論文

確定拠出年金制度とキャッシュバランスプランの導入要因＊
Determinants of Japanese New Corporate Pension Plans

吉

田

和

生（名古屋市立大学

教授）

Kazuo Yoshida, Nagoya City University
2008年５月26日受付；2008年８月19日改訂稿受付；2009年２月６日最終稿受付；
2009年２月15日論文受理
要約

2001年10月に確定拠出年金法が、2002年４月に確定給付企業年金法が施行され、これによりわが国の企業は確定拠出年金制度（DC）とキャッシュバランスプラン（CB）を採用できるようになった。本稿
では、この２つの新しい企業年金制度の採用に焦点をあてて、東証１部上場３月決算企業を対象に企業の採用要因について実証的に分析している。分析の結果、退職給付債務が多い企業ほどDC制度やCB制度を、
キャッシュフローの変動が大きい企業ほど CB 制度を採用しており、リスクヘッジが主要な決定要因になっていると考えられる。また、DC 制度移行時における積立不足の解消義務から、積立不足が多く業績の良くない企業でも CB 制度を採用しやすく、実際に採用している。そして、アメリカと異なり大企業ほど新制度の採用がすすんでおり、年齢や賃金といった従業員に関連する要因も経営者の意思決定に影響を与えている。
Summary
Corporate pension laws enforced in Oct. 2001 and Apr. 2002 have made it possible for Japanese firms toprovide American-style pension plans, defined-contribution （DC） and cash-balance （CB）, to theiremployees. To analyze the empirical determinants of adopting the new pensions, I examined the companies
listed on the first section of Tokyo Stock Exchanges as of the fiscal year ended March. The key findings ofthe paper are that the likelihood of adopting these plans rises with an increase in the liability of the firm s
existing defined-benefit pension and the likelihood of adopting CB plans does with it in the variability of thefirm s cash flow. These are consistent with the implication of new pension adoptions based on risk hedge
incentives. The less profitable firms also newly manage CB plans, while the firm s profitability becomes animportant consideration because of the mandated liquidity requirement for converting to DC plans.
Concerning the firm size, it is positively correlated with the probability of the firm s adopting plans, in sharp
contrast to what has been found for U.S. firms. Labor market variables such as the average age of
employees and the firm s average annual compensation per employee appear to have some explanatory
powers in the Japanese pension context.

＊本稿は第２回現代ディスクロージャー研究カンファレンス（早稲田大学、2008年７月19日）での報告論文を加筆、修正したものである。
カンファレンスを準備して頂いた薄井彰先生（早稲田大学）、司会を引き受けて頂いた奥村雅史先生（早稲田大学）、貴重なコメントを頂いた野坂和夫先生（あずさ監査法人）に深くお礼申し上げる。当該フロアにおいて柴健次先生（関西大学）、金子誠一先生（日本
証券アナリスト協会）から、また、現代会計政策研究会（名古屋市立大学、2007年12月）において星野優太先生（名古屋市立大学）、
野口晃弘先生（名古屋大学）、小川淳平先生（名古屋市立大学）から、そして、本誌のレフェリーから貴重なコメントを頂いた。ここに記して心より感謝申し上げる。
連絡住所：吉田和生 〒467-8501 名古屋市瑞穂区瑞穂町山の畑１ 名古屋市立大学大学院経済学研究科–1–

●現代ディスクロージャー研究●2009年3月

No.9

る。資産運用は企業が一括して行うが、仮想口座

１．序により個人別の持分が明確になっている。特に、わが国の退職金・年金制度は、主に社内積み立

この制度においては DC 制度に設定されている税ての一時金制度と社外積み立ての企業年金制度

法上の掛金の上限はなく、企業が利用しやすくな（適格年金と厚生年金基金）に分かれており、企っている。

業はこれらを組み合わせて利用している。
しかし、以上のように企業年金制度の多様化が急速に進

これらはいずれも確定給付制度であり、運用の失んでおり、各企業の制度の選択は企業や従業員に敗によって積立不足が発生し、それを企業が負担影響を及ぼし、また会計情報を理解するうえで重しなければならない。バブル崩壊後の資産市場の要な問題になっている３）。ほぼ同時に２つの制度

低迷からこの負の側面が問題１）となり、企業がが創設されたことから、DC 制度を採用している負担する費用を確定できる制度の創設が期待され企業もあれば、CB 制度を採用している企業もあた。これをうけて2001年６月に確定拠出年金法

る。また、どちらの制度も採用していない企業もが成立し、同年10月に確定拠出年金制度（以下、多数存在している。こうした企業間における企業

DC と略す）が導入された。この制度はアメリカ

年金制度の違いはどこから生じているのか。企業

で先に普及していたのを日本にとり入れたものの経営者はさまざまな視点から制度の選択につい

で、その根拠となるアメリカの税法規定から日本て意思決定を行っており、これを解明するのが本版401（ｋ）制度とも呼ばれている。個人別に投稿の目的である。

資勘定が設定され、各個人の希望にあった資産運

本稿は当該分野の研究において、いくつかの貢用を行うことができる。また、この制度はポータ献があると考えられる。第一に、わが国の企業にビリティを備えており、転職する従業員にとって新制度が導入されて間がないので、関連する実証は制度の継続が可能でメリットがあるとされてい研究は非常に少ない。DC 制度については臼杵る。

（2005）が分析しているが、CB 制度をとりあげ

一方、
確定給付制度の改革も急速に実施された。

た研究はなく、本稿が最初のものであろう。第二90年代の運用の失敗から、受給権の保護や受託者に、本稿では同様な性質を持つ両制度がほぼ同時責任といったガバナンス上の問題が明らかとに導入された経緯から、従来の確定給付制度からなり、これに対応する制度の改革が行われた。

両制度への移行についてとりあげている。３つの2002年４月に施行された確定給付企業年金法に制度をとりあげて分析することによって、企業年

よって規約型企業年金と基金型企業年金が創設さ

金制度の選択に関する企業の意思決定メカニズム

れるとともに、適格年金制度が廃止され、厚生年が解明できると考えられる。第三の貢献として、金基金制度の代行部分の返上が認められようにな

わが国の特殊性について分析していることがあげった。また同時に、キャッシュバランスプラン（以られる。アメリカでは確定給付制度の終了につい

下、CB と略す）の採用も可能になった。これはて 多 く の 研 究 が あ り、Thomas（1989）、

確定給付制度であるが、DC 制度の性質も備えて

Mittelstaedt（1989）や Hsieh et al.（1997）等はおり両者の中間的な性質を持つ制度である。将来

超過資産の回収に焦点をあてて議論している。その給付額は元本部分が保証されているが、それにして、Niehaus and Yu（2005）は、新制度の選上乗せされる利息部分は金利水準によって変動す択について回収資産に課される税金の視点から分

