経済経営研究
年

報第23号（皿）⑲神戸大学
経済経営研究所

1973

経済経営研究23（I）⑧

神戸大学経済経営研究所

目次

アルゼンチンおよびブラジルの輸入貿易構造の比較研究一………・・川田

ブラジル経済の高度成長・……………・・西一その回顧と展望一

会計利益情報と株主意思決定…………中

冨久雄

1

嘉

昭

55

勲

75

向

野

一計量会計学的アフローチー

単純最小2乗推定量の有効性：

巾等共分散行列の場合………………定道
明治期「三ツ割」制度の一考察………高

宏185

橋

久

一

197

島

芳

郎

235

〔資料〕

企業の発展と社名の変化……………生一製造業の場合一

研究会記事○国際資金専門委員会○情報システム専門委員会

アルゼンチンおよびブラジルの輸入貿易構造の比較研究

川
第1章

田

総

冨

久雄

論

筆者は，さき一にアルゼンチンとブラジルの輸出貿易構造の比較を行なったが，（本研究年報第22（皿）号）本稿ではこれら両国の輸入貿易構造の比較を行

なおうとするものである。

最初に両国の輸入の規模，成長率，輸出と輸入の相関関係などの比較を行な
い，つぎに輸入商晶構成の比較および輸入地域構成の比較を行なう。最後に主要輸入商品について輸入相手国の比較を行ないだい。

第1節輸入の規模と成長率
最初にアルゼンチンおよびブラジルの輸入額の規模を世界輸入額，先進国輸入額などと比較しつつ，両国の輸入額の相対的地位を明らかにす乱
世界の輸入額は1950年の583億ドルから1955年の881億ドル，1960年の1，186
億ドル，1965年の1，753億ドル，1970年の2，939億ドルヘと増加し，1971年には3，000億ドルの大台を突破し，3，293億ドルに達している。

アルゼンチンの輸入額は1950年の9億6，400万ドルから1970年には16億8，500万ドル，1971年には18億8，800万ドルヘと増加したのに対して，ブラジルの輸入額は1950年の10億g，800万ドルから1970年には28億4，900万ドルに達し，1971
年には37億ドルヘと急増した。

1950年にはアルゼンチンとブラジルの輸入額はブラジルの方が僅かに多い程
1

経済経営研究第23号（1）度であった。1955年，工960年においてもブラジルの方がアルゼンチンよりも幾分その輸入額が大きかったが，1961年には両国の輸入額はともに約14億6，000万ドルで殆んど等しかった。1965年には逆にアルゼンチンの輸入額の方がブラジルのそれを僅かばかり上廻った。しかし，1970年，1971年にはブラジルの輸入額の方がアルゼンチンのそれよりも著しく大となり，1971年には前者は後者の約2倍に達してい孔アルゼンチンもブラジルも，その輸入額は1950年より1971年に至る21年間に相当大きく増加した。すなわち，アルゼンチンの輸入額は9億6，400万ドルから18億8，800万ドルヘと約2倍に増加し，ブラジルの輸入額は10億g，800万ドル
から37億ドルヘと約3．4倍に増加した。しかし，世界の輸入額はこの期間に583億ドルから3，293億ドルヘと約5．6倍に増加したから，両国の輸入額が世界輸入額に占める割合は，1950年においてアルゼンチンは1．7％，ブラジルは1．9％であったのが，1971年にはアルゼンチンはO．6％，ブラジルは1．1％へとそれぞれその比重を低下させた。

世界輸入額における先進工業国の比重は1950年の62．7％から1971年の71．7％へと上昇したのに反して，低開発国の比重は27．8％から19．4％へと低下した。
ラテン・アメリカの比重も同じ期間に8．2％から4．8％へと低下した。

先進国の世界輸入額における比重は全体として増加したけれども，アメリカの比重は同期間に16．5％から14．7％へ，

イギリスの比重は12．7％から7．3％へと減少した。一方，日本の比重は1．6％から6．O％へ，西ドイツの比重は4．6％から10．4％へと増加している。

（第I−1表参照）

いま1951年から71年に至る各年の輸入額を，世界，ラテン・アメリカ，日本，ブラジル，アルゼンチンについてグラフで示すと第1図の通りである。
この図で明らかなことは両国ともに輸入額の上昇，下降の変動がしばしば見られることである。とくにアルゼンチンの輸入額は1951年以来上昇，下降の変動が頻繁かつ大きい。ブラジルも1950年代には輸入額の変動の波が大きかった
けれども，その後はアルゼンチンよりは変動が少ない。両国ともに1960年代の2

