証券経済研究第97号（2017.３）

わが国における法人実効税率の決定要因―東証一部上場企業パネルデータを用いた分析―
野

要

村

容

康

旨

本稿では，個別企業のパネルデータを用いて，最近におけるわが国法人所得課
税の実効税率がどのような要因によって決定されるかについて検証を試みた。分析対象としたのは，2012～15年までの金融機関と電力・ガス会社を除く東証一部
上場企業525社であり，企業規模，資本・資産構造，収益性，成長性，繰越欠損
金，研究開発費，海外売上等の要因を考慮して，税額をキャッシュフローおよび
課税前所得で除した 2 種類の実効税率について，それぞれ固定効果モデルに基づ
き推計を行った。
分析の結果，企業間における実効税率の差異は，所得控除に起因する要素を除けば，各社固有の個別効果に加えて，企業規模，収益性，成長性といった特性によって決まり，とりわけ収益性という要素が企業の租税回避行動と強い関係にあることが示唆された。一方，企業の研究開発や海外での事業展開といった，租税節約につながりやすい活動と実効税率との間には直接的な関連を確認できなかった。しかし，これにより両者の関連性が，租税政策上重要でないということにはならない。経営資源が豊富で，また収益性の高い企業ほど，そうした活動に積極的に従事し，税負担軽減の恩恵を受けていると想定されるからである。その意味
で，わが国における法人税負担のさらなる公平性と中立性を追求するにあたっては，国外所得の課税漏れや租税節約を狙いとした海外への所得移転を防止するのはもちろん，研究開発税制など単なる租税回避手段に利用されかねない特例に関して，その政策効果を見極めながら可能な限り縮小・廃止していくべきである。
目
Ⅰ．はじめにⅡ．法人所得課税負担の決定要因

次
３ ．その他の企業特性
Ⅲ．分析方法と基本データ

１ ．企業規模

１ ．法人実効税率の定義

２ ．資本・資産構造

２ ．サンプル・セレクション

57

わが国における法人実効税率の決定要因
３ ．推定モデル

Ⅳ．推定結果４ ．基本統計

Ⅴ．むすび

５ ．実効税率の推移

たことである。最近の政府税制調査会報告書にⅠ．はじめにおいても，特に「課税ベースの見直しは，法人間での課税の公平のみならず，企業の選択を歪本稿の目的は，企業財務データを用いて，わめない税制にするという中立の観点からも重要が国における法人実効税率の決定要因についてである」と述べられている2）。したがって，現

検証することである。より具体的には，最近に下の法人税改革の目的が「企業がどのような行

おける東証一部上場企業の法人所得課税の平均動をとっても税負担率に差が生じないという意

実効税率が，それら個別企業に関する，どのよ

味での公平性と中立性の達成にある」とすれ

うな特性によって決まるのについて実証的に検ば，現実に生じている（と予想される）税負担討する。

率の格差が，そもそもどの程度で，またそれが周知のように，日本の法人所得課税について

どのような要因によって決まるのかという問題

は，企業の国際競争力向上，国内立地環境の改は，今後の法人税政策の方向性，とりわけその善，企業投資の促進等を図るべく，1990年代以課税ベースのあり方を探るうえで重要な論点に

降，順次，税率の引下げと課税ベースの見直しなると考えられる。

が実施されてきた。しばしば税制改革の指針と

本稿では，このような問題意識から，現実のされる国税と地方税を合わせた法定実効税率に

法人間での税負担格差が，各企業による多様なついてみると，1990年代半ばに約50％であった

行動や意思決定の結果として生じたとの想定ののが，2016年までに約30％まで引き下げられて下で，それら法人所得課税負担率の格差がどのいる。同時に，法人課税ベースについても，こような企業の特性や行動によって決まるのかをの間，各種準備金・引当金の縮小・廃止，減価最新のミクロ・パネルデータを用いて計量的に償却制度の改定，受取配当等の益金不算入制度

探っていきたい。

の見直しなどが図られてきた。しかし，他方わが国の法人課税負担の実態については，既で，新たな租税特別措置（政策税制）の導入なに数多くの研究の蓄積がある。そこでは，主とどにより，今日までに必ずしも十分な課税ベーして国税庁の集計データや個別企業の財務デー

スの拡大が実現したとは言えないのが現状であタを利用して，産業別，企業規模別，時系列，

る1）。

国際比較などの視点から様々な統計的分析が行こうした一連の法人税改革に関して，まず押われてきた（田近・油井（1989，2000），戸谷

さえておくべきは，上記のような政策目標を追（1994）， 林 田（2003，2004）， 三 好（2007，

求していく過程で，これらの改革が，課税の公2008，2009），代田（2015））。それに対して，

平性と中立性という基本原則の下，法人企業へ企業が被る現実の税負担水準を表す法人所得課の税負担の適正化という視点から進められてき税の負担率（事後的な意味での平均実効税率3））58

証券経済研究第97号（2017.３）

について，個別企業のパネルデータを用いて計外国の研究成果と現行日本の法人所得税制に基量的に分析した研究は，北村（2002）を除きほづき，法人所得課税負担を決定する諸要因と，

4）

とんど例がない 。その意味で，本稿での分析想定される実効税率との関係について検討すは，従来の研究とはやや異なった手法と視角にる。

より，日本の法人税負担を決定する内在的要因について検証を試みようとするものである。

1．企業規模本稿の構成は以下のとおりである。Ⅱで先行

法人税の負担が企業規模（通常，企業が保有

研究と日本の法人税制に基づき，法人所得課税する「総資産額」で測られる）によってどのよ

負担を決定する諸要因について考察し，想定さうに変化するかという問題は，この分野では古れる実効税率との関係について整理する。Ⅲ

くから盛んに議論されてきた重要なテーマの 1

で，われわれが依拠する分析方法と推定モデルつである。これまで両者の関係については， 2について説明したうえで，使用するデータと現つの仮説が提示され，多くの実証研究において実の実効税率の動きについて概観する。Ⅳで，その妥当性が検証されてきた。

