することによって生じうるコストの一つ、すなわち一つの利益情報が失われることによる投資家に対する情報内容の損失を検証している。彼女らは、両方の利益が有意な増分説明力を有すること、課税所得に比べ会計利益が有意に高い説明力を示すことおよび会計利益が税法に基づいて計算された場合には、その説明力が50% 失われることを明らかにしている。また Hanlon,

Maydew, and Shevlin［2006］は、Guenther, Maydew, and Nutter［1997］と同様の状況下で、会計利益と課税所得の統一の水準が高まると会計利益の資本市場における有用性が低下することを示している。
これに対して日本でのＢＴＤ関連研究はまだそれほど多くはない。奥田［2002］は銀行業を対象として、また山下・奥田［2006］は金融業・保険業を除く東京証券取引所上場企業を対象として、日本におけるＢＴＤの推移や決定要因を明らかにしている。山下・奥田［2006］は、日本ではＢＴ
Ｄが一貫して負であり、一時的な拡大はあるものの、米国と異なりＢＴＤの拡大傾向が見られないこと、ＢＴＤに反転傾向があること、および大規
模な税制改正のあった1998年以降にＢＴＤのばらつきが大きくなり産業間の傾向が異なってきたこと等を明らかにしている。また米谷［2006］は、３月期決算の全上場企業について、ＢＴＤの動向および決定要因を調査し、サブサンプルで見た場合にＢＴＤの規模が拡大しているグループが存在すること、ＢＴＤが会計発生高、タックス・プランニング、ガバナンス
構造等によって説明できることを明らかにしている。山下・奥田［2006］と米谷［2006］の主な違いは、前者が制度的要因をより詳細に検討しているのに対し、後者はタックス・プランニングやガバナンス構造に焦点を合わせていることである。この両者の研究を統合することにより、より包括的にＢＴＤの決定要因を明らかにできるだろう3）。また米谷［2005a］は，
日本でもＢＴＤが経営者の会計政策についての情報を有すること、米谷［2005b］は課税所得が会計利益に対して増分説明力を有すること等を明らかにしている。また加賀谷［2003］は、ストック・オプション導入企業
は非導入企業に比べて、多額の負のＢＴＤを生じさせていることを指摘している。
以上、示してきたようにＢＴＤ関連研究は多岐にわたるが、それぞれの研究で焦点を合わせているＢＴＤの概念は大きく２つに分類することがで
きる 4）。すなわち、一時差異のみを反映しているＢＴＤと一時差異・永久会計利益と課税所得の差異（ＢＴＤ）の傾向と決定要因：３種のＢＴＤの比較

差異の両者を反映しているＢＴＤである。前者の、代表的な指標が法人税
等 調 整 額 で あ る。 一 時 差 異 に 焦 点 を 合 わ せ て い る 研 究 と し て、Mills［1998］、Phillips, Pincus, and Rego［2003］、Phillips et al.［2003］、
Hanlon and Krishman［2004］、Hanlon［2005］、Badertscher etal.［2006a］、Baez‑Diaz and Alam［2006］および米谷［2005a］等があげられる。
また後者の指標として一般によく用いられるのは、税引前利益と課税所得の差額である。ただし米国の場合、申告所得情報は一般に公表されていないので、多くの研究では財務諸表で公表されている情報からの推定値を用いている 5）。繰越欠損金の調整や外国税額の取扱いなど、それぞれの研究によって推定方法は異なるものの、その基本的な考え方は、法人税支払額を法定税率で除して課税所得を推定し、これを税引前利益から控除したものをＢＴＤとするというものである 6）。一時差異・永久差異の両者に焦点 を 合 わ せ て い る 研 究 と し て、Mills［1998］、U.S. Treasury［1999］、Mills and Sansing［2000］、Mills and Newberry［2001］、Manzon andPlesko［2002］、Mills, Newberry, and Trautman［2002］、Shevlin［2002］、 奥 田［2002］、 加 賀 谷［2003］、Boynton and Mills［2004］、
Hanlon and Krishman［2004］、Lev and Nissim［2004］、Desai and
Dharmapala［2005］、Hanlon, Laplante, and Shevlin［2005］、Hanlon
and Shevlin［2005］、Desai and Dharmapala［2006］、 米 谷［2005b］、
米谷［2006］および山下・奥田［2006］等があげられる。
さて本研究では、以上の点を考慮して３つのＢＴＤ指標を取り上げる。
第１の指標は、法人税等調整額を基礎とするものである。この指標は一時差異を反映しているので技術的会計政策と密接に関わっていると考えられ
る 7）。本研究では、他の指標との比較可能性を考慮し、法人税等調整額をそれぞれの年度の法定最高税率（地方税は標準税率の最高税率）で除した
ものをＢＴＤ１として定義する。

ＢＴＤ１＝

法人税等調整額
法定税率

（2.1）

しかしこの指標について、以下の点についての注意が必要である。まず
繰延税金資産の計上にあたっては、その回収可能性を、収益力に基づく課
税所得の十分性、タックス・プランニングの存在、将来加算一時差異の十分性に鑑みて判断しなければならず、その結果、回収可能であると判断される部分のみが繰延税金資産として計上されることになる。したがって一
時差異の全てが繰延税金資産に反映されているわけではない。次に、法人
税等調整額には一時差異に準じるものとしての繰越欠損金（将来の税額を減少させるもの）および繰越外国税額の情報が含まれている場合がある。
これらは当期に生じた一時差異とはいえないだろう。最後に、税率は企業の所得水準や所在地によって異なるが、本研究では全ての企業に対して同じ税率を用いている。そのためこの指標には税率に関する推定誤差が含まれることになる。
第２の指標は、会計利益と課税所得の差額である。これには一時差異と永久差異の情報が含まれているため、技術的会計政策だけでなくキャッシ
ュフローを変更させるような実質的会計政策の情報をも含んでいる可能性がある。またこの指標には当期に利用された繰越欠損金の情報も反映されている。本研究ではこれをＢＴＤ２として次のように定義する。
ＢＴＤ２＝ 税金等調整前当期利益−申告所得（2.2）

この指標を用いる場合、米国では一般に課税所得について推定値を用いなければならないが、日本の場合は、申告所得情報が公表されていたので、この税引前利益と課税所得の差は直接的に計算可能であった。しかし2006年度に申告所得の公示が廃止されたので、今後、課税所得情報を利用する場合には、米国と同様に何らかの方法によってこれを推定しなければならなくなる。このことは日本企業のデータを用いた税務関連研究の優位

会計利益と課税所得の差異（ＢＴＤ）の傾向と決定要因：３種のＢＴＤの比較性を失わせるだけでなく、投資家に対する情報の損失をもたらすかもしれない。ただし本研究の分析対象期間において、この指標は推定誤差なく計算することが可能である。
第３の指標は、財務諸表データからのＢＴＤ２の推定値である。今後は日本でも課税所得を推定することが必要となってくるため、推定値（ＢＴＤ３）と実際値（ＢＴＤ２）がどの程度関連しているかを見ておくことは、極めて重要であると考えられる。本研究では、米国の多くの研究の考え方に基づき、ＢＴＤ３を次のように定義する。
ＢＴＤ３＝ 税金等調整前当期利益−

法人税・住民税及び事業税
（2.3）
法定税率

ただし、この指標は、ＢＴＤ２と同様の情報に加えて、その性質上、様々な税額控除や留保金課税の情報をも含むことになる。さらにＢＴＤ３には、主に３つの要因によって推定誤差が含まれることになるだろう。第
１は、ＢＴＤ１と同様に税率の違いに起因する誤差である。第２は、法人税・住民税及び事業税には、課税所得と関連しない金額（例えば、住民税の均等割部分）が含まれており、これは課税所得推定の際に誤差を生じさせる要因となる。最後に、損益計算書作成時にはまだ確定申告がなされていないので、税額は概算値（実際の申告上の数値とは異なる）で計上されている。このことは重大な誤差を生じさせるかも知れない。