アルゼンチンおよびブラジルの輸入貿易構造の比較硯究（川田）第1図

アルゼンチンおよびブラジルの輸入額と世界，ラテン・アメリ
カおよび日本の輸入額との比較（1951−1971）（IMF，1FSによる）
単位：百万ドル
億トルレ

329．300

3000
2000
1500

1000

・世界の輸入額Eラテン・アメリカの輸入額㌦界の嚇揖D．・．一日本の輸入額
E・・… @フラシルの輸入額
鼈黶E Aルゼンチンの輸入額

500

200

．19．727

／

ノ
100

！

．利カの輸入額。側弓チン／

P5，900

／

。

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箏能

50
4．脳

ｭ ！
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．3，700
。．

3・033

2，410

20

@ ！ 、・
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．

P．螂、1．630
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10

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u795

O

・・｝・…へ

．

！！＼雌ソ

P，888

…ルヘ、・・1，310、〃！

螂醐1アルゼンチンの輸入額

19515253引5 5 56 57 58 59 6 061626364

鵬

5

66

67

68

69

70

71

経済経営研究第23号（1）

第I一表

世界の輸入額におけるアルゼンチンおよびブラジルの地位（百万ドル）
国名1950

世界輸入総額
（Cif）
、ア

ル

ゼ

ン

チ

ラ

1960

1965

1970

1971

58，30088，100 118，600 175，300 293，900 329，300（100．O）（100．O）

ン

（〃）
ブ

1955

ジ
ル
（〃）

（100．O）（100，0）（1OO．O）（100．0）

964

1，173

1，249

1，199

1，685

1，888

（1．7）

（1．3）

（1．1）

（O．6）

（O．6）

（O．6）

1，098

1，306

1，462

1，096

2，849

3，700

（1．9）

（1．5）

（1．2）

（O．6）

（1．O）

（1．1）

120，510 211，460

236，020（71．9）（71．7）

（比較）

先

進

低

開

工

業

国

36，50056，71079，300（62．7）（64．4）（66，9）（68．7）

発

国

16，20023，20029，00037，40055，60063，900（27．8）（26．3）（24．4）（21．3）（18．9）（19．4）〔4，800〕（8．2）

〔6，890〕（7．8）

〔7，690〕
（6．5）

924

2，471

4，491

8，176

18，896

19，727

（ユ．6）

（2，8）

（3，8）

（4，7）

（6−4）

（6．0）

〔ラテン・アメリカ〕
本

ア

メ

リ

カ

イ

ギ

リ

ス

西

ド

イ

ツ

（出所）IMF，Jm柳棚物m〃珊mmc

後半頃から，〔8，960〕 〔14，040〕 〔15，900〕
（5．1）
（4．8）
（4．8）

9，631

12，48916，50623，18542，46948，520（16．5）（14．2）（13．9）（13．2）（14．5）（14．7）

7，358

10，80912，714

16，10521，725（12．7）（12．3）（1O．7）

（9．2）

（7．4）

24，OOO
（713）

2，697

5，793

10，107

17，47229，81434，256

（4．6）

（6．6）

（8．5）

（1O．O）（エO．1）（1O．4）

o∫刎古5材。8．

とくにブラジルは1965年から上昇傾向が著しい。既述のとおり

1961年には偶然にも両国の輸入額が大体等しくなった。その後アルゼンチンは
1963年に1O億ドル以下に低下し，65年にはかなり回復し，その後，67年まで横這いであったが，67年以後は上昇傾向にある。

日本の輸入額は1958年に一時低下したが，その後は62年に停滞したのを除いて，順調に増加している。ラテン・アメリカの輸入額も57年から59年にかけて多少低下したが，その後は63年までは横這いであったが，それ以後は着実に上昇している。

4

アルゼンチンおよびブラジルの輸入貿易構造の比較研究（川囲）

このように見ると，1960年代後半以前にアルゼンチンやブラジルの輸入額に上昇，下降の変動がしばしば見られることは，これら両国の輸入の一つの特徴であろう。

いま1951年より71年に至る期間におけるアルゼンチンとブラジルの輸入額の変動の趨勢を比較するために，最小自乗法を用いて両国の一次式頼向線（回帰直線）y害α十あXを求めれば，第I−2表のようなデータを得る。これをグラフで示せば第2図の示す通りである。1951−71年の期間におけるブラジルの傾
向線の勾配はアルゼンチンの約2．5倍になっている。
第2図アルゼンチンとブラジルの輸入額の直線傾向線の比較（1951−1971）
ドル

◎

［≡

◎

◎

ブラジルの回帰直線
ブラi
Y≡1184．8＋48．46X
Y≡1

O
X
x

◎

ox◎o
X nx
X

X

X

O

O

X

◎螂◎◎
X

◎

OX
X

X

xOxX

アルゼンチンの回帰直線
アルセン

X

x

19515253545556575859606162636465666768697071

Y−1031．フ十19．30X
Y−103

経済経営研究第23号（1）もっとも1970年，71年の輸入額の上昇はブラジルでは特に著しかったので，この2年間を除外して，1951−69年の期間における両国の輸入額について同様の計算を行なえば，第I−2表に示すとおり，ブラジルの傾向線の勾配はアル
ゼンチンのそれの1．2倍程度を示しており，両国の輸入額の増加傾向はブラジ
ルの方が多少大きいけれども，その差は1951−71年の期間におけるほど大きくはない。

第1−2表アルゼンチンおよびブラジルの輸入額変動の一次式傾向線
γ＝
期

十あXのデータ

間

あ標準誤差（A） 算術平均（B） 変動係数（A／B）

1951−711031．919．30

234．831244．0O119

1951−69

1127．85．90

194．56

1186．9

O．16

1951−711184．8

48．45

552．3

1717．8

O．32

1951−691480．3

7．36

330．4

1553．9

O．21（出所）IMF，〃mmα地n〃刷mmc伽

S肋跳地凡

アルゼン
チン

ブラジル

次にアルゼンチンおよびブラジルの輸入成長率を比較してみよう。
1950年から1970年に至る20年間の年平均輸入成長率はアルゼンチン2．8％，
ブラジル4．9％であって，ブラジルの輸入成長率の方が高い。