モデルの推定結果が示され，その解釈が試みら

1 つが political cost theory であり，それにれる。最後のⅤで，本稿での分析結果を要約す

よると会社の規模が大きいほど法人税の負担率るとともに，若干の政策的含意と残された課題は高くなる傾向にあるとされる（Zimmermanについて述べる。

（1983））。これは，大規模な企業は，それだけ政府の監視に晒され，税務当局による査察の対Ⅱ．法人所得課税負担の決定要因

象になりやすいため，積極的な租税回避行動をとるのが容易ではないとみられるからである。

何が法人所得課税の負担を決定するかについ同時に，こうした見方には，大企業ほど，適正ては，これまで諸外国の事例をもとにしてさまな納税という社会的責任（CSR）を果たすべきざまな仮説が示されてきた。そうした議論の背という社会的な圧力を受けやすく，そうした行景には，法人税の負担が，株主利益の最大化を動を期待されるという背景もある（Avi-Yonah

目指す企業にとって重要なコストの一部を形成（2006），Dyreng et al（2014））。

するために，税負担コストの最小化という誘因

いま １ つが political power theory と呼ばれがこれら企業の行動に影響を及ぼす可能性が少るもので，この場合は反対に，企業規模と法人

5）

なくないという見方がある 。すなわち，現実

実効税率にはマイナスの関係が想定されるの法人税負担は，現行の内外の法人課税制度を（Porcano（1986））。この仮説において大企業前提にして，企業に備わっている様々な特性

ほど実効税率が低くなるのは，以下の理由によ（あるいはそれに基づいた行動）に加えて，税る6）。第 1 に，規模の大きな企業ほど，ロビー

負担最小化の動機によって誘発された行動の複活動などを通じて，自社に有利となるように関合的な結果として決まるとみるわけである。こ連する法律の制定過程に働きかけることができ

こでは，Ⅲ以降の分析で使用する推定モデルのる。第 2 に，大企業は，それだけ豊富な経済的説明変数を特定する観点から，この分野での諸資源や人的資源を駆使して巧妙なタックス・プ

59

わが国における法人実効税率の決定要因

ランニングを図ることができる。第 3 に，大企（ 2 ） 固定資産比率

業ほど，税負担最小化の目標に合わせて自らのストックとしての固定資産の保有比率が高い

事業活動を最適化できる。

企業ほど，減価償却控除を通じて税負担の節約

これら 2 つの仮説のどちらの説明力が優ってが可能である10）。これに加えて，日本では設備いるのか，あるいはそもそも企業規模と実効税等の取得促進を図る観点から，通常の減価償却率に有意な関係があるのかという点について，費よりも，取得時から短期間で多額の控除が可先行研究では必ずしも一致した結果が得られて能となる特別償却制度が存在する11）。こうしたいるわけではない。少なくともこれまでの実証

理由から，固定資産比率（総資産に占める固定研究の結果から示唆されるのは，両者の関係

資産の割合）と実効税率には基本的にマイナス

は，①サンプルデータがカバーする年代（したの関係が想定される。

がって前提となる税制の構造も重要となる），②それがどのような産業に属する企業で構成さ

3．その他の企業特性れているか，③「企業規模」や「法人実効税（ 1 ） 収益性（ROA；総資本利益率）率」の定義，といったいくつかの要素によって

通常，ROA で測られる収益性の高い企業ほ7）

左右されるということである 。したがって，

ど，より多くの所得が課税対象になるとすれ

日本の上場企業を対象とした本分析でも，規模ば，ROA と実効税率はプラスの関係にあると考と税率の間にどのような関係が成立するか予めえられる（Gupta and Newbery（1997），Rich-

想定することは難しい。

ardson and Lanis（2007）など）。しかし，他方で，収益性の高い企業ほど各種特別措置や控2．資本・資産構造除制度を利用して税負担を最小化する傾向にあ（ 1 ） 負債比率

るとすれば，両者にはマイナスの関係も想定でき企業の資本構造や保有資産の種類も法人実効る（ M a n z o n a n d P a p k e （ 2 0 0 2 ）， N o o r

税率に重要な影響を与えることが予想される。

（2010））。これらの点から，ROA と実効税率と日本を含む多くの国の法人所得税制において，の間に事前に定性的関係を想定することはでき

8）

一般に負債利子は費用として控除の対象になる 。

ない。

そのため，負債比率（debt-equity ratio）の上
昇は，利払い費の増加を通じて課税所得を圧縮（ 2 ） 成長性（PBR；株価純資産倍率）

し，実効税率を引き下げると考えられる。このある企業についての相対的に高い PBR は，点で，負債比率と実効税率の間には基本的にマ

当該企業がそれだけ純資産に対する割合でみてイナスの関係を想定することができる。また，

株式市場から高い評価を得ていることを意味し両者の関係については，エージェンシー理論のている。この点で，そうした成長性の高い企業立場から，負債比率が上昇すると，経営者へのは株価の維持を優先し，必ずしも税負担を節約

債務契約による制約が強まり，そのことが経営

す る 誘 因 を も た な い 可 能 性 が あ る（Kraft

資源の効率的利用を促進することで，実効税率（2014））。しかし，企業の税負担もまた株価に9）を引き下げるという見方もある 。

60

反映されるとすれば，成長性の高い企業は，自証券経済研究第97号（2017.３）

社の株価を意識するがゆえに，より積極的に租しうる機会をもつので，海外売上比率（総売上税 節 約 に 努 め る と み る こ と も で き る（Regoに占める海外売上比率）と実効税率にはマイナ（2003））。したがって，PBR についても，実効スの関係が想定される（Rego（2003））。さら税率との関係は不確定である。

に，日本では，2009年より外国子会社からの配当については，従来の間接外国税額控除制度に（ 3 ） 欠損金の繰越代えて，益金不算入制度が導入されたことで，企業は，たとえ今期の収益が大きくとも，過居住地課税よりも源泉地課税の性格が強まるこ

年度に課税所得と相殺しきれなかった欠損金がとになった14）。このため，日本よりも法人税率残っていれば，そうした欠損金の繰越控除にの低い国に子会社を有する企業は，それだけ外よって当年度の税負担を削減できる可能性があ