第３節

ＢＴＤの年度別・産業別傾向

本節では、３つのＢＴＤ指標の年度別・産業別の傾向を検討する。まず
表3.1には、それぞれのＢＴＤについて利用可能な全データを用いた場合の基本統計量が示されている 8）。全体の傾向を見ると、いずれのＢＴＤも平均値、中央値とも負の値をとっていることがわかる。このことは確定決算基準により、日本では正のＢＴＤが生じにくいという考え方と整合的である。またＢＴＤ１とＢＴＤ２を比較すると、平均値、中央値ともにＢＴ
Ｄ１＜ＢＴＤ２となっていることがわかる。これら２つの差の主な要因は永久差異であるので、日本では平均的に正の永久差異が生じている可能性がある。しかし前述のようにＢＴＤ１は、当期の一時差異の全てを反映しているわけではなく、また推定誤差が生じている可能性もあるので、この点についてはより詳細な検討が必要であると考えられる。またＢＴＤ２とＢＴＤ３を比較すると、平均値、中央値ともにＢＴＤ３＜ＢＴＤ２となっていることがわかる。しかもＢＴＤ３の標準偏差はＢＴＤ２の1.5倍以上である。このことはＢＴＤ３をＢＴＤ２の推定値として用いた場合に、Ｂ
ＴＤを全体として過小評価してしまい、かつ企業毎の推定値が大きくばらついてしまうことを意味するだろう。この原因として、前述の推定誤差の問題等が考えられるが、詳細は第４節で検討する。
次に、図3.1から図3.3には３つのＢＴＤ指標の年度別推移が示されている。ただしＢＴＤ１は1999年度導入の税効果会計により提供されるようになった情報（法人税等調整額）を利用しているため、1998年度のサンプル
は４社と極めて少ないので注意が必要である。図をみると、いずれも1999
年度および2000年度に大規模な負のＢＴＤが生じているが、その後のＢＴ
Ｄの規模は減少傾向にあることがわかる。1999年度および2000年度は標準偏差も大きくなっていることが読み取れる。この傾向は、日本の先行研究の結果と整合的である。山下・奥田［2006］は1999年度および2000年度に大規模な負のＢＴＤを生じさせた一因として年金会計の導入を指摘している。また2002年度には、連結法人株式等および関係法人株式等以外の株式の受取配当金等益金不算入割合の縮小、および退職給与引当金の廃止を含む税制改正がなされており、これらはＢＴＤを負の方向へシフトさせる
ような影響を及ぼすと考えられるが、グラフからこれを読み取ることはできない。最後に、ＢＴＤ３は他の指標と比べて、年度を通じて標準偏差が大きく、平均値と中央値が乖離していることがわかる。

会計利益と課税所得の差異（ＢＴＤ）の傾向と決定要因：３種のＢＴＤの比較

表3.1

各ＢＴＤ指標の基本統計

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図3.1

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ＢＴＤ１の年度別傾向

図3.2

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ＢＴＤ２の年度別傾向

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図3.3

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ＢＴＤ３の年度別傾向

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図3.4

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各ＢＴＤ指標の平均値の推移

図3.4は３つのＢＴＤ指標について平均値を比較したものである。これをみると規模は別としても、３つの指標は概ね同じような動きをしている
ことがわかる。2003年度以降は３つの指標の差がほとんど見られなくなっているが、ＢＴＤ１＜ＢＴＤ２の傾向は2001年度まで、ＢＴＤ３＜ＢＴＤ
２の傾向は2002年までかなりはっきりと表れている。ここでＢＴＤ２は当期申告所得データ（前述のように4,000万円以上のみ公表）がないと計算できないため、このサンプルには相対的に収益性の高い企業が集中している可能性がある。この点を考慮するために、他の指標についても当期申告
所得データのあるものに限定して同様の比較を行ったが、大きな傾向の違
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図3.5

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ＢＴＤ１の平均値の産業別推移㻓㻐㻓㻑㻓㻓㻘 㻐㻓㻑㻓㻔㻘㻐㻓㻑㻓㻕㻐㻓㻑㻓㻕㻘

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図3.7

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ＢＴＤ３の平均値の産業別推移

図3.6

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ＢＴＤ２の平均値の産業別推移

会計利益と課税所得の差異（ＢＴＤ）の傾向と決定要因：３種のＢＴＤの比較いは見られなかった。
次に産業別の傾向を検討する。本研究では、まず日経業種分類の大分類に基づいて製造業と非製造業に区分した。表3.1をみると、業種間で極端に大きな差は見られないものの、ＢＴＤ１およびＢＴＤ２については平均
値、中央値ともに製造業の方が小さい値を示している。またＢＴＤ３についてこの傾向は逆転しているが、いずれの業種もＢＴＤ１＜ＢＴＤ２、およびＢＴＤ３＜ＢＴＤ２の関係は崩れていない。図3.5から図3.7は、それぞれのＢＴＤ指標について、製造業と非製造業の平均値の推移を示したものである。これをみると、2003年度のＢＴＤ１について大小関係に逆転が見られるものの、ＢＴＤ１およびＢＴＤ２の規模は年度を通じて製造業の方が大きい傾向が見られる。この傾向も表3.1および山下・奥田［2006］と整合的である 9）。ただし、製造業と非製造業の差は、近年、小さくなっているようである。ＢＴＤ３については、傾向が安定していないが、ＢＴ
Ｄ１やＢＴＤ２と異なり、近年、製造業と非製造業の差は製造業のＢＴＤが非製造業のＢＴＤを上回る形で拡大しているようである。
次に図3.8および図3.9は、業種毎に各ＢＴＤ指標の平均値の推移を比較したものである。概して非製造業は全体のグラフ（図3.4）とほぼ同じように推移しているように思えるが、製造業の傾向は若干異なる。まずＢＴ
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図3.8

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ＢＴＤの平均値の推移（製造業） 図3.9 ＢＴＤの平均値の推移（非製造業）

Ｄ１＜ＢＴＤ２について見てみると、非製造業では年度を通じてこの関係は保たれているが、製造業では保たれていない年度が存在することがわかる。またＢＴＤ３＜ＢＴＤ２も、非製造業では年度を通じてこの関係が保たれているのに対し、製造業では2003年度以降この関係が崩れている。さ
らに重要なのは、全体のグラフでは、2003年度以降はＢＴＤ３がＢＴＤ２とかなり接近してきており、平均的にかなり精度の高い推定値となっているように見えるが、実際にはそうではないということである。これらの図を見ると、2003年度以降の製造業ではＢＴＤ３がＢＴＤ２を上回る形で乖離しており、逆に非製造業ではＢＴＤ３はＢＴＤ２を下回る形で乖離していることがわかる。これら２つの影響が相殺されることにより全体のグラフではＢＴＤ２とＢＴＤ３が接近しているように見えたのである。
本研究では、さらに業種を細分化して分析を行った。業種によってＢＴＤの傾向はさまざまであるが、ここではＢＴＤ２とＢＴＤ３の関係について特徴的な傾向を示していると考えられる医薬品製造業（日経業種分類の中分類）についての検討を行う。図3.10は医薬品製造業に属する企業について、ＢＴＤの平均値の推移を示したものである。これをみると図3.8の製造業のケースと同じように2003年度以降ＢＴＤ３がＢＴＤ２を上回る形
で差が拡大している。2003年度は試験研究の総額に係る特別税額控除制度
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図3.10 ＢＴＤの平均値の推移（医薬品）会計利益と課税所得の差異（ＢＴＤ）の傾向と決定要因：３種のＢＴＤの比較が導入された時期であり、医薬品業界はこの制度の大きな恩恵を受けたものと推察される。実際、田辺製薬は2001年度および2002年度には試験研究費に関わる税額控除額は生じていないが、2003年度には税率換算で6.3%、
2004年度には7.1% の税額控除を受けている。武田薬品工業も、2001年度
お よ び2002年 度 に は 税 額 控 除 額 は 生 じ て い な い が、2003年 度 に2.8%、
2004年度に3.1% の税額控除がある。さらに三共は2001年度および2002年
度に、それぞれ1.9% および0.7% の税額控除を受けているが、2003年度には5.0%、2004年度には7.2% と税額控除額が飛躍的に増加している。
このことは、ＢＴＤ３をＢＴＤ２の推定値として用いることの問題点の一つを表していると考えられる。すなわち、試験研究費に限らず税額控除がある場合に、ＢＴＤ３は課税所得を過小評価してしまい、その結果として、ＢＴＤ２を過大評価してしまうのである。

第４節

ケース分析

本節では、個別企業のＢＴＤに焦点を当て、特に（１）正のＢＴＤが発生するケースと（２）各ＢＴＤ間の乖離要因のケースについて検討する。
前者は日本企業でも正のＢＴＤが発生する場合が存在するのか、また存在するならばどのような要因によって発生するのかを分析する。後者は第２節で理論的に整理した各ＢＴＤの情報内容の相違をもとに、特にＢＴＤ１とＢＴＤ２の乖離要因およびＢＴＤ２とＢＴＤ３の乖離要因を分析する。

第１項

正のＢＴＤが発生するケース

前節では、日本企業のＢＴＤは平均的に負であることが明らかとなった。この結果は確定決算基準を採用する日本では正のＢＴＤが発生しにくいという事前の予測と整合的である。しかし実際には日本企業でも正のＢＴＤは発生している。図4.1は利用可能なサンプルに占める正のＢＴＤサ