しかしながら，ブラジルの年平均輸入成長率もラテン・アメリカ全体の年平均輸入成長率5．5％よりは低く，このラテン・アメリカの輸入成長率は低開発国全体の年平均輸入成長率6．4％よりは低い。

また低開発国全体としての年平均輸入成長率は世界全体の年平均輸入成長率8．4％よりは低い。

先進工業国のこの期間の年平均輸入成長率は9・2％であるが，アメリカやイギリスの年平均輸入成長率はそれぞれ7．9％および5．6％で，先進工業国の平均より低いのみならず，世界平均よりも低い。一方，日本および西ドイツのこの期間の年平均輸入成長率はそれぞれ16，3％および12．8％であって，先進工業国
6アルゼンチンおよびブラジルの輸入貿易構造の比較研究（川田）平均や世界平均よりも著しく高い。

いま，1950年から1970年に至る20年間を1950一一60年と1960−70年との二つの期間に分けて考察すれば，1950−60年の年平均輸入成長率はアルゼンチン2．6％，ブラジル2．9％で両者の差は小さく，ブラジルが多少高いだけであるが，1960−70年の期間ではアルゼンチンは3，O％，ブラジルは6．9％でブラジルの年

平均輸入成長率はアルゼンチンの2倍以上である。
さらに詳しく，1950−60年の期間を二つに分けて1950−55年，1955−60年の期間に分けて見ると，1950−55年の期間では輸入成長率はアルゼンチンが4．5％，ブラジルが3．5％でアルゼンチンの方が多少高いが，1955−60年の期間ではアルゼンチンの輸入成長率は1．3％，ブラジルのそれは2．3％であって，この期間ではブラジルの方が高くなっている。

同様に1960−70年を前後二つの期間に分けて，1960−65年と1965−70年として，両国の輸入成長率を比較すると1960−65年には両国ともにマイナスの成長率を示している。しかし，1965−70年には両国の年平均輸入成長率は増加し，アルゼンチンは7．0％，ブラジルは21．1％を示している。

この成長率は過去の各5カ年づつの期間の平均成長率に比べて両国ともに最高である。とくにブラジルの成長率21．I％は，日本の18．2％，アメリカの13．9％，西ドイツの11．3％

を上廻る高い成長率であり，この期間の世界平均成長率の2倍以上の高い率であった。

一般的にいって，1950−70年の期間を二つに分けて1950−60年と1960−70年の期間における世界平均，先進国平均，低開発国平均およびラテン・アメリカ
平均について輸入成長率を比較すれば，前者における輸入成長率の方が後者よ
りも低いようである。しかし，個々の国たとえば日本，西ドイツおよびイギリ
スは前者における輸入成長率の方が高い。

（第I−2表参照）

また5年づつの期間について，世界平均，先進工業国平均，低開発国平均およびラテン・アメリカ平均について輸入成長率を比較すれば1965−70年の5年間の輸入成長率が最も高い。

（ただし，日本，西ドイツおよびイギリスは1950

一経済経営研究第23号（一）一55年の輸入成長率の方が高い。）また，ユ955−60年の期間の輸入成長率が最も低い。（ただし，日本と西ドイツは例外である。）既述のように，アルゼン
チンとブラジルとは1960−65年の輸入成長率はマイナスであって，この期間の輸入成長率が最も低かった。

（第I−3表参照）

第I−3表アルゼンチンおよびブラジルの輸入成長率の比較（年平均） （％）…ト・・・…一・・・…一・・…ト・・1・…一・・・…一・・・…一・・

世界8．66．1
アルゼンチン
4．O 1．3
ブラジル

8，1

10．9

7．4

9．5

8．4

−O．8

7．0

2．6

3．0

2．8

3．5

2．3

−O．6

21．1

2．9

6．9

4，9

先進工業国

9．2

6．9

8，7

11．9

8，1

10，3

9．2

低開発国

7．44，6

5．2

8．3

6．0

6．7

6．4．

〔ラテン・アメリカ〕

〔7．5〕

〔3．1〕

〔9．4〕

〔4．8〕

〔6．2〕

〔5．5〕

12，7

18，2

17，1

15，5

16．3

7，0

13．9

5，5

10．4

7．9

4．8

6．2

5．6

5．5

516

11，6

11，3

14，1

11，4

12．8

（比較）

〔2．2〕

日
本21，712．7
アメリカ 5．35，7
イギリス 8．03．3
西ドイツ16，511．8（出所）IMF，IFS．

第2節

輸出と輸入の関係

一般的にいえば輸出の増加は輸入の増加をもたらし，輸出の減少は輸入の減少を伴なうものといえる。従って，通常の場合には両者の相関関係は大きい。

しかしながら，アルゼンチンとブラジルについて輸出と輸入の相関係数を計算すれば，1951年から71年に至る21年間において，アルゼンチンでは0，440と低いのに対して，ブラジルではO．897とアルゼンチンの2倍以上の値を示している。参考に日本について輸出と輸入の相関係数を計算すればO．989という高い
8アルゼンチンおよびブラジルの輸入貿易構造の比較研究（川田）