国での税支払い分も含めた総税負担を節約できる。日本では，現在， 9 年以内に生じた欠損金る可能性がある。

については，所得金額の一定割合まで損金算入が可能である。Ⅲ以降の分析では，この点を考Ⅲ．分析方法と基本データ慮するために，推定の対象期間（ 4 年間）より
過去 5 年以内の ROA がマイナスの場合に，その年度に損失が生じたとみなして，各年の繰越

1．法人実効税率の定義

限度の下に後年度の分析対象期間における年度

われわれが分析の対象とする法人実効税率とごとの繰越控除分を求めている12）。明らかに，は，当該年度の事業活動が終了した結果として

繰越欠損金と実効税率にはマイナスの関係が想決まる事後的な意味での平均的な法人所得課税定される。

負担率を意味している。それは，本来「ある年
0

0

0

0

0

0

0

度の真の経済的所得に対しての，当年度にかか（ 4 ） 研究開発費る一切の租税債務の合計額の割合」としなけれ

一般に，研究開発費の水準が高い企業ほど，ばならない15）。もちろん，ここでいう真の経済関連する税制を通じてより多くの税負担の節約

的所得は明らかでないため，これに近似させるが可能になると考えられる。日本では，従来の所得の尺度を何に求めるかが問題となる。

研究開発税制の枠組みをもとに，2000年代以

本 分 析 で は，Janssen and Buijink（2000），

降，幾度の税制改正を経て，現行の試験研究費

Richardson and Lanis（2007）等に倣い，実効の総額および増加分等にかかる税額控除制度が税率を計算する分母として，①企業キャッシュ

13）

整備されてきた 。この点で，企業の研究開発

フロー（funds from operations；CF）と②課費への支出割合（対総資産）が高くなるほど，税前所得（pre-tax income；PTI）の 2 つを採その実効税率は低くなることが予想される。

用する。前者には，個々の企業が採用する会計基準の違いによる影響をコントロールできると（ 5 ） 海外売上比率いう利点があるが，企業にとっての重要なコス

国外に事業展開する企業は，移転価格や過少トである固定資本減耗が控除されないため本来資本などの様々な国際的な租税回避手段を利用の「経済的所得」から大きく乖離してしまうと

61

わが国における法人実効税率の決定要因

いう欠点がある16）。他方，後者は，会計上の利社（21社）を取り除き，併せて以下の条件に該益である EBIT（earnings before interests and当する企業を除外することで，目的に適合した

taxes）から利払い費等を除外したものである

サンプル525社（2100の balanced panel）を抽ので，採用する会計基準の影響を免れられない出した19）。

反面，基本的な経費の控除を通じて，本来の①推計に用いる主要財務指標および法人税額「経済的所得」により接近することができる17）。

が 4 か年分すべて公表されていない企業

以上により，われわれが分析の基礎とする法② ETR 1 あるいは ETR 2 がマイナスの企業

人実効税率は，「法人所得に対する国内の租税③ ETR 1 あるいは ETR 2 が １ を超える企業

債務額（国税・地方税）と外国税額等の合計（T）」が先の 2 種類の所得指標に占める割合とこれらデータサンプルの産業別内訳を示した

して，① ETR 1 ＝T／CF，②ETR 2 ＝T／PTIのが図表 1 である。全体の 2 ／ 3 が製造業で，

と定義した

18）

。

それ以外が小売・商業，サービス業，運輸・倉庫，情報・通信を主とする非製造業で構成され

2．サンプル・セレクションている。製造業の中では，化学，機械，電気機

本研究では，Thomson Reuters Markets による Datestream が提供する企業財務データを利用する。分析の基礎としたサンプルは，2012

器の 3 業種が製造業全体の過半を占めている。

3．推定モデル～2015年における東証一部上場企業である。こパネルデータの分析にあたっては，時間にれら上場企業は，2015年末時点で1934社存在す

よって変化しない経済主体に固有の効果（個別るが，この中から銀行・証券・保険・ノンバン

効果）を考慮するために，固定効果モデルと変ク等の金融機関（150社）および電力・ガス会

量効果モデルが使用されることが多い。前者

図表 １
製造業
農林水産
鉱業
建設業
小売・商業
不動産業
運輸・倉庫
情報・通信
サービス業
合計

62

産業部門

産業部門別サンプル数
357
1
2
14
71
6
24
23
27
525

製造業の内訳
食品
化学
医薬品
窯業
機械
精密機器
電気機器
輸送用機器
鉄鋼
金属製品
非鉄金属
パルプ紙
ゴム
石油石炭製品
繊維
その他製造

27
66
15
15
58
14
56
38
13
12
7
2
7
1
12
14

証券経済研究第97号（2017.３）

が，個別効果が説明変数と無相関でないと仮定（ETR
1 t＝Tt／CFt，ETR 2 t＝Tt／PTIt，SIZEt＝ln（総するのに対して，後者では，個別効果と説明変

FIXAt＝固定資産 t－1／総資産 t－ 1 ，ROAt＝総資本利資 産 t－1），DERt＝ 長 期 債 務 t－1／ 株 主 資 本 t－ 1 ，数が無相関であると仮定する。そこで，いずれ

益 率 t，PBRt＝ 株 式 時 価 総 額 t－1／ 株 主 資 本 t－1 ，のモデルが妥当であるか判断するために

RDEt＝研究開発費 t／総資産 t－1，FSRt＝海外売上 t／

LOSSt ＝ t 期に繰り越したマイナスの ROA（絶対値），
総売上 t）

Hasuman 検定を行ったところ，個別効果と説
明変数が無相関であるとする帰無仮説が 1 ％有

4．基本統計意 水 準 で 棄 却 さ れ た。 ま た，Breusch-Pagan
検定により cross-section に分散不均一性が検図表 2 ，図表 3 は，上記各変数についてそれ出された。これらの点を考慮して，本分析でぞれ記述統計と相関行列を示している。図表 ２は，cross-section weight GLS（一般化最小二において，被説明変数である 2 つの実効税率の乗法）に年度ダミーを含めた固定効果モデルを平均値をみると，ETR 2 ＞ETR 1 となってい採用することにした。基本となる推計式と各変るが，これは先に定義したとおり，実効税率の数の定義は以下のとおりである。