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図4.1

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正のＢＴＤサンプルの割合

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図4.2

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ＢＴＤの平均値の推移（正負別）

ンプルの割合を年度別に示したものであるが、1999年度以降はその割合が徐々に増加し、直近ではほぼ半数の企業で正のＢＴＤが発生している。また図4.2はＢＴＤが正のグループと負のグループに区分して、それぞれの平均値を年度別に示したものであるが、これをみると正のＢＴＤグループ
は直近で対前期末資産１〜２％の水準のＢＴＤが発生していることがわかる。これはＢＴＤが負のグループの水準と比べても決して小さくないといえる。
日本企業では、どのような場合に正のＢＴＤが発生するのであろうか。
ＢＴＤ１、ＢＴＤ２、ＢＴＤ３のそれぞれで最大となったサンプルの特性を分析すると、日本企業で正のＢＴＤが発生する２つのパターンを指摘することができる。１つは繰延税金資産の減少、特に評価性引当額の計上によって繰延税金資産が減少するパターンであり、いま１つは税務上の便
益、特に繰越欠損金を利用するパターンである。
まずＢＴＤ１については、ササクラ（機械）の2003年度の0.1046が利用可能なサンプルの中で最大となっている。ＢＴＤ１は法人税等調整額を法定税率で割り戻したものであるため、正のＢＴＤ１は繰延税金資産の減少
あるいは繰延税金負債の増加によって生じると考えられる。同社の税効果
会計の注記情報をみると、繰延税金資産の当期末残高は9,548万円であり、会計利益と課税所得の差異（ＢＴＤ）の傾向と決定要因：３種のＢＴＤの比較

前期末残高の14億2,517万円から大幅に減少している。また繰延税金負債の当期末残高は9,548万円であり、前期末残高の０から増加している。ただし当期に発生した繰延税金負債はその他投資有価証券評価差額金によるものであるため、法人税等調整額の増減とは無関係である。したがって、
同社のＢＴＤ１は繰延税金資産の減少によってもたらされたといえる。さらに繰延税金資産の発生原因をみると、繰延税金資産の減少は一時差異が解消したためではなく、繰延税金資産の回収不能部分を評価性引当額によっ て 減 額 し た こ と に 起 因 す る こ と が わ か る。 前 期 末 の 評 価 性 引 当 額 は6,206万円であったが、当期末のそれは12億８万円と大幅に増加している。
繰延税金資産と繰延税金負債の当期末残高が一致していることを鑑みると、現時点の繰延税金負債を原資とした将来の課税所得の発生を除いて、将来の税務上のメリットを享受するだけの課税所得を獲得することが困難であると判断したと予想される。このように当期に繰延税金資産の回収不能額を取り崩した場合は正のＢＴＤが発生すると考えられる。
次 に Ｂ Ｔ Ｄ ２ に つ い て は、 日 立 化 成 工 業（化 学 工 業） の2003年 度 の0.0778が利用可能なサンプルの中で最大となっている。ＢＴＤ２は損益計算書上の税金等調整前当期利益と実際の申告所得の差額であるため、ＢＴ
Ｄ２には一時差異のみならず永久差異や繰越欠損金の当期利用などの影響を受ける。同社の税効果会計の注記情報をみると、繰延税金資産の当期末
残高は99億4,100万円であり、前期末残高の141億5,900万円から大幅に減少している。また繰延税金負債の当期末残高は35億9,500万円であり、７億4,200万円から大幅に増加している。また同社の繰延税金資産の当期末残高には評価性引当額は含まれていないことから、前期末からの減少は、Ｂ
ＴＤ１のササクラの場合と異なり、一時差異の解消に起因すると考えられる。また繰延税金負債は長期前払年金費用を発生原因としたものが20億
9,500万円含まれている。さらに永久差異や繰越欠損金の当期利用を分析するために、法定実効税率と税効果会計適用後の実効税率の差異に関する注記情報をみると、税率換算で1.7％の受取配当金などの益金不算入項目が生じていることがわかる。このように同社は一時差異の解消による繰延
税金資産の減少、一時差異の発生による繰延税金負債の増加および益金不算入項目である永久差異の発生によってＢＴＤ２が著しく大きくなったと考えられる。
さらにＢＴＤ３については、フォトニクス（精密機器）の2004年度の0.1121が利用可能なサンプルの中で最大となっている。ＢＴＤ３は法人税、住民税および事業税を法定最高税率で割り戻すことによって算出した推定課税所得を損益計算書上の税金等調整前当期利益から控除したものであるため、ＢＴＤ２には反映されない税額控除や留保金課税などの影響を受けることになるが、その情報内容はＢＴＤ２とほとんど変わらないと考えられる。すなわちＢＴＤ３の発生原因は一時差異、永久差異、繰越欠損
金の当期利用といったＢＴＤ２の発生原因に加えて、あらたに税額控除や留保金課税などの情報が含まれるだけである。同社の税効果会計の注記情報をみると、繰延税金資産および繰延税金負債の期末残高は前期も当期も０であった。ただし一時差異がまったく発生していないわけではない。つまり、前期では４億5,451万円の繰延税金資産が発生しているけれども、それと同額の評価性引当額が計上されているために繰延税金資産が０となっているのである。同様に当期も３億1,490万円の繰延税金資産がそれと同額の評価性引当額によって全額取り崩されている。したがって評価性引
当額控除前の金額を基礎とすれば、繰延税金資産は前期末の４億5,451万円から当期末の３億1,490万円に減少しているので、実際には一時差異が当期に解消していると考えられる。このような一時差異に関する情報内容
は本来ＢＴＤ１に反映されるが、純繰延税金資産（繰延税金資産−繰延税金負債）の簿価に変動がないため、法人税等調整額は０となっており、実際にはＢＴＤ１から把握することができない。また、この情報内容はＢＴ
Ｄ２にも含まれるが、同社の申告所得を入手できないため（つまり同社の会計利益と課税所得の差異（ＢＴＤ）の傾向と決定要因：３種のＢＴＤの比較

申告所得が4,000万円未満であるため）、結果としてＢＴＤ３に特有の情報内容となると考えられる。
これらの分析結果を整理すれば、繰延税金資産の減少、益金不算入項目である永久差異の発生、あるいは繰越欠損金の当期利用によって、日本企業でも正のＢＴＤが生じることがわかった。特に確定決算基準のもとでは
繰延税金負債に比べて繰延税金資産が発生しやすいことを考慮すれば、その減少が日本企業で正のＢＴＤが発生する主たる要因であると推測される。ただし評価性引当額による繰延税金資産の取崩しは一時差異の解消に起因したＢＴＤの発生ではないことに留意しなければならない。また評価性引当額によって繰延税金資産を全額取り崩すことで実際に一時差異の解消が起こっていたとしてもその事実を把握することが困難になる点にも留意が必要である。

第２項

ＢＴＤ間の乖離要因

次にＢＴＤ１とＢＴＤ２の乖離要因およびＢＴＤ２とＢＴＤ３の乖離要因について考察する。図4.3はＢＴＤ２からＢＴＤ１を控除したＤＩＦ2̲1の推移であり、図4.4はＢＴＤ３からＢＴＤ２を控除したＤＩＦ3̲2の推移である。ＢＴＤ２とＢＴＤ１の間には正の差異が生じており、ＢＴＤ３とＢＴＤ２の間には負の差異が生じている。つまり、前節の各ＢＴＤ指標を
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図4.3

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ＤＩＦ2̲1の推移

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図4.4 ＤＩＦ3̲2の推移

比較した分析結果と同様に、ここでも平均的にＢＴＤ２はＢＴＤ１を上回り（ＢＴＤ１＜ＢＴＤ２）、ＢＴＤ３はＢＴＤ２を下回る（ＢＴＤ２＞Ｂ
ＴＤ３）という関係が観察される。
ＢＴＤ１とＢＴＤ２の関係については、そもそも両者の情報内容が異なるため、ＢＴＤ１とＢＴＤ２が乖離するのは当然である。ただしＢＴＤ２
はＢＴＤ１の情報内容を含むため、ＢＴＤ１の情報内容はＢＴＤ２のそれに包摂される。したがってＤＩＦ2̲1が平均的に正ということは、ＢＴＤ
２に特有の情報内容は正のＢＴＤを発生させるようなＢＴＤ情報を含んでいると考えられる。
利用可能なサンプルの中では、東京エレクトロン（電気機器）の2004年
度のＤＩＦ2̲1が0.1098で最大となった（ＢＴＤ１＝ ‑0.0772、ＢＴＤ２＝
0.0326）。同社の税効果会計の注記情報をみると、繰延税金資産の当期末
残高は163億3,800万円であり、評価性引当額によって繰延税金資産の全額を取り崩した前期末に比べて大幅に増加している。また繰延税金負債の当期末残高は23億円であり、前期末残高の23億700万円からほとんど変化していない。したがって繰延税金資産が増加するような一時差異があらたに発生したことによってＢＴＤ１が負になったと考えられる。ＢＴＤ１が負となる一方で、ＢＴＤ２が正となるということは益金不算入項目である永久差異や繰越欠損金の当期利用などの影響が考えられる。法定実効税率と税効果会計適用後の実効税率の差異に関する注記情報をみると、永久差異については税率換算で1.05% の交際費等などの損金不算入項目が生じている一方で、税率換算で7.13% もの受取配当金などの益金不算入項目が発生している。さらに税率換算で68.01％の繰越欠損金を当期に利用している。
このようにＤＩＦ2̲1が平均的に正になったのは、一時差異の発生によって負のＢＴＤ１が生じる一方で、益金不算入項目である永久差異や繰越欠
損金を同時に利用することで結果としてＢＴＤ２がＢＴＤ１を上回ったと考えられる。