相関値を得る。

アルゼンチンとブラジルの輸出と輸入の相関係数は1951−64年の期間においてはそれぞれ一〇．163および0，437であるのに対して，1965−71年についてはそ

れぞれ0，838および0，951と高くなっている。日本は両期問ともに0，973という第I−4表アルゼンチンおよびブラジルにおける輸出額と輸入額との相関係数の比較（百万ドル）
年

1951

アルゼンチン

ブ

ラ

ジ

ル

（参考）

日

本

輸出輸入輸出輸入輸出輸入
1，169．O

1，480．02，O11．0

1，355．O

1，995．O

1，409．0

2，010．O

1，273．0

2，028．0795．0

1，539．0

1・319．O

1，275．0

2，410．0

979．0

1，562．0

928．6

1，172．6

1，423．3

1，630．O
1，305．8

1，629．02，O］1．0

2，399．0
2，421．0

56
57
58
59
60

943．8
974．8
993．9
1，009．0
1，079．1

1，127．5
1，310．4
1，232．6
993．O
1，249．2

1，482．0
1，391．6
1，243．0
1，282．0
1，268．8

1・239．7

2・501．03・230．0

1・488．0
1，352．9
1，374．5
1，462．1

2・858．0
2，877．0
3，456．0
4，055．0

4・28410
3，033．O3，599．O
4，491．0

61
62

963．9
1，216．9

1，460．4
1，356．5

1，403．0
1，214．1

1，460．1

4，236．0

5・811．063

1，364．6

980．7

1，406．5

4，917．0
5，453．0
6，674．0

5，637．0
6，737．0
7，948．052

688．0

1，179．053

1，125．054

1，027．055

1，757．064

1，410．3

1，077．2

1，429，8

1，475．1
1，486．9
1，263．5

65

ユ，492．5

ユ，ユ98．6

1，595．5

1，096．4

8，459．08，1．76．O

66

1，593．4

1，124．3

1，741．4

67

1，464．7

1，095．5

1，654．0

1，491．2
1，666，7

9，784．0
10，450，0

9，530．O
11，672．068
69

1，365．9
1，612．1

1，169．2
1，570．7

2，311．070

1，773．1

ユ，685．0

2，739．0

2，128，7
2，263．O
2，849．O

12，982．O
16，003．O
19，333，0

12，998．0
15，036．0
ユ8，897．071

1，740．O

1，888．0

2，904．O

3，700，0

24，040，0

19，727．0

1・235．0

1・244．O

1・649．4

1・717．8

293・7

252．0

452・6

601．8

6，257・5

5，366・8

0．238

0．203

0．274

0．350

0．902

0．741

A平
均
B標準偏差
・／・葎装

1，881．3

6・934，3

7・240．9

相関係数
1951−71

0．440

0．897

O．989

1951−64
1965−71

一〇．163

0．437

0．838

0．95ユ

0．973
0．973

（出所）IMF，IFSより算出

経済経営研究第23号（I）

相関係数を示している。

（第I−3表参照）

1951−64年の期間についてはアルゼンチンはマイナスの相関係数を示し，ブラジルも0，437と低い相関係数を示しているのが注目される。

1950年代から60年代の前半にかけて両国ともに輸出と輸入の相関係数が低いのは景気停滞や貿易・為替の制限がきぴしいために両者が相伴なって動くことができなかったことと思われる。1960年代の後半以来，両者の相関係数が大きくなっていること，とくにアルゼンチンのそれが大きくなっていることは貿易・為替上の制限が緩和されてぎたことによるものではないかと思われる。

アルゼンチンおよびブラジルの輸出と輸入の関係をグラフで表示すれば第2区および第3図に示すとおりである。
第3図

アルゼンチンの輸出と輸入の関係

億ドル

20

71

X

18

70

16
輪

入

12
10

62

57

X

52

x

58X
55X

x

60

x

6865
wX6664 ×

@ソ56
59

X

x

x

X

14

69

51

61

U3XX67
X

X54
53

x

8
6
4
2

02468101214161820僕固レ
輸

10

出

アルゼンチンおよびブラジルの輸入貿易構造の比較研究（川田）第4図健

ブラジルの輸出と輸入の関係

ル

』

40
38
36
34
32
30

フ1

l

フ。

w

28
26
24
輪
22
20
入 18
16
14
12
10

69

6宮

T2

51■

熱妥626057×66
B縁。。辮X

対5湖ヨ

榊湖65

x

8
6
4
2

024681012
第3節

14

16

輸

18

20

22

24

26

28

30債ド几

出

輸入額と外貨保有高との関係

一国の輸入額はその国の外貨保有額とかなりの相関関係があると推定される
ので，アルゼンチンとブラジルについて，それぞれの輸入額と前年末現在の外貨保有額との相関関係を検討し，相関係数を計算してみた。その結果，1951−
71年の期間において両者の相関係数はアルゼンチンは0，561，ブラジルは0，654