分子が同じで，分母のみが減価償却分を含む
ETR 1 の方が大きいことによる。両者の相関

ETRit＝α＋β1*SIZEit＋β2*DERit＋β3*FIXAit

係数がプラス（0.35）であるのも，同様の理由＋β4*ROAit＋β5*PBRit＋β6*LOSSitである。

＋β7*RDEit＋β8*FSRit＋εit

SIZE について，表の数値は対数変換後のものであるが，実数でみると，総資産額は平均が
図表 2

平均値
中央値
最大値
最小値
標準偏差
変動係数
標本数

ETR 1
0.317
0.294
0.999
0.001
0.154
0.485
2,100

ETR 2
0.373
0.371
0.982
0.006
0.110
0.296
2,100

SIZE
18.78918.63124.44415.304
1.407
0.075
2,100

DER
0.265
0.111
7.364
0.000
0.457
1.723
2,100

記述統計
FIXA
ROA
0.300
0.045
0.289
0.039
0.928
0.321
0.004 －0.004
0.157
0.029
0.522
0.647
2,100
2,100

PBR
1.185
0.942
17.709
0.216
1.121
0.946
2,100

LOSS
0.005
0.000
0.295
0.000
0.024
5.354
2,100

RDE
0.021
0.014
0.133
0.000
0.024
1.133
2,100

FSR
0.280
0.237
1.000
0.000
0.266
0.949
2,100

（注） SIZE（対数変換済み）の実数では，平均値：518億，中央値：123億，最大値：4.13兆，最小値： 4 億，標準偏差：1910億（単位：円），変動係数：3.69である。

図表 3
ETR 1
ETR 2
SIZE
DER
FIXA
ROA
PBR
LOSS
RDE
FSR

ETR 1
1.000
0.349
－0.207－0.216－0.3710.287
0.145－0.143－0.140－0.225

相関行列

ETR 2

SIZE

DER

FIXA

ROA

PBR

LOSS

RDE

FSR

1.000
－0.0650.021
0.066－0.309－0.015－0.171－0.180－0.249

1.000
0.312
0.125
－0.1430.005－0.046
0.142
0.279

1.000
0.371
－0.2400.021
0.130－0.137－0.0791.000－0.220－0.158－0.060－0.169－0.1601.000
0.514－0.035
0.136
0.119

1.000
－0.020
0.021
0.025

1.000
0.166
0.103

1.000
0.433

1.000

63

わが国における法人実効税率の決定要因

518億円，その範囲は 4 億～ 4 兆円までと非常

5．実効税率の推移にばらつきが大きい。図表 3 によると，SIZEと ETR 1 ないし ETR 2 では，どちらもマイナ

では，分析の対象とした法人実効税率の動き

スの相関を示しており，直観的に日本では大企は，実際にどうであったか。図表 4 は，2012～

業ほど税率が低いという political power 仮説

15年における ETR 1 および ETR 2 の推移を示が成立しているようにみえる。

している。製造業と非製造業に分けると，どち

LOSS，RDE，FSR については，想定通りどらの税率基準でも，またいずれの年度においてちらの ETR に対してもマイナスの相関を示しも，前者が後者を下回っている。先に確認したている。つまり，過年度からの繰越控除，海外

ETR 1 ＜ ETR 2 という構造も，いずれの年度

売上，研究開発費がいずれも大きいほど，実効や業種ごとにみても同様である。

20）

税率は低くなっている 。

全体の年度間の動きに注目すると，ETR 1

その他，図表 3 で，DER，FIXA，ROA，PBR

で31～33％と安定しているが，ETR 2 では12に つ い て み る と，ETR 1 と ETR 2 と の 関 係

年：41％，13年：37％，14年：36％，15年：で，それぞれ相関係数の符号が異なっている。

38％と，やや変動が大きい。この間の標準的な

これら 4 つの変数については，実効税率の分母

法定法人実効税率が12～13年：37.0％，14年：の違いが互いの関係に影響を与えていると予想

34.62％，15年：32.11％（財務省資料）であっされる。

たことを鑑みると，法定税率と実効税率との間全体的な説明変数間の相関についていえば，に必ずしも比例的な関係は認められない。このROA と PBR との係数（0.51）を除けば，それ点は，個別企業の実効税率が，法定税率よりもほど高い相関は認められず，推計に際して多重むしろ課税標準を規定する所得控除や税額控除

21）。

共線性の問題は小さいと判断した等によって左右されるところが大きいことを示唆している。
図表 ４
製造業

45.5
38.5

40.5

39.5
36.6
35.2

37.9

31.6
27.3

非製造業

30.7

全体

38.9
29.9

32.8

39.5
36.4
35.0

39.5
37.8

37.4
28.7

31.1

34.0

％

28.4

38.2

法人実効税率の推移

ETR 1

ETR 2

2012年

64

ETR 1

ETR 2

2013年

ETR 1

ETR 2
2014年

ETR 1

ETR 2
2015年

証券経済研究
図表 5

第97号（2017.３）

法人実効税率の年度別変動係数
COV（ETR 1 ）COV（ETR 2 ）

0.6
0.5

0.505

0.506

0.475

0.452

0.4
0.3

0.310

0.306
0.258

0.282

0.2
0.1
0

2012年

2013年

2014年

2015年

こうした実効税率の格差が個別企業間でどのETR も SIZE との相関係数がマイナスであっ程度かを知るために，図表 5 は年度ごとの各税た点と整合しない。しかし，こうした結果は必率 の 変 動 係 数 を 示 し て い る。ETR 2 よ り もずしも不合理ではない。すなわち，実効税率とETR 1 の変動係数の方が高いのは，それだけ企業規模は，まず両者のマイナスの単相関から税率の分母についてキャッシュフローの散らば全体として大企業ほど税率が低くなる傾向にありの方が課税前所得のそれよりも大きいことをるのは確かであるものの，本モデルの推計に基表 し て い る。 年 度 間 の 動 き を み る と， 特 にづいた，他の要因でコントロールした層別の比ETR 2 について14～15年にかけて変動係数が較では，両者はプラスの関係にあるということ