会計利益と課税所得の差異（ＢＴＤ）の傾向と決定要因：３種のＢＴＤの比較

次にＢＴＤ２とＢＴＤ３の関係については、両者の情報内容はほとんど同じであるものの、ＢＴＤ３はＢＴＤ２と異なって税額控除や留保金課税の影響を受けるため、両者は乖離すると考えられる。税額控除の影響を考慮した場合、ＢＴＤ３の算出に必要となる課税所得は実際の申告所得よりも税額控除分だけ低く推定されることになり、ＢＴＤ３はＢＴＤ２を上回る（すなわち、ＤＩＦ3̲2は平均的に正になると予想される）。他方、留保金課税の影響を考慮した場合、課税所得は実際の申告所得を留保金課税分だけ高く推定されることになり、ＢＴＤ３はＢＴＤ２を下回る（すなわち、ＤＩＦ3̲2は平均的に負になると予想される）。したがってＤＩＦ3̲2
が平均的に負であるという結果は留保金課税のように申告所得とは別に賦課される税金が強く影響していると考えられる。
利用可能なサンプルの中では、フェイス（サービス業）の2002年度のＤＩ Ｆ 3̲2 が ‑0.0856 で 最 小 と な っ た（Ｂ Ｔ Ｄ ２ ＝ 0.0025、 Ｂ Ｔ Ｄ ３ ＝‑0.0831）。同社の法定実効税率と税効果会計適用後の実効税率の差異に関する注記情報をみると、税率換算で4.77％の留保金課税の影響を受けている。またフェイス以外のＤＩＦ3̲2の下位企業についても、2000年度のイ
マージュ（小売業）は15.45%、2004年度のハニーズ（小売業）は3.5％、2000年度の野田スクリーン（電気機器）は4.5％、ドン・キホーテ（小売業）は5.0% の留保金課税の影響を受けている。他方、利用可能なサンプ
ルの中では、古川電工（非金属及び金属製品）の2000年度のＤＩＦ3̲2が0.0839で最大となった（ＢＴＤ２＝ ‑0.0750、ＢＴＤ３＝0.0089）。税率の差異に関する注記情報からは、税率換算で47.3% の外国税額の間接税額控除額の影響を受けている。また古川電工以外のＤＩＦ3̲2の上位企業についても2000年度の本田技研工業（自動車・自動車部品）は64.2％の外国税額控除と15.0％の試験研究費税額控除、2001年度の本田技研工業（自動車・自動車部品）は15.9％の外国税額控除と4.8％の試験研究費税額控除、2004年度のワコム（電気機器）は6.8% の法人税額の特別控除と12.1% の外

国税額控除の影響を受けている。このようにＢＴＤ２とＢＴＤ３の関係は税額控除の影響を受けるのか、それとも留保金課税などの影響を受けるのかで変わってくる。平均的にＤＩＦ3̲2が負であるということを考慮すれば、日本企業の場合は留保金課税のような申告所得とは別に賦課される税金の存在が強く影響していると考えられる。ただし、第２節でも指摘した
ように、課税所得を推定するために利用する税率の誤差の問題や損益計算書上の税額が概算値であるといったノイズも影響している可能性があることに留意が必要である。

第５節 ＢＴＤの決定要因

第１項 リサーチデザイン
本節では、多変量分析を行うことでＢＴＤの決定要因を明らかにする。
Manzon and Plesko［2002］や山下・奥田［2006］ではＢＴＤに影響を与えると思われる要因を一時差異や永久差異を生み出す制度的要因、投資機会、ノイズ要因の３つに分類し、分析を行った。本研究では、これら３つの要因に加えて、米谷［2006］で分析されたガバナンス要因についても分析する。すなわち、本研究では（a）一時差異や永久差異を生み出す制度的要因、（b）ガバナンス要因、（c）投資機会、（d）ノイズ要因の４つの要因を考慮する。
まず（a）制度的要因としては一時差異、永久差異および税額控除などが考えられるが、それらを生み出す要因を特定しなければならない。一時差異を生み出す要因については総有形固定資産（償却対象資産の減価償却前価額）および減価償却性資産の若さ、資産処分・評価損益、そして貸倒
引当金・賞与引当金・その他短期引当金・退職給付引当金 10）およびその他
長期引当金の変化額を使用する。永久差異を生み出す要因については、関係会社配当とその他受取配当（受取配当から関係会社配当を控除したも

会計利益と課税所得の差異（ＢＴＤ）の傾向と決定要因：３種のＢＴＤの比較の）を採用する。税額控除を生み出す要因としては、関係会社配当とその他受取配当の他に、受取利息と研究開発費を考慮する。
有形固定資産については、会計上、耐用年数を短く見積もるか、1998年
以降建物に対して定率法を用いた場合、減価償却に関する会計上の費用が税務上の損金を上回ることになり、ＢＴＤに負の影響を与える一時差異が生じる。この影響は、総有形固定資産が多ければ多いほど大きいと考えられる。そこで総有形固定資産を変数（有形固定資産１）として導入する。
また同じ状況で定率法を用いる場合には、設備の年次が若いほど、一時差異が大きくなる。そこで、純有形固定資産（償却対象資産の減価償却後価額）を総有形固定資産で割った値を有形固定資産２とし、設備の若さの代理変数とする。これら２変数とＢＴＤの間には負の相関があると予測される。
資産処分・評価損益については、とりわけ資産の評価損益に焦点を当てる。資産の評価損益を会計上で認識したとしても、それらを課税所得計算に含めることは税務上厳しく制限される。したがって資産の評価益を多額に計上する場合はＢＴＤに正の影響を与える一時差異が発生し、また資産の評価損を多額に計上する場合はＢＴＤに負の影響を与える一時差異が発生することになる。そのためＢＴＤと資産の評価損益の間には正の相関があると考えられる。ただし資産の評価損益に関するデータを直接入手することはできないことから本研究では資産処分・評価損益に関するデータでそれを代替する。また資産処分・評価損益は営業外損益と特別損益の両方で開示されるため、両者の合計額を使用する。
各種引当金は、会計上で費用となっても税務上はその一部しか損金として認められないため、ＢＴＤに負の影響を与えるような一時差異が生じることになる。したがって、各種引当金の変動額はＢＴＤと負の相関があると考えられる。
永久差異を生み出す要因としては、関係会社配当とその他受取配当を採用している。関係会社配当 11）はその全額が、またその他受取配当はその一部が益金不算入となり、ＢＴＤに正の影響を与えるような永久差異が生じる。よってこれらはＢＴＤと正の相関があると予想される。また、上記の関係会社配当並びにその他受取配当と受取利息については、所得税の二重課税排除のための税額控除の対象でもある。その点からもこれらはＢＴＤと正の相関があることが予想される12）。
税額控除には、上記の他にも政策的に設けられている税額控除がある。
この要因を考慮に入れるために、研究開発費を採用している。研究開発に関する費用のうち、試験研究費については税額控除の対象となる可能性がある。このため試験研究費にかかる税額控除を受けた場合、ＢＴＤ３に正の影響を与える要因となる 13）。また、試験研究費にかかる税額控除は2003
年度税制改革によって拡充されているため、それ以降はＢＴＤ３に正の影響を与える程度がいっそう高まっていると考えられる。なお、試験研究費に関するデータのみを入手することはできないため、本研究では研究開発費に関するデータでそれを代替する。このような理由から研究開発費とＢ
ＴＤ３との間には正の相関があると予想される。
（b）ガバナンス要因としては、役員持株比率とレバレッジを採用した。Desai and Dharmapala［2006］は、コーポレート・ガバナンスによって受ける圧力が弱い企業において、役員報酬の業績への連動性が高まれ
ば、節税による企業価値向上よりも、フリンジ・ベネフィットを減少させる傾向が高い可能性があることをモデルで示している。そしてその結果、節税よりも会計上の業績向上を狙うようになるので、ＢＴＤと役員報酬の連動性は負の相関があることを理論的に提示し、実証的証拠も提示している。役員持株比率が高いと役員所得はより企業業績と連動すると考えられるため、ＢＴＤと役員持株比率の間には負の相関があると予想される。
またレバレッジに関しては対立する仮説が提示されている。債権者は資金の社外流出を嫌うので、レバレッジが高くなれば、会計利益を圧縮させ