であって，ブラジルの方が高い。参考までに同期間における日本の輸入額と前年末現在の外貨保有高との相関係数を求めれば，O．947を得る。

日本の場合に比べて，（第I−4表参これら両国の相関係数が極めて低いことがわか乱照）

なお，われわれは両国について輸入額と実質GNPとの相関係数を計算したが，アルゼンチン0，513，ブラジル0，400であり，低い相関係数を示している。

11

経済経営硫究第23号（一）

また，輸入額と製造工業生産との相関係数も計算した牟，アルゼンチンO．598，

ブラジル0，531であり，これも低い値を示している。

（データは1953−68年で関連発表の数字を周し）た。）

第I−5表

アルゼンチンおよびブラジルの輸入額と外貨保有高（前年末）との相関関係年

次

アルゼンチン
輸入額

1951
52
53
54
55
56
57
58
59
60

平

1．173

ラ

ジ

ル

輸入額

外貨保有高

（参考）

日

本

外貨保有高

（前年末）

輸入額

666
517
529
605
483

1．995
2．028
2．410
2．399
2．421
3．230
4．284
3．033
3．599
4．491

1．076
1．270

1．987
1，986

L319

1．629
1．306

（前年末）

605
1．044
1，1O1

892
930

1，234
1．353
1．374
1．462

419
611
476
465
366

525
386
114
270
153

1．460
1．475
1．487
1．264
1．096

345
470
379
318
368

5．811
5．637
6．737
7．948
8．176

1．949
1．666
2．022
2．058
2．019

1，694

236
216
727
760
538

1．496
1．667
2．129
2．263
2．849

505
425
199
257
656

9．530
11．67212．99815．03618．897

2．152
2．119
2．030
2．906
3．654

L888

673

3，700

1，187

19，727

4，840

1，245

418

1，715

488

7，2姐

1，792

993
1．249

1．124
1．096
1，169

981
1．077
1．199

玉，576

0．561

（出所）IMF，IFSより算出

12

ブ

457
382
286
129
276

1．128
1．310
1．233

66
67
68
69
70

相関係数

655
520
420
531
524

795
979

1．460
1．357

均

（前年末）

1．480
1．179

61
62
63
64
65

71

外貨保有高

（百万ドル）

亘，488

0．654

828
1．032
1．446

0．947

アルゼンチンおよびブラジルの輸入貿易構造の比較研究（川田）第2章

輸入商品構成の比較

第1節商晶群別の比較
両国の輸入高晶を，（1）飲食物（SITC0＋1），（2〕原料（SITC2＋4），（3）燃料（SICT3），（4）工業製品（a．化学品SITC5，b、機械類SITC7
および。．その他工業製品SITC6＋8）の商品群に分類して，その構成を比較してみよう。（第正一1表参照）比較する年としては1955年，1961年，1965
年，ユ969年をとった。1960年ではなくて，1961年をとったのはこの年は偶然にも両国の輸入額がともに約14億6，000万ドルであって，商品構成の比較が極めて容易であるからである。

まず飲食物についていえば，その輸入金額も比重もブラジルがアルゼンチンに比べて著しく大きい。

これはブラジルが小麦などを大量（1969年には236万トン）に輸入するからである。ブラジルの小麦の輸入額は飲食物類の輸入額の6割ないし7割に達している。アルゼンチンの飲食物輸入の主要なものはコー
ヒー（1969年に4万6，OOOトン）であって約4割を占めている。

（後述）

ブラジルの飲食物の輸入額は1955年から1969年までの期間において上昇傾向を示している。そしてその比重も1955年の11％，61年の14％，65年の18％まで増加してきたが，1969年には13％へ低下した。アルゼンチンは飲食物の輸入金
額は1961年には低下したが，65年，69年には増加している。その比重は1961年には3％に低下したが，55年，65年，69年のいずれの年も6％台で比較的安定していた。

原料にっし）て見れば，輸入金額も比重もいずれもアルゼンチンの方が高い。

アルゼンチンの原科輸入金額は1955年の1億g，500万ドルが最高で，61年には
1億2，700万ドルに減少したが，65年には1億g，200万ドルヘと回復した。しかし，69年には1億7，500万ドルヘと僅かばかり減少した。

その比重も1955年が13

経済経営研究第23号（I）

第I−1表アルゼンチンとブラジルの商品グループ別輸入概成の比較（百万ドル）
1955

1961

1965

1969

商品群 アルセ ズ ラ アルセ プ ラ アルセ ブ ラ アルセ ブ ラ
シチン

ジ

ル

シチン

ジ

ル

シチン

ジ

ル

シチン

ジ

ル

総額1．1731．3061．4601．4601．1991．0961．5712，263（100） （100） （100） （1OO） （1OO） （1OO） （100） （100）
1．飲食物
76 旦44（3．4） 49
196 （6．1）73（18．6）
203 （6．7）
106 （13．2）
299（SITC O＋1）
（6．4） （11，O）（14．4）

2．原料
195（5．5）72 （8．7）
エ27（4．8）69（16．O）
192（5．3）
57（11．2）
175 （3．8）
87（SITC2＋4） （16．6）
3．燃料
203（21，6）281 （8．9）130（18．3）
268 （9．6）
115 （20，6）
225 （6．7）
106 （12．9）
292
（SITC
3） （17．3）
4．工業製品