上昇している点を除けば，この間，法定税率のである。

引下げに伴って企業間の実効税率格差は縮小傾向にあるといえる。

この点を敷衍するため，ここで固定効果モデ
ルを採用せずに，ETR 1 と ETR 2 について同
じ説明変数を用いて pooled OLS により推計しⅣ．推定結果たところ，決定係数は大きく低下するものの，いずれのケースでも SIZE は 1 ％水準で有意に

図 表 6 は， 先 の モ デ ル に 従 っ て ETR 1 とプラスという結果となった22）。これは，固定効

ETR 2 のそれぞれについて推定した結果を示果モデルで考慮した，観察不可能な個別効果している。まず企業規模を表す SIZE について

（たとえば，個々の企業の経営資源）が同等なは，ETR １ と ETR 2 のいずれについても １ ％企業群のなかで比べると，規模が大きいほどそ水準で有意にプラスであった。これは，総資産の実効税率は高くなる傾向にあることを意味し額が多く，規模が大きい企業ほど実効税率は高ている。この場合，個別効果を考慮しない形でくなるという意味で political cost 仮説を支持の両者の相関はいわゆる「見せかけの相関」でする結果であり，先にみた図表 3 で，どちらのある可能性が高く，両者の間には本質的にプラ

65

わが国における法人実効税率の決定要因
図表 ６

推定結果

ETR 1

ETR 2

C

－1.281（0.276）***－0.578（0.172）***

SIZE

0.089
（0.015）***0.055（0.009）***DER－0.016（0.009）*－0.014（0.006）**

FIXA－0.405（0.043）***0.031（0.032）

ROA

0.494（0.070）***－2.234（0.073）***

PBR

0.005
（0.001）***

0.003（0.002）LOSS－0.402（0.156）***－0.726（0.160）***

RDE

0.290
（0.225）0.061（0.157）FSR

0.014（0.015）－0.010（0.009）あり

あり

0.921（0.895）

0.886（0.847）

S.E. of regression

0.100

0.076

F-statistic

34.27622.702年度ダミー
R-squared（Adjusted）（注） 括弧内は標準誤差，*** は 1 ％水準，** は 5 ％水準，* は10水準でそれぞれ有意を表す。

スの関係が成立していると解釈すべきである。

を抑制していることを示している。

したがって，少なくとも最近の日本の上場企業

FIXA（ 固 定 資 産 比 率 ） と の 関 係 で も，においては，企業規模と税率の関係について

ETR 1 について 1 ％水準でマイナスに有意とpolitical cost 仮説が説明力をもつといえる。

なり，想定通りの結果であった。すなわち，DER（ 負 債 比 率 ） に つ い て は，ETR 1 が

ETR 1 の分母であるキャッシュフローには減10％水準，ETR 2 が 5 ％水準で，それぞれマ

価償却が含まれていることから，固定資産比率

イナスで有意となり，当初の想定通りの結果との高い企業は，それだけ各種の減価償却控除をなった。これらは，キャッシュフロー，課税前

通じて税率が低くなるのは当然であると考えら

所得のいずれの尺度で税率を定義しても，負債れる。反対に，減価償却後の課税前所得を基準

比率の高い企業ほど，負債利子控除による課税にした ETR 2 では，FIXA と有意な関係は認

所得の圧縮を通じてか，あるいはエージェン

められなかった。

シー理論が想定する規律付けによって，税負担66

企 業 の 収 益 性 を 示 す ROA に つ い て は，

証券経済研究第97号（2017.３）

ETR 1 がプラス，ETR 2 がマイナスでいずれては有意でなかった。そこで，先にみた ROA

も １ ％水準で有意となっており，図表 4 でみたと PBR と の 相 関 係 数（0.51） を 考 慮 し て，両者の相関係数の符号と一致する結果となっ

ROA を説明変数から除外して同様の推定をた。 こ の よ う な 一 見 し て 不 可 解 な 結 果 は，行ったところ，PBR の係数は，ETR 1 についETR 1 の以下の分解式によって説明できる。

てプラス（0.007），ETR 2 についてマイナス

T PTI
TI
T
＝
＋
＋
CF CF PTI TI（－0.005）で，いずれも 1 ％水準で有意というETR 1と 2 種 類 の 実 効 税 率 と の 関 係 は， そ の ま ま

ETR 2

結果となった24）。こうした点から，先の ROA

まず ETR 2 について ROA の係数がマイナ

PBR にもあてはまるように思われる。すなわ

スなのは，ROA が高いほど，課税前所得に占

ち，成長性の高い企業は，それだけ収益性も高める課税所得の割合（TI／PTI）が低いか，あ

い傾向にあり，固定資産比率が低い（図表 4 でるいは（同時に）課税所得に占める税額の割合

PBR と FIXA の相関係数もマイナス）なかで，（T／TI）が低いからである

23）。つまり，収益性の高い企業ほど，所得控除や税額控除を多く積極的に租税節約を図っている状況を窺うことができる。

利用することで T／PTI を低くしているとみる

過年度からの損失繰越を反映した LOSS にことができる。そうした効果は，ROA の係数

ついては，想定通り，どちらの ETR のケース（－2.2）の高さから他の変数に比べて比較的強でも 1 ％水準で有意にマイナスとなった。欠損

いことがみてとれる。

金の繰越分は，直接的に課税所得を削減し，た

一 方，ROA の 高 い 企 業 は， キ ャ ッ シ ュ フとえ当年度の会計上の収益が大幅な黒字でも，ロ ー に 占 め る 課 税 前 所 得 の 割 合（PTI／CF）