会計利益と課税所得の差異（ＢＴＤ）の傾向と決定要因：３種のＢＴＤの比較

ようとする圧力が高くなると考えられる 14）。そのような圧力が強いとする
ならば、レバレッジとＢＴＤの間には負の相関があると考えられる。その一方で、レバレッジが高くなると、財務制限条項に抵触する可能性が高まり、債権者から好業績を要求されるプレッシャーが高まるとも考えられる。このような場合は、利益を増加させるような会計政策を経営者がとる
インセンティブが高まるので、ＢＴＤとレバレッジとの間には正の相関が生じると予想される 15）。また、レバレッジが高い企業は支払利息による節税効果の恩恵を受けている。そのため、その他の手段による代替的な節税手段をとる必要性が低くなるとも考えられる。この効果が強い場合には、
ＢＴＤとレバレッジとの間には負の相関があると考えられる。よって、Ｂ
ＴＤとレバレッジとは、上記のどの効果が支配的かに依存して相関関係が変わると予想される。
（c）投資機会に関しては、次のような仮説が考えられる。投資機会集合が大きい企業は、税額控除の利用可能性が増えるなどが原因で、税顧客効果の高い投資を利用できる余地が高くなり、その結果、正のＢＴＤが生じる可能性がある 16）。投資機会について収益性と売上変化を変数として採用した。収益性の変数には総資産営業利益率を利用する。営業利益をベースとした理由は受取利息・配当金や支払利息の影響を排除するためにである。税顧客効果から考えると、ＢＴＤと両変数の間には正の相関があると予測できる。
（d）ノイズ要因としては、規模と前期ＢＴＤ、繰越欠損金の有無を採用した。企業の規模が大きいほど当該企業が税務戦略を駆使する能力が高くなるとするならば、規模とＢＴＤとの間には正の相関があると考えられる。これに対して企業の規模が大きいほど当該企業が受ける政治的圧力が強くなり、税務戦略を駆使することが困難になるとするならば、規模とＢ
ＴＤとの間には負の相関があると推測される。なお、本研究では、規模の代理変数として売上の自然対数値を用いる。

前期ＢＴＤについては、ＢＴＤの傾向が持続性をもつなら正の相関を、反転する傾向があるなら負の相関をもつと考えられる。米国ではＢＴＤの拡大が問題となっていることから、ＢＴＤは持続する傾向にあると考えられ、実際に Manzon and Plesko［2002］でも正の相関をもつ証拠が示されている。これに対して、日本では継続的にＢＴＤを生み出すような会計政策を実施する余地は少ないと考えられる。実際に山下・奥田［2006］は負の相関があるという証拠を報告している。本研究でも、日本企業のＢＴＤ
は負の自己相関をもつと予測する。
また、繰越欠損金が存在すれば、本来の課税所得から繰越欠損金の当期利用分を控除することができるので、繰越欠損金とＢＴＤの間には正の相関があると予想される。ただし、本研究では繰越欠損金の金額とＢＴＤの関係ではなく、繰越欠損金の有無とＢＴＤの関係を分析し、繰越欠損金の有無を前期申告所得のデータが存在するか否かで判断する。なお、申告所得のデータはそれが4,000万円以上である企業に限定されるため、申告所
得が0〜4,000万円の企業については繰越欠損金が発生していないにもかかわらず、繰越欠損金が存在する企業として扱ってしまうことに注意が必要である。
以上の変数を用いてＢＴＤの決定要因を分析するが、第２節で検討した
ように、各ＢＴＤ指標の情報内容はそれぞれ異なるため、どの指標を用いるかによってコントロールすべき変数も異なることに留意しなければならない。すなわち、ＢＴＤ１は一時差異、税額控除の将来利用可能額、および繰越欠損金の将来利用可能額に関する情報が反映され、永久差異に関する情報は反映されないため、永久差異を生じさせる要因をコントロールする必要はない。またＢＴＤ２には一時差異、永久差異および繰越欠損金の当期利用額に関する情報が反映され、税額控除に関する情報が反映されな
いため、税額控除を生じさせるような要因をコントロールする必要はな
い。ＢＴＤ３は一時差異、永久差異、繰越欠損金の当期利用額、および税

会計利益と課税所得の差異（ＢＴＤ）の傾向と決定要因：３種のＢＴＤの比較

額控除の当期利用額に関する情報のすべてが反映される。したがって、これらを考慮に入れて分析を行う必要がある。
また、本研究では前期申告所得が存在しない企業は繰越欠損金を持つと仮定するため、ＢＴＤ２（税引前当期利益−申告所得）を用いる分析で繰
越欠損金の有無を変数に組み込む場合、前期ＢＴＤ２を入手することができなくなる。このため、ＢＴＤ２を用いて検証する場合は、繰越欠損金の有無と前期ＢＴＤ２のどちらを変数に組み込むのかを選択する必要がある。
以上を考慮した結果、前期申告所得の存在を考慮しないサンプルで繰越
欠損金の有無が当期のＢＴＤに与える影響を中心に検証するモデルが、モデル（5.1）〜（5.3）である 17）。これに対して、前期申告所得が存在しな
いサンプルを除外し、前期ＢＴＤが純粋に当期のＢＴＤに与える影響についてのみ検証するモデルがモデル（5.4）〜（5.6）である。本研究ではこれらのモデルに対して、固定効果モデルを用いて分析を行う。

ＢＴＤ１＝α1＋α2有形固定資産１＋α3有形固定資産２＋α4資産処分・評価損益＋α5貸倒引当金変化額＋α6賞与引当金変化額＋α7その他短期引当金変化額＋α8退職給付引当金変化額＋α9その他長期引当金変化額（5.1）＋α10売上変化額＋α11総資産営業利益率＋α12役員持株比率＋α13レバレッジ＋α14規模＋α15前期ＢＴＤ１＋α16繰越欠損金＋ε

ＢＴＤ２＝α1＋α2有形固定資産１＋α3有形固定資産２＋α4資産処分・評価損益＋α5貸倒引当金変化額＋α6賞与引当金変化額＋α7その他短期引当金変化額＋α8退職給付引当金変化額＋α9その他長期引当金変化額（5.2）

＋α10関係会社配当＋α11その他受取配当＋α12売上変化額＋α13総資産営業利益率＋α14役員持株比率＋α15レバレッジ＋α16規模＋α17繰越欠損金＋ε

ＢＴＤ３＝α1＋α2有形固定資産１＋α3有形固定資産２＋α4資産処分・評価損益＋α5貸倒引当金変化額＋α6賞与引当金変化額＋α7その他短期引当金変化額＋α8退職給付引当金変化額＋α9その他長期引当金変化額＋α10関係会社配当＋α11その他受取配当＋α12受取利息（5.3）＋α13研究開発費＋α14研究開発費×2003年度以後ダミー＋α15売上変化額＋α16総資産営業利益率＋α17役員持株比率＋α18レバレッジ＋α19規模＋α20前期ＢＴＤ３＋α21繰越欠損金＋ε

ＢＴＤ１＝α1＋α2有形固定資産１＋α3有形固定資産２＋α4資産処分・評価損益＋α5貸倒引当金変化額＋α6賞与引当金変化額＋α7その他短期引当金変化額＋α8退職給付引当金変化額＋α9その他長期引当金変化額（5.4）＋α10売上変化額＋α11総資産営業利益率＋α12役員持株比率＋α13レバレッジ＋α14規模＋α15前期ＢＴＤ１＋εＢＴＤ２＝α1＋α2有形固定資産１＋α3有形固定資産２＋α4資産処分・評価損益＋α5貸倒引当金変化額＋α6賞与引当金変化額＋α7その他短期引当金変化額＋α8退職給付引当金変化額＋α9その他長期引当金変化額（5.5）

会計利益と課税所得の差異（ＢＴＤ）の傾向と決定要因：３種のＢＴＤの比較＋α10関係会社配当＋α11その他受取配当＋α12売上変化額＋α13総資産営業利益率＋α14役員持株比率＋α15レバレッジ＋α16規模＋α17前期ＢＴＤ２＋ε

ＢＴＤ３＝α1＋α2有形固定資産１＋α3有形固定資産２＋α4資産処分・評価損益＋α5貸倒引当金変化額＋α6賞与引当金変化額＋α7その他短期引当金変化額＋α8退職給付引当金変化額＋α9その他長期引当金変化額＋α10関係会社配当＋α11その他受取配当＋α12受取利息（5.6）＋α13研究開発費＋α14研究開発費×2003年度以後ダミー＋α15売上変化額＋α16総資産営業利益率＋α17役員持株比率＋α18レバレッジ＋α19規模＋α20前期ＢＴＤ３＋ε

第２項 データと基本統計量
本研究は2004年度時点で公開していた企業のうち銀行・証券・保険業を除く一般事業会社を分析対象企業とし、1998年度から2004年度までを分析
対象期間とする。ただし分析には前年度の情報を必要とするため、1997年
度から2004年度までの財務データを利用し、その中から分析に必要な財務データが得られた企業をまず抽出した。なお、本研究で使用している財務
データは日経メディアマーケティング社の「NEEDS‑FinancialQUEST」
から入手している。抽出された企業のうち合併を行った企業で、かつ分析の都合上、２年連続してデータを入手できない企業はサンプルから排除した。なお、売上、役員持株、営業利益と貸倒引当金に関する数値が欠損である場合はそれを含むサンプルを分析対象から排除し、それら以外の変数に関する数値が欠損である場合は当該数値を０として扱った。また外れ値が回帰分析に与える影響を考慮するために、必要となる変数について下限