698

707

1．154

923

818

607

1．184

1，579

（59．6）（54．1）（79．0）（63．2）（68．1）（55．4）（75．3）（69．7）

a．化学品

93

120

92

b．機械類

249

360

676

227

386

（SITC

5）

（7．9）

（SITC

7）

（21．3）

c．

その他

工業製品

（SITC

（30，4）

（9．2）

（6．3）

（27．6）

356（46．3）（17．3）（26．4）

146（10．O）

130（10．8）

523（35．8）

301（25．1）

254（17．4）

174（15．9）

244（22．3）

387（32．2）

200（12．7）

339（15．O）

480（30．5）

775（34．2）

189

504

465

（17．2）（32．1）（20．5）6＋8）（出所）uN．，γ幼功。o尾。ゾ〃e伽α地m〃丁吻6eαα桃κc5．

16．6％で最大であったが，61年には8．7％へと著減した。65年には16％へと上昇したが，69年には再び11．2％へと下落している。アルゼンチンの輸入する重

要原料品は木材，ゴム，パルプなどが主であるが，木材が輸入原料のうちで最も重要であり，エ969年（輸入量55万トン）には約4割を占めてし）る。

ブラジルの原料輸入はアルゼンチンに比べると金額も比率も低い。55年に7，200万ドル（5．5彫），61年に6，900万ドル（4．8％），65年に5，700万ドル（5．3％），69年に8，700万ドル（3．8形）を記録している。

燃料についていえば，両国ともに大部分は原油および石油製品であ孔アルゼンチンの燃料輸入額は，1955年の2億300万ドルから61年の1億3，000万ド
ル，65年の1億1，500万ドル，69年の1億500万ドルヘと減少している。その14

アルゼンチンおよびブラジルの輸入貿易構造の比較研究（川田）比率も1955年の17．3％から61年の8．9％，65年の9．6％，69年の6，7％と大体において低下傾向にあ孔これは国内の石油産業の発達によるものと思われる。
アルゼンチンの原油生産高は工962−66年平均で1，387万トンであったが，王969
年には1，810万トンヘと増加している。

（国連世界統計年鑑（1971）による）一方，ブラジルの燃料輸入額は1955年には2億8，100万ドル，61年には2億6，800万ドル，65年には2億2，500万ドルと多少減少したが，69年には2億9，200万ドルに増加した。
と著減している。

しかし，比率は55年の21．6％から69年には12．9％へ（上記国連統計によればブラジルの原油生産量は1962−66年

平均で469万トン，1969年には846万トンであった。）

工業製品輸入全体について比較すれば，1955年にはアルゼンチン6億9，800万ドル，ブラジル7億700万ドルでブラジルの方が僅かばかり大きかったが，61年と65年にはアルゼンチンの方（それぞれ11億5，400万ドル，8億1，800万ド

ル）がブラジル（それぞれ9億2，300万ドル，6億700ドル）よりは大きく，69
年には再びブラジル（15億7，900万ドル）の方がアルゼンチン（11億8，400万ド
ル）よりは大きくなった。

コニ業製品輸入額の総輸入額に占める比率についてみれば，1955年にはアルゼ
ンチンは約60％，

ブラジルは54％であったが，1961年には両国ともに比率が増加し，アルゼンチンは79％，ブラジルは63％を示した。65年にはアルゼンチ
ンは68％，ブラジルは55％へとそれぞれ減少した。しかし，69年には両国ともに再び増加し，アルゼンチンは75％，ブラジルは70％を示した。

工業製品はa、化学品，b．機械類（機械および輸送用機器），c．その他工業製品（原科別製品および雑製品）とに分けることができる。

化学品について見ると輸入金額でも，比率でもブラジルの方がアルゼンチン
よりも大きい。すなわち，1955年にアルゼンチンの化学品輸入額は9，300万ドルであったが，ブラジルの化学品輸入額は1億2，000万ドルであった。1969年には化学品輸入額はアルゼンチンでは2億ドルに達して1955年の2倍以上となったが，ブラジルでは3億3，900万ドルを示して，1955年の2．8借にも達してい15

経済経営研究第23号（1）る。化学品が輸入総額に占める割合は1955年にはアルゼンチンでは7．9％，
ラジルでは9．2％であったが，ブ

1969年にはそれぞれ12．7％および15．O％といず

れも上昇している。

機械類については輸入金額の動きをみれば，アルゼンチンでは1955年に約2億5，OOO万ドルであったが，61年には6億7，600万ドルにまで上昇した。

しかし，65年には3億ドルヘ減少し，69年には再び4億8，OOO万ドルヘと増加しているが，61年の数字よりは約2億ドルも低い。

ブラジルでは1955年の3億6，OOO万ドルから61年には5億2，300万ドルヘと増加したが，65年には2億4，400万ドルヘと半分以下に減少し，69年には再び7
億7，500万ドルと65年の3倍以上に増加した。1961年と65年を除けばブラジルの方がアルゼンチンよりは機械類の輸入額は大きい。また，輸入総額に占める比率も，1961年と65年を除けばブラジルの方が高い。

アルゼンチンの比率は1955年の21％から61年には46％へと急増したが，65年には25％に低下し，69年には再び30％へと回復している。ブラジルの場合は1955年の28％から61年には36％へと増加したが，65年には22％へと減少し，69年には再び34％へと増加した。