２）

–2–

確定拠出年金制度とキャッシュバランスプランの導入要因（吉田）析している。しかし、わが国では企業年金制度のリスク以外の要因から分析した研究として、歴史が短く、1990年代の経済環境からの影響も

Dorsey（1987）、Ippolito（1995）や Kruse（1995）

あり、多額の積立不足が残っている。超過資産とがあげられる。Dorsey（1987）は給付カーブや積立不足では、企業におけるその財務的効果は正積み立ての点で企業年金制度を比較し、確定給付反対になっている。本稿ではリスクや労働要因と制度が長期雇用や生産性のコントロールに有効でいったアメリカと同様な議論に加えて、積立不足あることを指摘している。そして、産業、転職率に関連するわが国の特殊性（解消義務）についてや労働組合について実証的に分析し、これらの変分析している。

数の説明力があることを明らかにしている。
また、
Ippolito（1995）は DC 制度の普及について、①製造業から非製造業への従業員のシフト、②1980

２．先行研究年代における確定給付制度にかかる管理コストの確定給付制度から DC 制度への移行を分析した

増加、③1979年における便利な401（k）制度の研究は多く行われているが、特にリスクに焦点を導入という３つの視点から議論している。従業員

当てた研究として Stone（1991）
や Petersen（1994）のシフトを調整しても、それ以上に DC 制度の採があげられる。Stone（1991）は DC 制度への移用が多く、また管理コストの増加は中小企業に顕行によって、
企業は確定給付制度における保険料、著であることから、①と②の視点だけでは十分に数理計算費用や会計コスト等を減らすことができ説明ができない。確定給付だけでなく他の DC かるほか、運用リスクやインフレリスクを従業員にら401（k）制度への移行も多く、③の効果が大転嫁できるとしている。
こうしたリスクの転嫁は、きいとしている。同様に DC 制度の普及を分析し通常の場合には従業員に受け入れられないが、企た Kruse（1995）は、確定給付制度からの移行は業業績が低下した場合、雇用の継続と交換で受け少なく、企業年金のない企業による採用と確定給

入れられやすい。これらの経済的な効果から、財付との併用であることを指摘している。そして、務的に圧迫している企業ほど DC 制度を採用する

前者においては管理コストの違いや従業員のシフとしている。また、Petersen（1994）は DC の利トが主要な採用要因となっているが、後者の企業益分配制度に焦点を当てて、株主と従業員のリス行動を説明することは難しいとしている。

ク配分について議論している 。確定給付制度でDC 制度に比べて数少ないが、CB 制度についは給付額は給与にリンクし、その掛金は固定されても分析が行われており、
Niehaus and Yu（2005）、ているが、利益分配制度では掛金は業績に連動し、D'Souza et al.（2006） や Kapinos（2007） が あ

企業の業績やキャッシュフローの変動を抑制するげられる。Niehaus and Yu（2005）は DC 制度

効果を持っている。そして、これらの変動を抑えと CB 制度の選択について分析し、管理コストのることによって企業評価の向上につながるとして違いのほか、超過回収資産に課される税金が経営いる。リスクに焦点を当てた Stone（1991）と者の意思決定に大きな影響を与えていると指摘しPetersen（1994）の研究はともに業績の良くなている。特にその税金が高くなった1990年後、い企業ほど DC 制度を採用するとし、財務スコア

積立水準が高い企業ほど資産の回収を行わないやキャッシュフローの変動等によって実証的に検CB 制度を選択していることを明らかにしている。

証し、仮説に整合する結果を析出している。

また、D'Souza et al.（2006）は CB 制度への移行

４）

–3–

●現代ディスクロージャー研究●2009年3月

No.9による利益効果に着目して分析している。確定給た。その必要性は固定した支払いが多い財務リス

付から CB 制度に移行する場合、基礎率についてクの高い企業ほど高く、したがって、退職給付債

企業の裁量が認められており、給付債務を削減で務や負債といった契約債務の多い企業ほど新しいきる可能性がある 。このため、業績の良くない

企業年金制度を採用すると考えられる。また同様

企業ほど CB 制度を採用しているとしている。まな視点から、キャッシュフローの変動が大きい企

た、Kapinos（2007）は、確定給付に比べて CB

業ほどリスクヘッジの必要性が高く、新制度の採制度は給付カーブがフラットで若年層に有利で、用に積極的であると考えられる。
以上のことから、

ポータビリティの点から転職確率の高い従業員に

リスク６）に関連して次の２つの仮説を提起する。

魅力的であるとしている。労働組合、年齢や転職

契約債務仮説：退職給付債務や負債が多い企業ほ率などの従業員変数をとりあげて分析し、高年層

ど、DC 制度や CB 制度を採用する。

を重視する傾向が強い労働組合を組織している企

キャッシュフロー変動仮説：キャッシュフローの業ではCB制度が少ないことを明らかにしている。

変動が大きい企業ほど、DC 制度や CB 制度を採５）以上のように、アメリカの研究では財務要因と用する。

労働要因の両方から多くの議論が行われている。
また、損失に対する企業の反応はその負担能力に関係しており、その点で企業の業績が問題とな

３．検証仮説る。業績の良い企業は、予想外の損失が発生した
ここでは、DC 制度や CB 制度の採用要因につ場合でも追加的なコストを負担することは可能でいてリスクを中心とする財務要因の視点から仮説あるが、業績の悪い企業は対応することが難しく、を提起する。そして、補足的に従業員の特性や労事前にリスクを減らすことができればそれを選択