が０である有形固定資産１と２、レバレッジ、関係会社配当、その他受取
配当、受取利息、そして役員持株比率については上位１％に含まれるサン
プルを排除し、それ以外の変数については上下１％に含まれるサンプルを
排除した。
表5.1
変数名
ＢＴＤ１
ＢＴＤ２
ＢＴＤ３
有形固定資産１
有形固定資産２
資産処分・評価損益
貸倒引当金変化額
賞与引当金変化額
その他短期引当金変化額
退職給付引当金変化額
その他長期引当金繰入額
関係会社配当その他受取配当
研究開発費
受取利息
売上変化
総資産営業利益率
役員持株比率
レバレッジ
規模
繰越欠損金

基本統計量

サンプル数

平均

標準偏差

最小値

最大値

8,783
7,775
10,847
10,937
10,937
10,937
10,937
10,937
10,937
10,937
10,937
10,937
10,937
10,937
10,937
10,937
10,937
10,937
10,937
10,937
10,937‑0.0078‑0.0055‑0.00970.51060.3706‑0.0061‑0.0001‑0.0004
0.00010.00140.00000.00170.00080.00790.00140.00890.04320.06090.2212
10.66590.27580.02250.01940.02830.35420.13110.01640.00170.00240.00120.01280.00140.00330.00080.01380.00190.12210.0453
0.09660.18181.26790.4469‑0.1661‑01663‑0.2166
0.00030.0951‑0.1568‑0.0141‑0.0236‑0.0141‑0.0585‑0.02030.00000.00000.00000.0000‑0.5448‑0.0904
0.00000.00007.24070.00000.10400.07400.12611.80430.77950.53100.01580.02210.01740.13530.02290.02900.00680.08630.01710.84400.3312
0.53870.745714.70211.0000

変数の定義
ＢＴＤ１：法人税等調整額／法定税率
ＢＴＤ２：（税金等調整前当期利益−申告所得）／期首総資産
ＢＴＤ３：（税金等調整前当期利益−法人税・住民税及び事業税／法定税率）／期首総資産
有形固定１：（償却対象有形固定資産＋有形固定資産減価償却累計額）／期首総資産
有形固定２：償却対象有形固定資産／償却前有形固定資産
資産処分・評価損益：（資産処分益・評価益−資産処分損・評価損）／期首総資産

会計利益と課税所得の差異（ＢＴＤ）の傾向と決定要因：３種のＢＴＤの比較

貸倒引当金繰入：Δ貸倒引当金／期首総資産
賞与引当金繰入：Δ賞与引当金／期首総資産
その他短期引当金繰入：Δその他短期引当金／期首総資産
退職給付引当金繰入：Δ退職給付引当金／期首総資産
その他長期引当金繰入：Δその他長期引当金／期首総資産
関係会社配当金：関係会社配当金／期首総資産
その他配当：（受取配当金−関係会社配当金）／期首総資産
研究開発費：研究開発費／期首総資産
受取利息：受取利息／期首総資産
売上変化：Δ売上／期首総資産
総資産営業利益率：営業利益／期首総資産
役員持株比率：役員持ち株数／発行済み株式数
レバレッジ：有利子負債合計／期末総資産
規模：売上の自然対数値
繰越欠損金：前期に申告所得のデータがあれば０、そうでなければ１のダミー変数

本研究で用いた変数の基本統計量は表5.1に示している。なお、ＢＴＤ
１、ＢＴＤ２、ＢＴＤ３については当該ＢＴＤを入手可能で、かつ当該Ｂ
ＴＤの外れ値を排除した後のサンプルの基本統計量をそれぞれ示している。またＢＴＤ以外の変数についてはすべての変数を入手可能で、かつ各変数の外れ値を排除した後のサンプルの基本統計量を示している。そのため、サンプル数がＢＴＤ１、ＢＴＤ２、ＢＴＤ３とそれ以外の変数で異なっている。本節のサンプルにおいても、各ＢＴＤの平均はやはり負である。また、不況期をサンプルにとっているためか、繰越欠損金を計上していると推定されるサンプルが、全サンプルの１／４程度存在することが注目される。
次に、各ＢＴＤと各前期ＢＴＤまで全てのデータが存在するサンプルを用いた相関係数の分析を表5.2で示している。まず、各ＢＴＤ間の相関は0.9を超えており、３つのＢＴＤがきわめて近い値となっていることがわかる。単相関で正の相関があることは、山下・奥田［2006］でも示されている。また、各ＢＴＤと前期ＢＴＤの間では正の相関となり、他の要素を退職給付引当金変化額
その他長期引当金繰入額
関係会社配当その他受取配当
研究開発費
受取利息
売上変化
総資産営業利益率
役員持株比率
レバレッジ
規模

ＢＴＤ１
ＢＴＤ２
ＢＴＤ３
前期ＢＴＤ１
前期ＢＴＤ２
前期ＢＴＤ３
有形固定資産１
有形固定資産２
資産処分・評価損益
貸倒引当金変化額
賞与引当金変化額
その他短期引当金変化額
退職給付引当金変化額
その他長期引当金繰入額
関係会社配当その他受取配当
研究開発費
受取利息
売上変化
総資産営業利益率
役員持株比率
レバレッジ
規模

1.00
‑0.01
0.01
0.01
0.01
‑0.01
‑0.03
‑0.02
0.03
0.02

その他長期引
当金繰入額

退職給付引
当金変化額

1.00
0.01
‑0.02
‑0.01
‑0.01
0.02
0.03
0.00
‑0.01
0.01
‑0.02

1.00
0.95
0.06
0.11
0.10
‑0.04
0.05
0.23
‑0.05
‑0.04
‑0.04
‑0.67
‑0.06
0.05
‑0.02
‑0.04
0.00
‑0.01
0.14
0.06
‑0.09
0.01

ＢＴＤ２

1.00
0.92
0.92
0.05
0.06
0.06
‑0.01
‑0.01
0.18
‑0.05
‑0.09
‑0.04
‑0.68
‑0.05
0.02
‑0.01
‑0.05
‑0.01
‑0.09
‑0.05
0.00
‑0.03
0.01

ＢＴＤ１

1.00
0.93
0.93
0.00
0.01
0.08
‑0.04
0.05
0.01
‑0.09
0.00
0.00
0.02
‑0.05
0.02
0.07
‑0.01
0.02
‑0.01
0.01

前
期
ＢＴＤ１

1.00
0.95
‑0.04
0.08
0.07
‑0.04
0.05
0.01
‑0.09
0.00
0.02
0.00
‑0.06
0.04
0.10
0.15
0.09
‑0.06
‑0.01

前
期
ＢＴＤ２

1.00
0.06
0.21
‑0.05
‑0.03
‑0.08
‑0.13
‑0.06
0.16
1.00
0.07
‑0.01
‑0.10
‑0.16
‑0.25
‑0.02
0.15

1.00
‑0.02
‑0.04
0.07
‑0.09
‑0.11
0.06

1.00
0.02
0.00
0.05
‑0.10
0.06

受取利息

1.00
0.03
‑0.02
0.07
‑0.05
0.04
0.01
‑0.10
0.01
0.12
0.05
0.01
0.03
0.06
0.04
‑0.03
‑0.04
0.04

前
期
ＢＴＤ３

1.00
0.41
0.17
0.00
0.02

売上変化

1.00
‑0.43
0.00
‑0.01
‑0.04
‑0.02
‑0.01
0.01
0.05
0.13
0.12
‑0.22
‑0.08
‑0.15
‑0.23
0.26
0.06

1.00
0.31
‑0.22
‑0.12

総資産営
業利益率

1.00
‑0.02
0.03
0.06
0.02
0.02
‑0.01
‑0.18
‑0.20
‑0.26
0.03
0.19
0.28
0.36
0.10
‑0.08

1.00
0.00
0.02
0.00
‑0.03
‑0.01
‑0.01
0.00
0.00
0.03
0.01
0.02
0.02
0.02

貸倒引当
金変化額

1.00
0.01
‑0.34

1.00
0.06

役員持株
レバレッジ
比率

1.00
‑0.04
0.00
0.02
‑0.01
‑0.03
‑0.01
0.03
‑0.04
0.01
0.01
‑0.07
0.02
‑0.01
‑0.02

有形固定 有形固定 資産処分・
資産１
資産２
評価損益

各変数の相関関係（Ｎ 4.854）

関係会社 その他受
研究開発費
配当
取配当

1.00
0.07
0.11
0.15
0.03
‑0.06
0.23
‑0.05
‑0.05
‑0.03
‑0.66
‑0.06
0.17
0.03
0.04
0.00
‑0.06
0.04
‑0.06
‑0.08
0.06