「その他の工業製品」（これは大部分が半製品または軽工業晶である）について比較すれば輸入金額はアルゼンチンの方がブラジルよりも各年にわたって
大き一く，輸入総額に占める割合も同様に，アルゼンチンの方が大である。1955

年と69年とを比べるとアルゼンチンの「その他の工業製品」輸入額は3億5，600万ドル，ブラジルのそれは2億2，700万ドルであったが，1969年にはそれ

ぞれ5億400万ドルと4億6，500万ドルヘと増加した。ブラジルの場合は輸入金
額はこの期間に2倍以上となったが，アルゼンチンの場合は1．4倍となったにすぎず，アルゼンチンとブラジルの差は縮少した。

「その他工業製品」が輸入総額に占める割合は，1955年にはアルゼンチン30％，ブラジル17％であったが，69年にはアルゼンチン32％，ブラジル21％で，両国ともに比重は上昇している。
16

アルゼンチンおよびブラジルの輸入貿易構造の比較研究（川田）工業製品について注目すべき点は1955年に比べて1969年には両国ともに輸入
金額も比率も増加していることであり，輸入総額に占める比率が1955年にはアルゼンチンが約60％，ブラジルが54％であったのが，1969年には前者は75％，

後者は60％に達していることである。すなわち，工業製品の輸入はアルゼンチ

ンでは総輸入額の4分の3，ブラジルでは5分の3に達していることである。
1955年と69年と比べて重要商品グループの比重の動きを比較すれば，飲食物については両国ともにその比重は大差はなく，原科についてはむしろその比重は低下傾向にあり，燃料についても同様に低下傾向にあるが，この期間における比重の低下は原料に比べて，その程度はかなり大であ孔
いま輸入商品をSITC

O〜9の輸入商品類に分類し，その集中係数を計算してみると，第I−2表に示す通りである。（集中係数の比較にっし）ては拙稿「アルゼンチンおよびブラジルの輸出貿易構造の比較研究」経営経済研究年報N皿22（皿）を参照されたい）

第皿一2表アルゼンチンとブラジルの商品類別輸出入集中係数の比較
1955

1960

1965

1969

輸出集中係数

アルゼンチン
ラ
ジ
ル

ブ

72，4
77．5

70，5
71．0

76，5
67．1

69，9
65．O

60，9
49，8
43．3

54，4
52，1
43．5

53，6
56，5
44．7

54，0
51，4
49，O

44，0
41．工

53，5
46．5

44，2
41．8

45，7
45．1

58，5
47，9
44．7

54，5
43，8
35．4

48，5
41，4
39．4

46，0
39，8
41．1

（参考）

日

本

イ

ギ

ス

ア

メ

カ

輸入集中係数

アルゼンチン
ラ
ジ
ル

ブ

（参考）

日

イ

ギ

ア

メ

本
ス

カ

（注）商品類別集中係数はSITC

O〜9の輸入総額に占める百分率を自乗して合許し，平方に開いた値である。（Michaely，Comcm物地閉伽〃mm励。伽j
Tmde，1962，Ch．2参照）（出所）U．N．，γ2α功。o尾。グ〃オe榊α伽mσ

Tmde∫肋眺〃。5．
1一

経済経営研究第23号（1）すなわち，輸入集中係数はアルゼンチンがブラジルよりやや高いが大体同じ位である。日本，イギリス，アメリカなどと比べても，1969年には日本と同程度であり，アメリカ，イギリスよりは多少高い。

輸入集中係数を輸出集中係数と比較すると，アルゼンチンもブラジルも輸入集中係数の方が低い。これは通常いわれているように低開発国はモノカルチェ
アー型の輸出構造をもつために輸出が特定の輸出商品に集中する傾向があり，

一方，輸入の面では多種多様の商品が輸入されるので集中の程度が少ないという説を証明するものでもあろう。

第2節個々の商品別の比較
各商品分類項目（SITC分類）のうちで主要な品目を選んで両国の比較を行なうこととする。

アルゼンチンでは食糧（SICTO）の輸入は1961年には総輸入額の約4％であったが，その他の年は6％程度であった。食糧のうちの主要品目はコーヒーであって，輸入総額の2％程度（食糧輸入の3分の1程度）を占めている。
ブラジルでは食糧（SICTO）の輸入は1961年と69年には輸入総額の約13％であったが，55年と65年には約18％にも達しても）る。食糧類の申で重要な品目

は小麦（輸入量は1965年188万トン，69年236万トンに達している）であって，1969年には7％に低下しているとはいえ，その他の年では輸入総額の約1割を占めており，主としてアメリカおよびアルゼンチンから輸入されている。食糧
輸入の比重が大きいこと，主要品目が小麦であることが，世界的小麦輸出国であるアルゼンチンと太いに異なるところであ孔
原料の輸入については，アルゼンチンはブラジルに比べて，その金額も比重も著しく高い。すなわち原料（SITC2）輸入金額について比較して見れば，アルゼンチンは1961年を除ぎ55年，65年，69年において1億7，OOO万ドルない
し1億8，000万ドルに達し，