働市場の違い等の労働要因に関連する仮説も提起する傾向が強い。そのため、業績の悪い企業は予する。

想外の利益の獲得よりも損失の回避を優先して、従来の確定給付制度では企業に運用責任があ

DC 制 度 や CB 制 度 を 採 用 す る と 考 え ら れ る。

り、運用成果がよい場合には将来の掛金負担は少Stone（1991） や D'Souza et al.（2006） 等 の ア

なくなるが、悪い場合には追加的な負担が発生すメリカの研究においても、負債の軽減や配当維持る。それに対して DC 制度では企業に運用責任は等の関係から、業績の悪い企業ほど DC 制度やなく、コストは一定の掛金に固定されており、従CB 制度を採用するという結果を明らかにしてい業員に運用リスクを転嫁することができる。
また、る。ただし、アメリカの研究は超過積み立てにおCB 制度においては債務の金利感応度が非常に低ける分析で、積立不足状態が一般化しているわがく、これに合わせた資産運用を行うことによって、国では異なる。特に、DC 移行時の積立不足の解企業はリスクを減らすことができる。周知のとお消義務から反対の仮説が考えられる。厚生年金基り1990年から2000年代前半にかけて株式市場が金制度から DC 制度に移行する場合、一括拠出、低迷し、同様に企業業績も悪化したため、リスク

または給付減額を行って責任準備金で測定した積を管理することが企業において重要な課題となっ立不足を解消しなければならない（厚生年金基金

た。特に損失が発生した場合、その負担を減らす

令41の６）。また、適格年金制度から DC 制度にためにリスク分担の仕方を変更する必要がでてき移行する場合も同様な規定となっている（法人税–4–確定拠出年金制度とキャッシュバランスプランの導入要因（吉田）

法施行規則附則５条（２）二）。解消の方法とし図し、将来の給付額は運用成果によって変動する。

て一括拠出を選択する場合、資金を調達する必要

年齢が高い場合、運用の失敗は退職所得の減少をがあり、その調達能力が DC 採用を決定すると考決定づけるので、従業員は資産運用に消極的になえられる。資金調達能力の点からみた場合、業績

るが、年齢が低い場合、長期運用による損益相殺の良い企業ほど DC 制度を採用しやすく 、業績（リスク分散）が期待できるため積極的になれる。

について次の仮説を提起する。

また、若い従業員ほど定年前に転職する可能性が業績仮説：業績の良くない企業ほど DC 制度や高いことを仮定すると、ポータビリティを備えた

CB 制度を採用しようとするが、DC 制度についDC 制度は当該従業員にとって魅力的である。さては積立不足の解消のため業績の良い企業ほど採らに、Dorsey（1987）が議論しているように、用しやすい。

従来の制度ではバックローディング（S 字型の給７）付カーブ）が大きいが、DC 制度ではフラット化
2001年の退職給付会計基準の導入によって、されている。若い従業員は DC 制度に移行するこ

それまで開示されていなかった積立不足が公表さとによって、確定給付制度のバックローディング

れることになった。わが国の多くの企業では積立分を早く回収できる。バックローディングについ不足があり、企業評価との関係で、これを少なくては CB 制度においても同様で、若年労働者に有することが重要な課題となっていた 。それを実利な制度である９）。こうした資産運用、ポータビ

施する方法のひとつとして新制度の採用があげら

リティとバッグローディングの議論から、従業員れる。DC 制度は確定給付制度でないので給付債の年齢について次の仮説を提起する。

務がなく、したがって積立不足（給付債務−年金

年齢仮説：従業員の年齢が低い企業ほど、DC 制

資産）は存在しない。また、CB 制度では債務の度や CB 制度を採用する。

８）

金利感応度に合わせた資産運用を行うことによって、多額の積立不足が発生する可能性を抑えるこ

従来の確定給付制度と DC 制度の大きな違いととができる。したがって、問題がより深刻である

して積立不足の有無があげられる。1990年代のと思われる積立不足が多い企業ほど、DC 制度や後半、積立不足が問題となり、多くの企業でそのCB 制度を採用すると考えられる。しかし、前述対策を実施したが、Ippolito（1985）等が指摘すの規定によって、DC 制度に移行する場合、そのるように積立不足には従業員の行動や態度を管理

移行部分について積立不足を解消しなければならできるというメリットがある。十分な積み立てをない。そのため、DC 制度については積立不足が行っている場合、退職金の支払いは保証されるが、少ない企業ほど採用しやすく、次の仮説を提起す行っていない場合、その支払いは企業の将来業績る。

によって左右される。従業員は企業のボンドホル

積立不足仮説：積立不足が多い企業ほど DC 制度

ダー（債権者）になり、退職までの将来にわたりや CB 制度を採用しようとするが、DC 制度につ企業とより親密な利害関係を結ぶことになる。こいては解消義務から積立不足が少ない企業ほど採のため、積立不足には従業員の怠業や過度な賃上用しやすい。

げ等を抑制する効果があり、従業員が団結して経営者に対立する可能性が大きい場合、積立不足のDC 制度では、従業員自身が積立金の運用を指ある制度が有効であると考えられる10）。この DC–5–

●現代ディスクロージャー研究●2009年3月

No.9

制度に関する議論は Dorsey（1987）が行っていDorsey（1987）は転職率と DC 制度の関係を分るが、CB 制度についても Kapinos（2007）が議析しており、本稿でも次の仮説を提起する。

論し、労働組合は高年労働者の意見を重視しやす

転職仮説：転職率の高い産業に属する企業ほど、く、給付カーブの変更によって損失が生じる制度

DC 制度を採用する。

に消極的であるとしている。以上のことから、次の組合仮説を提起する。

Parsons（1972）は OJT（On the Job-Training）

組合仮説：労働組合が組織されている企業ほど、と賃金の関係を理論的に分析し、負の関係がある

DC 制度や CB 制度を採用しない。

ことを明らかにしている。そのため、従業員の賃金が高い企業では OJT が少なく、長期熟練や早確定給付制度は従業員の退職金をファンドとし期における転職抑制の必要性は低いと考えられて一括で運用しているので、その管理コストは固る。また、Dorsey（1987）
は、資産選択の点から、定的な部分が中心となっている。CB 制度もその高賃金の従業員は運用リスクをとりやすく資産運

資産は一括で運用されており、同様な費用構造と用に積極的であると指摘している12）。これら OJT

なっているが、DC制度では個人別に資産が管理・とリスク選好の議論はいずれも賃金と DC 制度の運用されているため、当該費用が規模に比例して正の関係を示している。そこで、次の賃金仮説を増加する仕組みになっている。この議論から規模提起する。