当該企業の実効税率を相当程度引き下げる効果が高いという特性をも有している。それは，をもつ。代田（2015）は，個別企業の有価証券

PTI と CF の違いから，収益性の高い企業ほど報告書等から，日本の三大メガバンクがこうし減価償却費が少ないことを示唆しており，このた繰越欠損金制度を通じて長期にわたって課税点は，先の図表 4 で ROA と FIXA の相関係数

所得を圧縮してきた実態を明らかにしているがマイナスである（収益性の高い企業ほど固定が，本推計での結果は，同様の事態が分析の対資産比率が低い）ことと整合的である。

象とした非金融法人の中でも生じていることを結局，ROA が高い企業は，TI／PTI ないし示唆している。

T／TI が低いので ETR 2 はマイナスになって

その他，研究開発費（RDE）と海外売上比

し ま う が， 絶 対 値 で み て Δ（PTI／CF）／Δ

率（FSR）については，すべてのケースで有意ROA がΔ（T／PTI）／ΔROA を上回っているな結果は得られなかった。先の ETR との相関ために，これらを総合した T／CF はプラスに係数が，どちらの指標もマイナスであった点かなったと理解することができる。

らすると，全般的な傾向としては RDE や FSR

企業の成長性の指標とした株価純資産倍率が高い企業ほど，その実効税率は低くなってい（PBR）との関係では，ETR 1 について 1 ％水るといえる。しかし，いったん企業の個別効果

準で有意にプラスであったが，ETR 2 についでコントロールすると，両指標と実効税率との67

わが国における法人実効税率の決定要因

直接的な関係はほとんど認められないということ ETR 1 および ETR 2 との間にも同様の関係とである25）。

が推測される。
第 4 に，研究開発費と海外売上比率はとも

Ⅴ．むすびに，いずれの実効税率とも有意な関係は認められなかった。これら 2 つの要因と実効税率とは

本稿では，東証一部上場企業のパネルデータ

基本的にマイナスの相関があるものの，個別効を用いて，最近におけるわが国法人所得課税の果を考慮することで，両者の直接的な関係は遮実効税率がどのような要因によって決定される

断されることになった。

かについて検証を試みた。分析対象とした実効

総じて，固定効果モデルを通じて観察不可能

税率には，総税額を企業のキャッシュフローおな企業の異質性を考慮することは，欠落変数バ

よび課税前所得で除した ETR 1 および ETR 2

イアスを回避し，本推定モデルの説明力を格段を使用し，これら 2 つの税率についてそれぞれに高めることになった。分析の結果から，企業

固定効果モデルに基づき推計を行った。分析に間における実効税率の差異は，所得控除に起因より明らかにされた主要な点は以下のとおりでする要素を除けば，各社固有の個別効果に加えある。

て，企業の規模，収益性，成長性といった特性

第 1 に，個別効果を考慮すると，規模の大きによって決まり，とりわけ収益性という要素がな企業ほど ETR 1 ，ETR 2 ともに高くなる傾

企業の租税回避行動と強い関係にあることが示向にあり，この点から，日本では，大企業ほど唆された。

政治的な費用が増大するという political cost仮説が成立している可能性が考えられる。

他方，本分析では，企業の研究開発や海外での事業展開といった，租税節約につながりやす

第 2 に，負債比率，繰越欠損金の割合が高い

い活動と実効税率との間に直接的な関連を見い企業ほど ETR 1 ，ETR 2 はともに低く，同様

だせなかった。しかし，これにより両者の関連に固定資産比率の高い企業も ETR 1 が低い傾性が租税政策上重要でないということにはなら向にあった。これらは，それぞれ負債利子控ない。経営資源が豊富で，また収益性の高い企

除，損失繰越控除，減価償却控除といった，主業ほど，そうした活動に積極的に従事し，税負として所得控除に基づく節税効果が働いた結果

担軽減の恩恵を受けていると想定されるからでであると想定される。

ある。その意味で，わが国における法人税負担

第 3 に，収益性の高い企業ほど，ETR 1 はのさらなる公平性と中立性を追求するにあたっ

高くなっているが，ETR 2 については逆に低ては，国外所得の課税漏れや税回避を狙いとしくなっていた。これは，収益性に優れた企業

た海外への所得移転を防止するのはもちろん，は，それだけ固定資産比率が低く，減価償却費

研究開発税制などの単なる租税回避手段になりが少ないためにキャッシュフローに占める課税かねない特別措置に関して，その政策効果を見

前所得の割合が高いなかで，税法上の所得控除極めながら可能な限り縮小・廃止していくべきや税額控除を利用して積極的に租税節約を図っであろう。

ているからであると考えられる。企業の成長性

68

本研究はいくつかの点で拡張が可能である。

証券経済研究第97号（2017.３）

第 1 に，われわれは2012～2015年のデータを用の30％あるいは300万ユーロを超える部分について控除はいて分析を行ったが，近年の法人税改革の評価

World tax summaries を参照 ; http://taxsummaries.pwc.

という視点からは，実効税率の格差やその決定

不 可 と な る ） ケ ー ス も あ る（PricewaterhouseCoopers
com /u k /t ax su m m aries/wwt s.n sf/I D/Germ an y Corporate-Deductions）。

要因が1990年代や2000年代などと比較してどの

9） Kraft（2014），p. 4 ．

ように変化したか明らかにする必要がある。第10） Richardson and Lanis（2007），p.692．

2 に，本稿では上場企業のみを対象としたが，非上場企業ではどのような違いがあるのか，興味深い問題である26）。第 3 に，コーポレートガ
バナンスの観点から株式の保有構造や取締役会11） 日本では近年，エネルギー環境負荷低減推進税制（2011年）や生産性向上設備投資減税（2014年）など，取得資
産の特別償却や即時償却を可能とする新たな租税特別措置が導入されている。
12） 過年度に生じた欠損金の繰越控除は，2010年まで所得の100％まで認められていたが，11年から所得の80％（15年から65％，17年から50％）まで引き下げられているの特性などが実効税率に影響を与えるとの欧米（財務省ウェブサイトを参照）。そこで，本分析では，で の 議 論（Gupta and Newberry（1997），Ri-