ＢＴＤ３

表5.2

1.00

規模

1.00
0.01
0.02
0.01
‑0.02
‑0.03
0.01
0.02
0.25
0.18
0.06
‑0.01
‑0.04

1.00
‑0.01
‑0.05
0.03
0.02
0.01
0.01
0.04
0.00
0.00
0.01
0.05

賞与引当 その他短期引金変化額 当金変化額

会計利益と課税所得の差異（ＢＴＤ）の傾向と決定要因：３種のＢＴＤの比較考慮に入れないならば、日本企業のＢＴＤも米国企業のそれと同様に持続性があることがわかる。
説明変数と被説明変数間では、各ＢＴＤと退職給付引当金変化額が0.65を超える相関があることが注目される。これは、年金会計の導入により退職給付引当金の設定額が増加したこと、並びに法人税法上退職給付引当金の法定繰入額が徐々に減少していったことと相まって生じている結果と思われる。なお、説明変数間では0.5を超える相関関係は見られないため、
多重共線性の問題は無視しても差し支えないと考えられる。

第３項 検証結果
本研究の検証結果は表5.3で示したとおりである。前期申告所得の有無に依存しないサンプル（すなわち、ＢＴＤと繰越欠損金の有無の関係を中心に分析するためのサンプル）を用いた結果が上段に、前期申告所得が存在するサンプル（すなわち、ＢＴＤと前期ＢＴＤの関係を分析するためのサンプル）のみを用いた結果が下段に示されている。
まず、（a）制度的要因のうち一時差異を生み出す要因の分析を行う。有形固定資産１は４モデルにおいてＢＴＤと正に相関しており、うち３モデ
ルにおいては統計的にも１％水準で有意である。これに対して有形固定資産２は５モデルにおいてＢＴＤと負に相関しており、うち３モデルにおいては統計的にも10％水準で有意である。特に後者は仮説と整合的であり、減価償却などの影響で資産の若さとＢＴＤとの間に相関があることが示されたと考えられる。
次に資産処分・評価損益は全てのモデルにおいてＢＴＤと正の相関があり、統計的にも１％水準で有意である。このことから資産処分・評価損益に含まれる資産の評価損益の大部分は実際に日本企業の一時差異を生み出す原因となっており、その結果、それがＢＴＤの決定要因となっていると考えられる。また、t 値が極めて高いことは米谷［2006］と同様である。

有形固定資産１
有形固定資産２
資産処分・評価損益
貸倒引当金変化額
資産処分・評価損益
その他短期引当金変化額
退職給付引当金変化額
その他長期引当金繰入額
関係会社配当その他受取配当
受取利息
研究開発費
研究開発費×2003年度以後ダミー
売上変化額
総資産営業利益率
役員持株比率
レバレッジ
規模
前期ＢＴＤ
繰越欠損金
サンプル数
決定係数

有形固定資産１
有形固定資産２
資産処分・評価損益
貸倒引当金変化額
賞与引当金変化額
その他短期引当金変化額
退職給付引当金変化額
その他長期引当金繰入額
関係会社配当その他受取配当
受取利息
研究開発費
研究開発費×2003年度以後ダミー
売上変化額
総資産営業利益率
役員持株比率
レバレッジ
規模
前期BTD
サンプル数
決定係数
＊＊＊

表5.3

検証結果

モデル
係数

（5.1）
ｔ値

モデル
係数

（5.2）
ｔ値

0.026
‑0.0360.374‑0.400‑0.052‑0.489‑0.816‑0.228

5.17
‑4.91
21.44
‑2.89
‑0.50
‑2.72
‑44.78‑1.08

0.001‑0.0100.355‑0.615‑0.382‑0.790‑0.901‑0.8780.660‑0.208

0.27
‑2.25
21.44
‑5.42
‑4.84
‑4.71
‑67.66
‑5.53
6.45
‑0.53

‑0.0020.022‑0.028‑0.0250.005‑0.144
0.014
7,112
0.148

‑0.67
1.57
‑2.74
‑3.95
1.87
‑14.05
15.41

モデル
係数

（5.4）
t値

0.022
‑0.0260.352‑0.525‑0.239‑0.847‑0.888‑0.355

4.28
‑3.80
18.13
‑3.76
‑2.44
‑4.47
‑52.91‑1.52‑0.008‑0.024‑0.020‑0.0240.008‑0.158
5,414
0.177

‑3.06
‑1.80
‑2.25
‑3.75
3.14
‑13.73

＊＊＊
＊＊＊
＊＊＊
＊＊＊

＊＊＊
＊＊＊

＊＊＊
＊＊＊
＊

＊＊
＊＊＊
＊＊＊
＊＊＊
＊＊＊
＊＊＊
＊＊＊
＊＊＊

‑0.0120.045‑0.005‑0.007
0.003

‑6.05
4.60
‑0.86
‑1.72
1.74

＊＊＊

0.006
7,696
0.400

8.03

＊＊＊

モデル
係数

（5.5）
t値

‑0.001‑0.0070.388‑0.636‑0.413‑0.806‑0.918‑0.925
0.688
0.132

‑0.16
‑1.62
22.56
‑5.64
‑5.35
‑4.88
‑69.24
‑5.89
6.77
0.34

＊＊＊

＊
＊

＊＊＊
＊＊＊

＊＊＊
＊＊＊
＊＊＊
＊＊＊
＊＊
＊＊＊
＊＊＊

＊＊＊
＊
＊＊
＊＊＊
＊＊＊
＊＊＊

有意水準１％。＊＊有意水準５％。＊有意水準10％‑0.0130.042‑0.006‑0.0060.003‑0.125
7,049
0.408

‑6.35
4.33
‑1.07
‑1.48
1.84
‑12.74

＊＊＊
＊＊＊
＊＊＊
＊＊＊
＊＊＊
＊＊＊
＊＊＊

＊＊＊
＊＊＊

＊
＊＊＊

モデル
係数

（5.3）
ｔ値

0.016
‑0.0070.699‑0.6780.223‑0.433‑0.813‑0.877
0.790
0.129
0.048
‑0.3730.268‑0.0120.281‑0.016‑0.040
0.001
0.016
0.010
10,742
0.293

4.02
‑1.22
44.15
‑5.07
2.30
‑2.37
‑47.22
‑5.19
6.53
0.26
0.20
‑6.38
8.46
‑4.85
24.12
‑1.86
‑8.17
0.56
4.02
12.61

モデル
係数

（5.6）
t値

0.000
0.008
0.528
‑0.817‑0.207‑0.453‑0.908‑1.030
0.965
0.244
0.260
‑0.2540.265‑0.0160.082‑0.002‑0.021
0.011‑0.093
7,863
0.241

‑0.11
1.49
29.20
‑6.04
‑2.24
‑2.39
‑57.87
‑5.56
7.88
0.52
1.14
‑4.71
9.10
‑6.69
7.33
‑0.34
‑4.19
5.70
‑9.26