の小さい企業は DC 制度を、規模の大きい企業は賃金仮説：従業員の賃金が高い企業ほど、DC 制

確定給付制度を採用しやすいと考えられる。多く度を採用する。

のアメリカの研究でも規模について検証し、規模の小さい企業ほど DC 制度を採用しているという

以上のように、リスク要因から契約債務仮説、結果を析出している。そこで、次の規模仮説を提キャッシュフロー変動仮説、業績仮説と積立不足起する。

仮説を提起しているが、DC 移行時における積立

規模仮説：規模の小さい企業ほど、DC 制度を採不足の解消義務が業績仮説と積立不足仮説に影響用する。

を与えている。そして、管理コスト要因から規模
仮説を、労働市場要因から残る４つの仮説を提起

DC 制度は転職先に個人の積立金を持ち運ぶこしている。企業はリスクヘッジを目的として新制とが可能であり、特に、転職意向の強い従業員に度の採用を検討するが、それに解消義務、管理コ

おいてはこのポータビリティは価値が高い 。従ストや従業員の選好等の労働要因が考慮されると来の確定給付制度では、転職した場合、従業員は考えられる。

11）

多くの資本損失（給付額の減少）を余儀なくされたが、DC 制度ではこうした損失を被ることはな

４．分析方法い。企業側においても、長期熟練の必要性が低い
場合、従来の確定給付制度は従業員のインセンテ

本稿の分析は、東証１部市場に上場する３月決ィブプランとして利用しにくく、DC 制度を部分

算企業を対象に、EDINET を使って2006年３月

的に採用し、短期指向の従業員に対応することが期の有価証券報告書を調査し、その退職給付制度適切であると考えられる。こうした視点からに関する脚注情報を基に行っている。対象となっ–6–

確定拠出年金制度とキャッシュバランスプランの導入要因（吉田）た企業のうち、分析に必要なデータが揃っていたった質的な選択について分析する。DC 企業 vs.

企業は1,023社あり、表１はこれらの企業が採用

DB 企業、CB 企業 vs. DB 企業、及び DC 企業 vs.

している企業年金制度を分類した結果を示してい

CB 企業の組み合わせについて、それぞれの仮説る。社内積み立てのみを行っている企業が53社あを代理する変数をとりあげて次の実証モデルを推り、これらは企業外部の年金資産を持たず、分析定する。

指標上、積立不足＝退職給付債務（PBO）という関係になってしまうため、分析対象から除外し採用・不採用＝ C0＋ C1 退職給付債務率＋ C2 負債ている。残る970社が分析サンプルであるが、多比率＋ C3CF 変動係数＋ C4 経常利益率（or CF

くの企業が複数の制度を併用しており、非常に複比率）＋ C5 積立不足率＋ C6 年齢＋ C7 組合ダ

雑な退職金・年金制度となっている。本稿では新ミー＋ C8 従業員数＋ C9 転職率＋ C10 賃金制度の採用に焦点をあてて、DB 企業（CB 制度
も DC 制度も採用していない企業）として711社、採用・不採用：2006年３月までに新制度を採用

CB 企業（CB 制度を採用している企業）としてしている企業を１、採用していない企業を０と59社、DC 企業（DC 制度を採用している企業、するダミー変数である。ただし、DC と CB の

CB 制度の併用を含む）として200社をとりあげ

選択をとりあげた分析では、DC 企業を１、CBて分析する 。また、表２は分析サンプルの産業

企業を０としている。

13）

別分布状況を示している。これをみると、電気機退職給付債務率：退職給付債務（PBO）を総資器においてCB制度を採用する企業が多く、化学、産で割った変数であり、契約債務仮説を検定す

電気ガス業と商業において DC 制度を採用する企る。

業が多くなっている。産業ごとで採用動向に違い

負債比率：負債を総資産で割った変数であり、契があり、本稿では産業特性を産業別の転職率デー

約債務仮説を検定する。ただし、積み立ての影タを使って調整している。

響を調整するため、分子から退職給付引当金を、前章で提起した仮説を検証するため、本稿では分母から当該引当金と未認識債務を控除してロジット分析を使って新制度の採用・不採用とい

いる。
（企業数）

表１ 企業が採用している企業年金の制度別分類
ＤＣ制度を採用していない

社内積み
立てのみ

社外積み
立て

CB 制度を採用していない

CB 制度を採用している

ＤＣ制度を採用している

一時金制度のみ＝全額社内積み立て

53

一時金制度あり
一時金制度なし＝全額社外積み立て
計
CB 以外の確定給付制度あり
全額 CB 制度
計一時金制度あり
CB 以外の社外積み立て制度あり
CB 制度あり
全額 DC 制度
計

564
147
711
54
5
59
23
117
40
20
200

注：DC 制度は確定拠出年金制度を、CB 制度はキャッシュバランスプランを示している。
制度の分類は2006年３月期の有価証券報告書を基に行っている。

–7–

分析対象外
DB 企業

CB 企業

DC 企業

●現代ディスクロージャー研究●2009年3月

No.9

（企業数）

表２ 産業分布
1
2
3
4
5
6
7
8
9
10
11
12
13
14
15
16
17
18
19
20
21

DB 企業

CB 企業

DC 企業

合計

農林水産業
鉱業
食品
繊維
パルプ紙
化学
石油石炭
ゴム・ガラス
一次金属（鉄鋼、非鉄金属）
金属
一般機械
電気機器
輸送用機器
精密機器
その他製造業
建設業
電気ガス業
商業
不動産業
運輸・通信業
サービス業