ROA が08年に－0.5（損失発生）で，09年以降はすべてbeiro et al（2015））があるが，日本ではどう

ROA の水準を利益あるいは損失とみなして，たとえば0.1であった場合には，10年まで控除上限が100％，それ以降は80％なので，12年度の前年からの繰越控除分は，0.5－（0.1×1）－（0.1×1）－（0.1×0.8）＝0.22と な る。 同 様

なのか。これらは今後の課題である。

に，翌年度以降の繰越控除分は，13年度：0.22－（0.1×＜追記＞本研究は，平成27年度から助成を受けている日本
学術振興会科学研究費補助金（基盤研究（C）：課題番号
15K03523）による研究成果の一部である。

0.8）＝0.14，14年度：0.14－（0.1×0.8）＝0.06となるが，15
年度については，0.06－（0.1×0.8）＝－0.02で，前年にそれまでの損失の繰越がすべて相殺し尽されたので，当年の繰越控除分は ０ となる。
13） 2008年度税制改正により，それまでの試験研究費の増

注1） この点で，片桐（2014）は，2000年代以降の法人税改革について「景気や企業対策から法人税率の引下げや減免税が先行し，課税ベースの拡大・適正化は遅れている」と指摘している（片桐（2014），241頁）。
2） 政府税制調査会（2014），「法人税の改革について」 2頁。
3） これに対して，Devereux and Griffith（1998）で示されたフォワードルッキングな平均実効税率（EATR）の概念もある。わが国では，鈴木（2011）が，限界実効税率（EMTR）とともに，日本とアジア諸国の EATR について計測し，比較を行っている。また，企業の投資に影響を与えるとされる EMTR の推計を行った先行研究については，井上・山田（2014）を参照。
4） 北村（2002）では，経済産業省「企業活動基本調査」の個票パネルデータを用いて法人実効税率を推計しているが，データ上の制約から法人の税負担の中に「租税公00課」がすべて含まれているため，厳密には法人所得課税の負担率を対象としたものではない。他方，川口（2009）
は， 日 経 NEEDS の2000年 度 と2004年 度 の ク ロ ス セ ク
ションデータを用いて，租税特別措置の影響により企業規模間で負担（限界税率）格差があることを計量的に明らかにしている。
5） Avi-Yonah（2006），pp.19-20．
6） Kraft（2014），p. 3 ．
7） Ribeiro et al（2015），p. ９ ．
8） ただし，ドイツのように負債利子の控除に制限を設けている（EBITDA（利払い・税引き・減価償却前利益）

加分にかかる特別税額控除の特例を改組し，一定の条件の下で，①試験研究費が過去 3 年平均額より増加した場
合，その増加額に一定の控除率を乗じた額の税額控除（増加型），②試験研究費が平均売上額の10％を超えた場
合，その超過額に一定の控除率を乗じた額の税額控除（高水準型），のいずれかを選択できる特例が創設された。これは，従来の恒久的措置として存在した，試験研究費の総額の一定割合を税額控除できる「試験研究費の総額に係る税額控除制度」とは別枠で利用できる。なお，「試験研究費の総額に係る税額控除制度」は，近年，法人税の租税特別措置中では最大の税額控除項目となっており，その適用額は，12年：3,017億円，13年：4,796億円，14年：5,281億円，15年：4,848億円であった（財務省「租税特別措置の適用実態調査の結果に関する報告書」各年を参照）。
14） 租税条約で規定される場合を除き，内国法人の持株割
合が25％以上で，保有期間が 6 か月以上の外国子会社から受け取った配当については，その額の95％を益金不算入とすることができる（財務省ウェブサイトを参照）。
15） この考え方は，田近・油井（1989），21頁に基づく。
16） Richardson and Lanis（2007），p.696．
17） 国内企業の採用する会計基準については，日本基準，
米国基準，IFRS（国際会計基準）の 3 つがあり，これまでほとんどの企業が日本基準を採用していた。このうち，日本では2010年 ３ 月期決算から企業が任意で採用できるようになった IFRS については，15年 ３ 月末時点で75社が導入済みか採用を予定しており，これら企業の時
価総額（約108兆円）は全上場企業の約 ２ 割を占めるという（「日本経済新聞」2015年 4 月15日付電子版）。

69

わが国における法人実効税率の決定要因18） Thomson Reuters（2013），p.502を参照。
19） サ ン プ ル の 抽 出 方 法 は， 基 本 的 に Richardson andLanis（2007）に従った。電力・ガス会社をサンプルから除いたのは，これらの事業者（保険会社も同様）にかかる法人事業税が所得ではなく収入を課税標準としているからである。
20） これら 3 つの変数は，各々の適用条件に該当しなければ 0 になるという点で，その他の変数とは性格がやや異なる。対象期間の全ての期間において適用条件からはずれ た 企 業 は， 総 数525の う ち， そ れ ぞ れ LOSS：484，
RDE：101，FSR：160であった。
21） すべての変数間で計算した VIF 統計量から問題は認められなかった。
22） 他方，固定効果モデルを維持しながら，SIZE 以外の説
明変数を変更しても，SIZE が有意にプラスとなる結果は変わらなかった。
23） T は税額控除後の税額なので，T／TI は必ずしも法定税率と一致しない。
24） PBR を説明変数から除外して推定すると，ROA の係
数 は，ETR 1 で0.528，ETR 2 で －2.206（ い ず れ も 1 ％水準で有意）という結果になり，PBR を含めた場合とほとんど変化なかった。
25） ここでも個別効果を考慮しない pooled OLS による推定では，ETR 1 ，ETR 2 のいずれの場合でも，RDE と
FSR の係数は 1 ％水準で有意にマイナスであった。
26） この点で，川口（2012）は，2001～04年までの株式公開企業・非公開企業のパネルデータを用いた分析により，株式非公開企業が所得を役員報酬として分配することで法人税負担を回避しているという結果を導いている。