＊＊＊

＊＊＊
＊＊＊
＊＊＊
＊＊
＊＊＊
＊＊＊
＊＊＊

＊＊＊
＊＊＊
＊＊＊
＊＊＊
＊
＊＊＊

＊＊＊
＊＊＊

＊＊＊
＊＊＊
＊＊
＊＊
＊＊＊
＊＊＊
＊＊＊

＊＊
＊＊＊
＊＊＊
＊＊＊

＊＊＊
＊＊＊
＊＊＊

会計利益と課税所得の差異（ＢＴＤ）の傾向と決定要因：３種のＢＴＤの比較

次に引当金変化額については、モデル（5.3）の賞与引当金変化額を除
いてＢＴＤと負の相関があり、さらにモデル（5.1）およびモデル（5.3）の賞与引当金変動額とモデル（5.4）のその他長期引当金繰入額を除いて統計的に有意となった。このことから引当金変化額は実際に日本企業で負のＢＴＤを生み出しているといえる。また、退職給付引当金変化額のｔ値は極めて高いことが特筆される。これは、年金会計の導入や退職給付引当金の法定繰入廃止などに伴い、退職給付引当金が負のＢＴＤを大きく生み出す要因となったことを示唆していると考えられる。
次に永久差異を生み出す要因については、関係会社配当は４モデル全てにおいてＢＴＤと正の相関があり、統計的にも１％水準で有意である。これに対して、その他受取配当は３モデルにおいて正の相関があるものの、統計的に有意ではない。これは、連結納税制度の実施によりその他受取配当の益金不算入限度額が縮小したことで、正のＢＴＤを生み出す余地が小さくなっていることにより生じた結果であると推測される。
税額控除に関する研究開発費についてはモデル（5.3）と（5.6）でＢＴ
Ｄと有意に負の相関がある。ただし2003年度以後は有意に正となっている。この結果は第３節の製薬業における分析と首尾一貫しており、少なく
とも2003年度の税額控除制度拡充により試験研究費は正のＢＴＤを生み出す要素となったのではないかと推測できる。なお、受取利息についてはＢ
ＴＤと正の相関を持つものの両モデルにおいて統計的に有意ではなかった。このことから、受取利息の税額控除によって生じるＢＴＤはそれほど大きくないと考えられる。
次に（b）ガバナンス要因たる役員持株比率とレバレッジの分析に移る。
役員持株比率は全てのモデルにおいてＢＴＤと負の相関があり、これは米谷［2006］と同様の結果である。このことから、報酬との連動性が高まれ
ば、フリンジ・ベネフィット追求よりも業績を高めることにつながることが日本でも示唆されたと考えられる。しかしながら、統計的に５％水準で有意であるのは３モデルにとどまるため、そのような仮説の適合性はガバ
ナンス圧力の程度によって異なる可能性がある。どのような企業の役員報酬とＢＴＤとの相関が強いかは今後の課題であるといえる。
またレバレッジに関しても全てのモデルでＢＴＤと負の相関があり、５つのモデルで統計的に10％水準で有意であり、米谷［2006］と同様の結果を得た。これは債権者から資金を社内にとどめるプレッシャーおよび節税
インセンティブの減少効果が、財務制限条項抵触のおそれによる利益増加
インセンティブを上回っていると考えることができる。
（c）投資機会については、まず売上変化は５モデルにおいてＢＴＤと負の相関があり、４モデルにおいては統計的に10％水準で有意である。この結果は予想符号と逆であり、また Manzon and Plesko［2002］の結果とも異なるものの、山下・奥田［2006］でも同じような結果が確認されており、日本企業のＢＴＤに特徴的な現象であると考えられる。しかし、このような結果は投資機会仮説と齟齬をきたすことになるため、その解釈は今後の課題である。
これに対して収益性（総資産営業利益率）は５モデルにおいてＢＴＤと正の相関があり、そのうち４モデルで統計的に５％水準で有意である。このことから企業の収益力が向上すると投資機会が増加し、その分、節税行動の余地が増加していると考えられる。なお、統計的に有意に正でなかったのはモデル（5.1）と（5.4）であり、これらはともにＢＴＤ１を被説明変数とするモデルである。ＢＴＤ１は法人税等調整額を用いた指標であり、その結果評価性引当額の影響も受けていると考えられる。つまり、収益力が低い企業は評価性引当額を設定せざるを得ず、その結果ＢＴＤは正の方向に動くと考えられる。この効果があるために、ＢＴＤ１を用いたモデル（5.1）と（5.4）のみＢＴＤと収益力に正の相関が見られなかったと推測できる。
次に（d）ノイズ要因に関する分析に移る。規模に関しては、全モデル

会計利益と課税所得の差異（ＢＴＤ）の傾向と決定要因：３種のＢＴＤの比較

でＢＴＤと正の相関があり、５モデルで10％水準ではあるが、統計的にも有意であった。このことから、規模が大きい企業の方がより税務政策により節税を行う余地が大きい可能性があるといえよう。
次に前期ＢＴＤについては４モデルで当期ＢＴＤと負の相関があり、統計的にも１％水準で有意である。このことから制度その他の要素を考慮に入れると、米国企業とは異なって日本企業のＢＴＤは反転する傾向にあると考えられる。こうした傾向は山下・奥田［2006］でも確認されている。
最後に繰越欠損金については、３モデル全てでＢＴＤと正に相関しており、統計的にも１％水準で有意である。これは本来の課税所得から繰越欠
損金の当期利用分を控除することができるためであり、日本企業は実際に
繰越欠損金を利用することでＢＴＤが発生していると考えられる。

第６節

おわりに

本研究では、ＢＴＤ研究の必要性やその動向を確認し、日本企業のＢＴ
Ｄに関する実態的・実証的分析を行った。まず第２節では、米国を中心に展開されてきたＢＴＤの情報内容や決定要因に関する先行研究を詳細にレビューした上で、ＢＴＤ研究で用いられている３種類のＢＴＤ概念の特徴を明らかにした。
第３節では、日本において実際に３種類のＢＴＤを求め、その傾向を分析した。その結果、３種類のＢＴＤは概して同じような傾向を示している
ことがわかった。しかしながら、ＢＴＤ２が他のＢＴＤと比較してやや大きいことも明らかとなった。また、このような傾向は業種毎に異なることも明らかになった。
第４節では正のＢＴＤが生じる理由とＢＴＤ間の乖離が生じる要因についてそれぞれ特徴的な企業をとりあげ、ケース分析を行った。その結果、正のＢＴＤが生じる理由としては、繰延税金資産の減少、益金不算入項目

である永久差異の発生、あるいは繰越欠損金の当期利用が主に理由としてあげられることがわかった。また、ＢＴＤ間の乖離が生じる要因について
は益金不算入である永久差異の存在や、税額控除や留保金課税のような申告所得の計算とは別に算定される税金の存在が強く影響していることが示された。
最後に第５節では各ＢＴＤの決定要因について多変量分析を行った。その際考慮に入れた要素は一時差異や永久差異を生み出す制度的要因、ガバ
ナンス要因、投資機会、ノイズ要因の４つである。この分析により、制度的要因のみならず、ガバナンス要因、投資機会、ノイズ要因もＢＴＤの決定要因として認められることが明らかとなった。したがってＢＴＤの情報
内容には、単に会計利益と課税所得の計算システムの相違だけでなく、経営者の意図や裁量も反映されている可能性があると考えられる。そのため今後のＢＴＤ研究では、ＢＴＤの情報内容と経営者の意図や裁量の関係を
さらに明らかにする必要がある。
なお、どの分析においても、３種類のＢＴＤは同じような傾向を示しているものの、細部においては異なっていることも明らかになった。特に、今後ＢＴＤ２を測定できなくなることを鑑みると、推定誤差を含みやすい
ＢＴＤ１やＢＴＤ３がどのような情報内容をもつかについてさらなる深い研究が必要であると思われる。

【付記】本研究は、奥田が助成を受けている平成18〜20年度文部科学省科学研究費補助金若手研究（Ｂ）（課題番号18730308）による研究成果の一部、および山下が助成を受けている平成18〜19年度文部科学省科学研究費補助
金基盤研究（Ｃ）（課題番号18530357）による研究成果の一部である。

会計利益と課税所得の差異（ＢＴＤ）の傾向と決定要因：３種のＢＴＤの比較【脚注】
1）第２節で示すように、日本でもＢＴＤが有用な情報となりうることを示す研究は存在するが、十分に証拠が蓄積されているとはいえない。
2）例えば米国では内国歳入庁（ＩＲＳ）より conﬁdential なデータを入手する事で分析を行っている研究がある。詳しくは第２節を参照されたい。
3）本研究ではこの問題を第５節において取り扱う。
4）差異の総額ではなく、差異を生じさせる特定の項目に焦点を合わせている研究も存在する。例えば、Barragato and Weiden［2004］や Mills and Newberry［2005］などを参照のこと。
5）Mills［1998］、Mills and Sansing［2000］、Mills and Newberry［2001］、 お よ びMills, Newberry and Trautman［2002］などのように、納税申告書のデータを利用している研究も存在する。
6）Hanlon［2003］は、このような方法で課税所得を推定する場合の問題点を指摘している。
7）会計政策には一般に公正妥当と認められた会計処理の原則・手続・表示方法の中か
ら１つの会計処理方法を選択し、直接的に会計数値をコントロールする「技術的会計政策」と、会計数値の前提となる事業活動のベクトルを制御し、間接的に会計数値をコントロールする「実質的会計政策」がある（伊藤［1996］）。
8）ただし外れ値の影響を排除するため、いずれの変数も上下１% のデータは外している。また全てのＢＴＤは期首総資産によって除している。なお、第５節の分析においては説明変数の外れ値も排除しているため、サンプル数は本節の方が多い。
9）山下・奥田［2006］は、本研究でのＢＴＤ２のみを分析対象としている。
10）年金会計導入前は退職給与引当金であったが、モデルに関する部分は、退職給与引
当金と退職給付引当金を特に区別せずに、退職給付引当金と統一して記述する。
11） 税務上益金不算入となる関係会社は25％以上の株式を保有している会社である。
ただ、税務上の関係会社のデータは直接得られないため、本研究では代理変数として会計上の関係会社の受取配当のデータを用いている。
12）二重課税排除のための税額控除には他に外国税額控除もあるが、海外での事業活動に関するデータが利用出来なかったため、本研究では分析していない。
13）本研究では対象に入れていないが、外国税額控除や試験研究費の繰越控除制度などの影響により、税額控除とＢＴＤ１は負の相関がある可能性がある。
14）このような証拠を提示している先行研究としては、Leftwich［1983］がある。
15）このような主張をする先行研究としては、Mills and Newberry［2001］がある。
16）税顧客効果に関しては Scholes et al.［2004］が詳しい。
17）なお、償却対象資産の若さを示す有形固定資産２、役員持株比率とレバレッジ、そして規模以外の各変数は期首総資産で除している。

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