3
2
37
20
10
91
5
18
41
20
64
85
39
14
26
61
6
70
15
41
43

0
0
1
3
0
7
0
1
2
3
2
12
4
1
2
6
1
3
2
6
3

0
0
7
7
0
25
0
9
3
3
21
21
12
5
10
12
8
33
2
12
10

3
2
45
30
10
123
5
28
46
26
87
118
55
20
38
79
15
106
19
59
56

合計

711

59

200

970

CF 変動係数：過去10年間の営業キャッシュフロ
ーの標準偏差をその平均値の絶対値で割った

年齢：従業員の平均年齢であり、年齢仮説を検定する。

変数であり、キャッシュフロー変動仮説を検定

組合ダミー：労働組合が組織されている企業をする。営業キャッシュフローは税引後経常利益

１、されていない企業を０とするダミー変数で（当期純利益−特別利益＋特別損失）から発生あり、組合仮説を検定する。

項目（（流動資産─現預金等）の増加−（流動負債−短期借入金等）の増加−減価償却費−退職給付（給与）引当金の増加−繰延資産償却額）を引いて計算している。

従業員数：企業の従業員数であり、規模仮説を検定する。
転職率：産業別の転職入職率であり、転職仮説を検定する。転職入職者数を常用労働者数で割っ経常利益率：経常利益を総資産で割った変数であり、業績仮説を検定する。

て算定している。
賃金：従業員の平均賃金であり、賃金仮説を検定

CF 比率：営業キャッシュフロー（日経 NEEDSする。

財務データに含まれている日経調整営業キャ
ッシュフロー）を総資産で割った変数であり、業績仮説を検定する。

経常利益率と CF 比率の相関係数は0.455であり、高い正の相関関係が確認されている。多重共積立不足率：積立不足（退職給付債務−年金資産）線性の問題を回避するため、この２つの変数を分を退職給付債務で割った変数であり、積立不足

けて推定し、経常利益率をとりあげたロジット分仮説を検定する。

析を「分析１」、CF 比率をとりあげたロジット分–8–

確定拠出年金制度とキャッシュバランスプランの導入要因（吉田）析を「分析２」としている。これらのデータは、態となっている企業（-14.82％）もある。その他

主として日経 NEEDS 財務データ（連結決算）かの 変 数 で は、 特 に 従 業 員 数 に お い て 最 大 値ら収集している。そのほか、従業員の平均年齢と（215,648名）が非常に大きく分布が歪んでおり、平均賃金（ともに単独ベース）は『会社四季報』（東

ロジット分析においては対数変換後のデータを使

洋経済新報社、2001年夏号）から、組合データって推定する14）。賃金についても右裾に長く、対は各企業の有価証券報告書から、転職率データは数変換後のデータを使って推定する。

『雇用動向調査報告』（厚生労働省、2000年）から

表４は DC 制度の採用について分析したロジッ

収集している。DC制度の採用は2001年10月から、

ト分析の結果を示している15）。退職給付債務率のCB 制度の採用は2002年4月から始まっており、係数は0.023と正であり、ｚ値は3.23となっている。

その採用による財務変数への影響を考慮して、分１％の有意水準で係数は有意であり、仮説を支持析する変数はすべて2001年３月期のものを使用している。負債比率、CF 変動係数と経常利益率

している。

の係数は有意でないが、積立不足率の係数は-0.011と負で、そのｚ値は -2.56となり１％水準で有意である。積立不足率が低い企業ほど DC 制

５．分析結果度を採用しており、仮説に整合する結果である。
表３は分析する変数に関する記述統計を示して

DC 移行時における積立不足の解消義務が強い制いる。退職給付債務率の平均値は15.15％、最大約となっていると考えられる。さらに、Ippolito

値は72.81％であり、退職金額の負担が大きいこ（1985）等が指摘するように積立不足には従業員とを示している。また、積立不足率の平均値はの怠業等を抑制する効果があるかもしれない。こ47.50％であるが、ほとんど積み立てをしていなの政策が重要な企業は積立不足が多く、確定給付

い企業（99.35％）もあれば、積み立て超過の状制度を継続するが、この政策の必要性が低い企業

表３ 記述統計
退職給付債務率
負債比率
CF 変動係数
経常利益率
CF 比率
積立不足率
年齢
組合ダミー
従業員数
転職率
賃金

（％）
（％）
（％）
（％）
（％）
（歳）
（人）
（％）
（万円）

平均値

中央値

最大値

最小値

15.15
60.37
2.50
4.75
4.63
47.50
38.82
0.81
7,539
7.00
634.40

11.73
61.46
0.82
3.86
4.75
45.74
39.10
1.00
2,457
5.89
619

72.81
116.39
50.00
24.93
21.47
99.35
49.50
1.00
215,648
14.27
1,490

0.14
5.39
0.12
−25.65−35.77−14.82
25.80
0.00
30
2.66
321

標準偏差 サンプル数
12.32
22.44
6.41
4.41
5.26
20.10
3.27
0.40
18,8192.64
123.55

注：退職給付債務率＝100* 退職給付債務／総資産
負債比率＝100*（負債−退職給付引当金）／（総資産−退職給付引当金−未認識債務）
CF 変動係数＝過去10年間の CF 標準偏差／ CF 平均値の絶対値
経常利益率＝100* 経常利益／総資産
CF 比率＝100* 営業キャッシュフロー／総資産積立不足率＝100*（退職給付債務−年金資産）／退職給付債務
組合ダミ−：労働組合が組織されている企業を１とするダミー変数である。

–9–

970
970
970
970
970
970
970
970
970
970
970

●現代ディスクロージャー研究●2009年3月

No.9

表４ DC 制度の採用要因
分析１

分析２

説明変数

係数

z値

係数

z値

定数項
退職給付債務率
負債比率
CF 変動係数
経常利益率
CF 比率
積立不足率
年齢
組合ダミー
log（従業員数）
転職率
log（賃金）−5.4850.023−0.0030.012−0.028

−1.88
3.23
−0.70
0.86
−1.11

−5.481
0.023−0.002
0.011

−1.88
3.25
−0.38
0.79

−0.011−0.0960.148
0.266−0.006
0.958

−2.56
−2.70
0.54
3.76
−0.16
1.75

−0.021−0.011−0.091
0.188
0.279−0.006
0.890

−1.21
−2.55
−2.64
0.69
3.92
−0.17
1.67

（+）
（+）
（+）
（+）
（+）
（−）
（−）
（−）
（−）
（+）
（+）

収束までの反復数
対数尤度
尤度比統計量（10df）
確率（尤度比）McFadden の決定係数
DB 企業（被説明変数 = ０）
DC 企業（被説明変数 = １）7−451.351
56.260
0.000
0.059