態」『平成14年度企業統治構造分析委員会報告書』（http://www.ier.hit-u.ac.jp/~kitamura/PDF/
A213.pdf）。
代田純（2015）「我が国の法人税と課税所得」『証券経済研究』第91号，25-43頁。
鈴木将覚（2011）「アジア 4 カ国と日本の法人実効税率 の 比 較 」『 財 政 研 究（ 第 7 巻 ） グ リ ー ン・
ニューディールと財政政策』有斐閣，209-229頁。
鈴木将覚（2014）『グローバル経済下の法人税改革』
京都大学出版会。
田近栄治・油井雄二（1989）「日米法人企業の税負担―平均実効税率の計測―」『経済研究』第40巻，
第 1 号，20-33頁。
田近栄治・油井雄二（2000）『日本の企業課税―中立性の視点による分析』東洋経済新報社。
戸谷裕之（1994）『日本型企業課税の分析と改革』中央経済社。
林田吉恵（2002）「わが国の法人企業の税負担率について―日経財務データによる分析―」『関西学院
経済学研究』33号，244-247頁。
林田由恵（2003）「法人税改革と企業の税負担―日経
財務データによる分析―」『関西学院経済学研究』

参

考

文

献

井上智弘・山田直夫（2014）「ベルギー法人税制における NID 導入の効果」『会計検査研究』No.49，
11-28頁。
片桐正俊（2014）「税制改革の展開と今後の方向」片桐正俊編『新財政学（第 3 版）転換期の日本の財政』，213-246頁。
川口真一（2009）「企業の税負担格差と租税特別措置―研究開発・設備投資に関する優遇措置が実効税率に与える影響について―」『環境政策論集』
第 3 巻，第 1 号，13-31頁。
川口真一（2012）「株式非公開企業による租税回避行
動―企業パネルデータを用いた実証分析―」『経済学季報』第62巻，第 3 号，83-104頁。
北村行伸（2002）「企業活動における法人税負担の実70第34号，127-149頁。
林田由恵（2004）「わが国法人税負担の産業別・企業
別分析―日経財務データを用いたケーススタ
デ ィ ー ―」『 関 西 学 院 経 済 学 研 究 』 第35号，
67-86頁。
三好ゆう（2007）「わが国における産業別法人税負担の分析」『立命館経済学』第56巻，第 2 号，278302頁。
三好ゆう（2008）「わが国の企業規模別法人税負担格
差とその要因―法人税への加算額および税額控
除額が及ぼす影響―」『立命館経済学』第57巻，
第 2 号，138-154頁。
三好ゆう（2009）「法人税の課税ベース拡大と税負担への影響―減価償却費，引当金を中心に」『立命館経済学』第57巻，第 5 ・ 6 号，208-241頁。
Avi-Yonah, R.（2006）“Corporate Social Responsibility and Strategic Tax Behavior”, Law & Eco-

証券経済研究第97号（2017.３）

nomics Working Papers Archive: 2003-2009,

porate Effective Tax Rates–Evidence from List-

University of Michigan Law School（http://re-ed Firms in China”, The Chinese Economy, 40,

pository.law.umich.edu/law econ archive/

pp.49-67.

art65）．

Manzon, B. and G. Plesko（2002）“The Relation Between Financial and Tax Reporting Measures

Derashid, C. and H. Zhang（2003）“Effective Tax
Rates and the ʻIndustrial Policyʼ Hypothesis:of Income”, Tax Law Review, 55, pp.175-213.

Evidence from Malaysia”, Journal of Interna-

Noor, R., M. Fadzillah and N. Mastuki（2014）“Cor-tional Accounting, Auditing and Taxation, 12,

porate Tax Planning: A Study On Corporate

pp. 45-62.

Effective Tax Rates of Malaysian Listed Companies”, International Journal of Trade, Eco-

Devereux, M. and R. Griffith（1998）“The Taxation

nomics and Finance, 1（2）,pp.189-193.

of Discrete Investment Choices,” Working Paper Series, No. W98/16, Institute for Fiscal

Porcano, T.（1986）“Corporate tax rates: Progressive, proportional, or regressive”, Journal of theStudies.
（http://www.ifs.org.uk/wps/wp9816.pdf）

American Taxation Association 7 , pp.17-31.

Dyreng, S., J. Hoopes, and J. Wilde（2014）“PublicRego, S.（2003）“Tax-avoidance activities of U.S.

pressure and corporate tax behaviour”, Work-

multinational corporations”, Contemporary Ac-

ing Paper Series WP14/16, Oxford University

counting Research, 20, pp.805-833.

Centre for Business Taxation

Ribeiro, A., A. Cerqueira and E. Brandao（2015）（http://www.sbs.ox.ac.uk/sites/default/files/“The Determinants of Effective Tax Rates:

Business_Taxation/Docs/Publications/Work-

Firmsʼ Characteristics and Corporate Gover-

ing_Papers/series-14/WP1416.pdf）．

nance”, FEP Working Paper,（http://wps.fep.up.pt/wps/wp567.pdf）．

Gupta S. and K. Newberry（1997）“Determinantsof the variability of corporate effective tax

Richardson, G. and R. Lanis（2007）“Determinants

rates: Evidence from longitudinal data”, Journalof the variability in corporate effective incomeof Accounting and Public Policy, 16, pp.1-34.

tax rates and tax reform: Evidence from Aus-

Janssen, B and W. Buijink（2000）“Determinants oftralia”, Journal of Accounting and Public Policy,
26, pp.689-704.

the Variability of Corporate Effective Tax
Rates（ETRs）: Evidence for the Netherlands”,

Thomson Reuters（2013）Worldscope Database-Data Definitions Guide（Issue 14. 2 ）．

MARC Working Paper MARC-WP/ 3 /2000-08 （https://core.ac.uk/download/pdf/6941696.pdf）.

Zimmerman, J.（1983）“Taxes and Firm Size”, Jour-

Kraft,A.（2014）“What Really Affects German

nal of Accounting and Economics, 5 , pp.119-

Firmsʼ Effective Tax Rate?”, International Journal of Financial Research, 5（3）,pp.1-19.
Liu, X. and S. Cao, S（2007）“Determinants of Cor-

149.



（獨協大学経済学部教授・
当研究所客員研究員）

71