7
−451.261
56.441
0.000
0.059

711
200

711
200

は積み立てがすすんでおり、DC 制度に変更しや-0.006で仮説と反対の符号となっているが、これすいと考えられる。

らの係数は有意でない。表４の分析２は経常利益

年齢の係数は-0.096で、１％水準で有意であり、率の代わりに CF 比率を説明変数とした場合の結

従業員の年齢が低い企業ほど DC 制度を採用して果を示しており、この分析でも退職給付債務率、いる。従業員数についてはその係数は0.266で、積立不足率、年齢、従業員数と賃金にかかる係数１％水準で有意である（ｚ値＝3.76）。規模の大が有意となっている。CF 比率の係数は -0.021ときい企業ほど DC 制度を採用しており、アメリカ

負であるが、ｚ値は -1.21であり、その係数は有と反対の結果になっている。これは、わが国では意でない。

従来の制度を継続して部分的に移行しているた

表５は CB 制度の採用について分析した結果をめ、DC の管理コストは追加的な負担になり、そ示している。退職給付債務率と CF 変動係数の係の負担能力によって採用の決定が行われているこ数は0.056と0.053であり、１％水準で有意であるとによる。また、銀行、証券や保険会社による受（ｚ値＝5.16、2.97）。CB 制度についても、リスク託獲得競争が取引先である大企業を中心に行われ配分を変更して損失を軽減する動機が経営者の決たため 、規模の大きい企業では情報収集コスト

定要因となっている。さらに、経常利益率についが低かったことも影響していると考えられる。賃ては係数は -0.094、ｚ値は -2.03で、５％水準で金の係数は0.958で、10％水準で有意であり、従有意であり、業績の悪い企業ほど CB 制度を採用

業員の賃金が高い企業ほど DC 制度を採用していしている。
これは業績仮説に整合する結果であり、る。労働組合ダミーと転職率の係数は0.148と業績の悪い企業は将来損失が発生しないような制16）– 10 –

確定拠出年金制度とキャッシュバランスプランの導入要因（吉田）度づくりをしている。表４のDC制度の分析では、採用し、良くない企業ほど CB 制度を採用してい業績について明確な結果は得られなかった。前述

る。これは業績仮説に整合する結果である。同様の規定によって、確定給付制度から DC 制度へ移な制度であるが、積立不足の解消義務が採用に関行する場合、移行部分にかかる積立不足を解消しする経営者の意思決定に大きく影響していること

なければならない。このため DC 制度では両方向を示している。従業員数の係数は -0.300であり、の議論があり業績の効果が検出しにくいが、CB

その係数は10％水準で有意となっている。規模の制度ではその必要性がなく業績の効果が検出しや小さい企業ほど DC 制度を採用しており、新制度

すいと考えられる。そのほか年齢、従業員数と賃間の選択をとりあげた分析においてはアメリカと金にかかる係数が有意となっており、特に従業員同様な結果を示している。

数の説明力は強く、DC 制度と同様に大企業を中心に採用がすすんでいる。CF 比率をとりあげた

６．結語

分析２においても同様な結果が得られており、CF 比率の係数は -0.063で有意となっている（ｚ

企業は経済活動を行っているが、その活動に関

値＝ -2.40）。

する情報は外部では相対的に少なく情報の非対称

表６は DC と CB の選択について分析した結果性が存在している。それを解消するために企業活を示しており、経常利益率の係数は0.076で、そ動の結果を報告するのが会計であり、そのルールのｚ値は1.64となっている。10％の有意水準で係が会計基準である。このように会計は所与として数は有意であり、業績の良い企業ほど DC 制度を与えられた企業活動を数字等で表すものである

表５ CB 制度の採用要因
分析１
説明変数
定数項
退職給付債務率
負債比率
CF 変動係数
経常利益率
CF 比率
積立不足率
年齢
組合ダミー
log（従業員数）
転職率
log（賃金）

（+）
（+）
（+）
（−）
（−）
（+）
（−）
（−）

分析２

係数

z値

係数

z値

−12.574
0.056−0.0170.053−0.094

−3.04
5.16
−2.15
2.97
−2.03

−13.3260.058−0.011
0.053

−3.20
5.35
−1.62
2.84

−0.007−0.219
0.585
0.483
0.059
2.216

−0.91
−3.76
1.10
4.29
0.89
2.83

−0.063−0.007−0.212
0.763
0.517
0.060
2.138

−2.40
−0.84
−3.63
1.45
4.50
0.87
2.68

収束までの反復数
対数尤度
尤度比統計量（10df）
確率（尤度比）McFadden の決定係数
DB 企業（被説明変数 = ０）
CB 企業（被説明変数 = １）

– 11 –

7−173.336
69.812
0.000
0.168

7
−173.272
69.940
0.000
0.168

711
59

711
59

●現代ディスクロージャー研究●2009年3月

No.9

表６ DC と CB の選択要因
分析１

分析２

説明変数

係数

z値

係数

z値

定数項
退職給付債務率
負債比率
CF 変動係数
経常利益率
CF 比率
積立不足率
年齢
組合ダミー
log（従業員数）
転職率
log（賃金）4.585−0.0300.015−0.030
0.076

0.91
−2.31
1.67
−1.24
1.64

4.085
−0.0290.010−0.029

0.82
−2.24
1.23
−1.19

−0.0050.157−0.404−0.300−0.037−1.026

−0.56
2.17
−0.75
−2.13
−0.57
−1.16

0.041
−0.0060.141−0.555−0.337−0.041−0.706

1.44
−0.65
2.00
−1.03
−2.28
−0.62
−0.82

（+）
（+）
（−）

（−）
（+）
（+）

収束までの反復数
対数尤度
尤度比統計量（10df）
確率（尤度比）McFadden の決定係数
CB 企業（被説明変数 = ０）
DC 企業（被説明変数 = １）6−129.825
18.310
0.050
0.066

6
−130.257
17.447
0.065
0.063

59
200

59
200

が、しかし、それは企業実態に影響を与える一面

因、利用者の選好も経営者の意思決定に影響を与も持っている。なかでも、2001年３月期に導入えている。そして、部分移行に伴う追加的な管理された退職給付会計基準「退職給付に係る会計基

コストや情報収集コスト等との関係で、アメリカ

準の設定に関する意見書」は、わが国の企業にいの分析結果と異なり、規模の大きい企業ほど積極

ろいろな影響を与えたと考えられる。企業全体の的に新制度を採用している。

積立不足が公表されて負債に計上されることにな

これらの分析結果から、わが国の企業年金制度

り、また、年金資産の運用損益が会計数値に織り改革についていくつかの点が指摘できる18）。企業

込まれるようになったため、多くの企業はその対はリスクヘッジについて強い意欲を持っているの策を実施した。こうした対策の一つとして退職で、これをより重視した企業年金制度の導入が期金・年金制度の変更があり、これについて本待される。特に、ビジネスリスクが急速に増加し

稿では東証１部３月決算企業を対象に分析した。

ている昨今では、企業業績に掛金を連動させる利分析の結果、退職給付債務が多い企業やキャッ

益分配制度が選択肢の１つとしてあげられる。まシュフローの変動が大きい企業ほど新制度を採用た、積立不足の解消義務が制度選択に強い影響をしており、リスクヘッジが主要な採用要因となっ与えているので、関連する規制を緩和することがている。また、DC 制度移行時における積立不足

必要かもしれない19）。一時金制度からの資産移管の解消義務が積立不足や業績との関係に影響を与と同様に、従来の企業年金制度についても多期間

え、その制約のない CB 制度が利用しやすくなっ

にわたる解消を承認することが望まれる。この緩ている。年齢や賃金といった従業員に関連する要

和により大規模な DC 移行が可能になり、管理コ

17）– 12 –

確定拠出年金制度とキャッシュバランスプランの導入要因（吉田）ストの点で中小企業においても利用しやすくなる

CB 制度に関する文献として浅野・山口（2002）、確定給付年金制度に関する文献として日本生命（2002）があげられる。

と考えられる。ただし、これらによって従業員のまた、確定給付制度と DC 制度の理論的な研究として Bodie

リスクは増えるので、それに見合う給付増額等をet al.（1988）が あ り、両 制 度 間 の 移 行 関 係 に つ い て は
Papke（1999）が実証的に分析している。

合わせて実施することが必要である。

４）わが国の DC 制度はマネーパーチェスプランに近く、その掛

本稿では新制度の採用に関する企業の意思決定

金は定額、給与の一定割合や職階によって決定されており、について分析したが、いくつかの問題点があげら

業績連動コストの議論は適用できないと考えられる（企業れる。多くの採用要因をとりあげて議論している的 な 研 究 と し て Smith and Stulz（1985） や Froot et

年金連合会（2006）参照）。リスクヘッジ要因に関する理論

が、代理変数の選択の問題から、分析結果の解釈

al.（1993）等が、関連する実証的な研究として Mayers andには注意が必要である。また、2001年や2002年

５）Arcady and Mellors（2000）参照。ただし、わが国の場合、Smith（1990）や Burgstahler et al.（1989）等がある。

の早期採用企業とその後の採用企業では意思決定

こうした効果はないとされている（浅野・山口（2002）参照）。
６）物価変動についても、DC 制度や CB 制度の採用は企業にとの仕方が異なり、また、意思決定の時期と分析変ってリスクヘッジの効果があるとされている。最終賃金か数の間に時間的な違いがあると考えられるので、ら給付額が算定される従来の確定給付制度では、インフレによって給付額が増加し、そのコストを企業が負担する（デ本稿の実証モデル、したがってその結果には限界

フレ時においてはコストの削減ができる）。DC 制度や CB 制があるといえる。さらに、新制度の採用規模を考度では、各期の給与の一定割合が掛金となるので、物価変動の影響は変動後の期間に限定される（橘木・鯛天（1997）慮していないことも問題点としてあげられる。

参照）。

DC 制度と CB 制度のいずれにおいてもわが国で

７）DC 移行時において未認識債務が多く残っている場合、多額は部分採用が一般的で、その規模は企業によっての費用が計上される。この点からも、業績の良い企業の方が採用しやすいと考えられる。企業会計基準適用指針１号

様々である。それを同一に取り扱っている本稿の「退職給付制度間の移行等に関する会計処理」参照。

分析結果は推定誤差を含んでいる。

８）日本経済新聞（1998年11月13日）参照。
９）バックローディングについては Lazear（1979）が議論し、この採用規模の問題はディスクロージャー制度

特に CB 制度については Johnson and Uccello（2003）がとにも関連しており、最後に触れておきたい。2001

りあげている。
10）確定給付制度と労働組合の関係については、Freeman（1985）

年３月期に導入された退職給付会計基準により、や Allen and Clark（1986）等が分析している。

それ以前に比べて関連情報の開示は大きく前進し11）なお、ポータビリティについては確定給付制度（厚生年金た。しかし、制度内容を表す脚注情報はほとんど

基金、基金型、規約型）においても2005年10月から導入さ変化がなく、
その開示は十分であるとはいえない。

12）わが国の個人金融資産の構成（1997年12月時点）をみると、

現状では採用規模をとりあげた分析を行うことは年収が高い世帯ほど株式を多く保有している。ただし、年れており、DC 制度の有利性は低下している。

齢については明確な傾向は確認されていない（川北（1999）

難しく、外部の利害関係者からみた場合、新制度参照）。

の採用によって企業がどの程度リスクを軽減して

13）人事院の調査（2006年３月）によると新制度の採用割合（DC、いるのか不明である。退職給付債務や年金費用等CB）は次のようになっている。1000名以上の企業（24％、25％）、500名以上1000名未満の企業（18％、９％）、500名といった過去・現在の情報だけでなく、企業の将未満の企業（10％、６％）。これを基準にすると、本稿のDC サンプル数（200社）はほぼ合っているが、CB サンプル

来に関する制度内容の情報開示が必要である。

数（99社）はやや少ない。この理由として、CB 制度は厚生年金基金や規約型・基金型企業年金の枠内で設定されるた
め、情報が開示されにくいことがあげられる。

《注》14）20万人を超える企業は CB 企業に２社あり、これを削除して
１）日本経済新聞（1996年12月17日）参照。

分析すると従業員数の有意性は多少低下するが、そのほか

２）日本経済新聞（1998年６月24日、1999年１月８日）参照。

の変数への影響はない。従業員数にかかるｚ値は、表５の３）DC 制度に関する文献として21世紀年金制度研究会（2002）、

分析１（分析２）では3.86（4.07）、表６の分析１（分析２）– 13 –

●現代ディスクロージャー研究●では -1.66（-1.82）となっている。

2009年3月

No.9

financial policies, Journal of Finance, 48（5）, 1629-1658.

15）DC 制度の採用については臼杵（2005）も分析しており、積立割合や規模と正の関係を析出している。

Hsieh, S., Ferris, K. R., Chen, A. H., 1997. Evidence on thetiming and determinants of overfunded pension plan16）日本経済新聞（2001年６月28日）参照。また、規模変数については、他の条件が等しいと仮定した場合、従業員数がtermination, Review of Quantitative Finance andAccounting, 8（2）, 129-150.

多いほど退職給付債務も多くなり、契約債務仮説の代理変

Ippolito, R. A., 1985. The economic functions of underfunded

数としても解釈することができる。この点は、賃金変数に

pension plans, Journal of Law and Economics, 28（3）,ついても同様である。

611-652.

17）制度変更のほかに積み立てを加速したり、退職金自体を減
らすことも行った（武田薬品（一括処理）、三菱重工（減額）、日本経済新聞1999年７月31日、1999年７月４日参照）。

Ippolito, R. A., 1995. Toward explaining the growth of defined
contribution plans, Industrial Relations, 34（1）, 1-20.
Johnson, R. W., Uccello, C. E., 2003. Cash balance plans and18）2006年３月時点においても、依然として多くの企業が退職

the distribution of pension wealth, Industrial Relations, 42

金・年金制度の変更を模索しているようである。例えば、（4）, 745-773.

本稿で分析した DB 企業のうち559社が適格年金制度を採用

格付投資情報センター，2005．
『年金情報』
第388号（７月４日号）．

しているが、このうち、93社が新しい規約型や基金型企業

Kapinos, K., 2007. Corporate use of cash balance pension

年金制度を導入している。しかし、残る466社は2012年に廃止される当該制度の対応を行っていない。

plans, SSRN Working Paper（ID1030829）, 1-48.
川北英隆，1999．
「投資信託を通じた個人金融再配分」『投信新19）このほかに、DC 制度については掛金の上限、マッチング拠出、加入対象者の拡大や承認認可手続きの緩和などの問題

時代（日本格付投資情報センター編）』，日本経済新聞社，
30-52．

点があり、経団連等によって規制緩和が求められている（格企業年金連合会，2006．
『企業年金に関する基礎資料』．

付投資情報センター（2005）参照）。

Kruse, D. L., 1995. Pension substitution in the 1980s: Why theshift toward defined contribution?, Industrial Relations, 34（2）, 218-241.

《参考文献》

Lazear, E. P., 1979. Why is there mandatory retirement?,

Allen, S. G., Clark, R. L., 1986. Unions, pension wealth, andMayers, D., Smith, C. W., 1990. On the corporate demand forage-compensation profiles, Industrial and Labor Relations

insurance: Evidence from the reinsurance market, Journal

Journal of Political Economy, 87（6）, 1261-1284.

Review, 39（4）, 502-517.

of Business, 63（1）, 19-40.

Arcady, A. T., Mellors, F., 2000. Cash balance conversions,
Journal of Accountancy, 189（2）, 22-28.

Mittelsteadt, H. F., 1989. An empirical analysis of the factors
underlying the decision to remove excess assets from

浅野幸弘・山口修，2002．
『キャッシュバランスのすべて』，日
本経済新聞社．

overfunded pension plans, Journal of Accounting andEconomics, 11（4）, 399-418.

Bodie, Z., Marcus, A. J., Merton, R. C., 1988. Defined benefit

Niehaus, G., Yu, T., 2005. Cash-balance plan conversions:versus defined contribution pension plans: What are the

Evidence on excise taxes and implicit contracts, Journal ofreal trade-offs?, in Pensions in the U.S. Economy, edited by
Z. Bodie, J. B. Shoven and D. A. Wise, University of Chicago
Press.

Risk and Insurance, 72（2）, 321-352.
日本生命保険企業保険数理室，2002．
『確定給付企業年金のすべて』，東洋経済新報社．

Burgstahler, D., Jiambalvo, J., Noreen, E., 1989. Changes in theprobability of bankruptcy and equity value, Journal of
Accounting and Economics, 11（2-3）, 207-224.

21世紀年金制度研究会，2002．
『逐条 確定拠出年金』，東京法経学院出版．
Papke, L. E., 1999. Are 401（k） plans replacing other

Dorsey, S., 1987. The economic functions of private pensions:
An empirical analysis, Journal of Labor Economics, 5（4）,S171-S189.

employer-provided pensions?, Journal of Human Resources,34（2）, 346-368.
Parsons, D. O., 1972. Specific human capital: An application to

D'Souza, J., Jacob, J., Lougee, B., 2006. Why do firms convert

quit rates and layoff rates, Journal of Political Economy, 80

to cash balance pension plans?: An empirical investigation,（6）, 1120-1143.

SSRN Working Paper（ID917542）, 1-53.

Petersen, M. A., 1994. Cash flow variability and firm's pension

Freeman, R. B., 1985. Unions, pension, and union pension
funds, In Pension, Labor, and Individual Choice, edited by
D. A. Wise, University of Chicago Press.

choice: A role for operating leverage, Journal of Financial
Economics, 36（3）, 361-383.
Smith, C. W., Stulz, R. M., 1985. The determinants of firms'

Froot, K. A., Scharfstein, D. S., Stein, J. C., 1993. Risk
management: Coordinating corporate investment and– 14 –

hedging policies, Journal of Financial and Quantitative確定拠出年金制度とキャッシュバランスプランの導入要因（吉田）Analysis, 20（4）, 391-405.
Stone, M., 1991. Firm financial stress and pension plan

ル・レビュー』第44号，125-150．
Thomas, J. K., 1989. Why do firms terminate their overfunded

continuation/replacement decisions, Journal of Accounting

pension plans?, Journal of Accounting and Economics, 11

and Public Policy, 10（3）, 175-206.

（4），361-398.

橘木俊詔・鯛天材樹，1997．
「わが国企業年金の制度改革：ポー

臼杵政治，2005．
「企業年金の制度選択要因」『日本ファイナン

タビリティと確定拠出型の導入をめぐって」『フィナンシャス学会第13回大会予稿集』，63-77．

– 15 –