ブラジルの6，O00万ドルないし7，OOO万ドルに比べて格段に大き一い。輸入総額に占める原科の比重もアルゼンチンは多いときには18

アルゼンチンおよびブラジルの輸入貿易構造の比較研究（川田）15％にも達しているが，ブラジルは4％程度である。原料品の主要品目について両国を比較すると，アルゼンチンは木材（1969年の輸入量は55万トン）が主であって，生ゴム（天然ゴムと合成ゴムを含む）およびパルプ（1969年の輸入量はそれぞれ4万1，000トンと16万g，OOOトン）がこれについでいる。ブラジル
では生ゴムとパルプ（1969年の輸入量はそれぞれ2万5，000トンと5万1，000トン）が主要な品目となっている。ブラジルの原料輸入額はアルゼンチンの木材

輸入額にさえ及ばない程度であったが，1969年には両者は殆ど等しくなり，ブラジルの原料輸入額の合計がアルゼンチンの木材輸入額を僅かばかり上廻っている。

アルゼンチンの木材の主要な輸入先はブラジルである。また生ゴムについて
は，天然ゴムはマレーシヤおよびシンガポール，合成ゴムはアメリカおよびイ

ギリスである。ブラジルでは天然ゴムはマレーシヤおよびシンガポール，合成
ゴムはアメリカより主として輸入されてい孔燃料の輸入額はアルゼンチンに比べるとブラジルの方が著しく犬である。

1955年以来1969年に至る期間ではアルゼンチンの燃料輸入額は2億300万ドル
から1億600万ドルヘと約半減したのに対して，ブラジルは2億8，100万ドルから2億g，200万ドルヘと微増している。（もっとも1965年には2億2，500万ドルまで下落したけれども）燃料は石炭・コークス等と石油および石油製品が主要
品目であ孔
る。

しかし，

石油および石油製品が圧倒的に大きな部分を占めていアルゼンチンでは石炭・コークス等の輸入額は1955年の3，300万ドルから65年の1，500万ドル，69年の1，200万ドルヘと下落している。数量の点から見ても1955年，61年には統計が入手できないので，1963年，65年と1969年を比べると77万トン，74万トン，50万トンと低下傾向を示している。一方，ブラジルでは石炭等の輸入額は1955年には2，200万ドル，61年には1，500万ドルで，アルゼンチンに比べて，これらの年には輸入額は少なかったが，1965年には2，300万ドルでアルゼンチンを追い越し，69年には3，500万ドルでアルゼンチンの3倍近くに達している。数量の面で見ても1955年には112万5，000トン（うち石炭19経済経営研究第23号（I）

112万トン），61年には90万トン（うち石炭86万トン），65年には117万トン（うち石炭105万トン），69年には200万トン（うち石炭工92万トン）となっていて，1965年および69年を比較してみれば，アルゼンチンよりも輸入数量は遙かに大きく，1969年にはアルゼンチンの50万トンに対してブラジルは200万トンを示し，約4倍に達している。石炭は大部分アメリカから輸入されている。
原油についてみれば，アルゼンチンの輸入額は1955年に8，900万ドルであったが，1969年には4，300万ドルヘと約半減している。数量的に見ても，1963年の87万トンから65年には355万トンヘと急増したが，国内生産の増加に従って69年には225万トンヘと低下している。（アルゼンチンの原油は中東およびベネズエラから輸入されている）

ブラジルの原油輸入額は1955年には7，700万ドルでアルゼンチンよりは低かったが，その後は増加してアルゼンチンを凌駕し，1961年には1億3，800万ド
ル，65年には1億5，600万ドル，69年には2億ドルに達し，アルゼンチンの4．6倍にものぼった。数量の面でも1955年には350万トン，61年には755万トン，65
年には1，024万トン，そして69年には1，337万トンを示している。65年の輸入量

はアルゼンチンの約3倍，69年の輸入量はアルゼンチンの約6倍となっている。ブラジルの原油輸入は主として中東およびベネズエラより行なわれるが，中東が大きな比重を占めてい乱
石油製品〔このうちにはSITC332．1ガソリン，332．2灯油，332．3蒸溜池（disti1ate｛ueloils），332．4残存燃料油（residual

fueloils）および332．5

潤滑油・グリースなどが含まれている〕の輸入額について見れば，アルゼンチ
ンでは1955年の8，100万ドルから69年の4，300万ドルヘと約半減している。数量的に見ればユ963年の60万ドル，ユ965年の77万トンから69年の225万トンヘと増加傾向にあ孔アルゼンチンの石油製品は主としてアメリカ，ベネズエラ，蘭領アンチルスなどから輸入されている。

ブラジルの石油製品輸入額は，1955年の1億7，700万ドルから61年の1億400万ドル，65年および69年のそれぞれ3，700万ドルヘと減少傾向にある。1955年
20アルゼンチンおよびブラジルの輸入貿易構造の比較研究（川田）には原油の輸入額よりは石油製品の輸入額の方が大であったが，69年には前者の方が後者よりも著しく大きくなり，5倍以上にも達している。アルゼンチン
ではユ955年には前者の方が幾分大であったが，69年には両者は殆ど同額となっれブラジルの石油製品は主としてアメリカおよび蘭領アンチルス，ベネズエ
ラなどから輸入されている。

数量の面から見れば，ブラジルの石油製品輸入量は1955年には520万トンであったが，その後は漸減し，1969年には62万トンに低落している。

石油製品輸入額のうちでも，最近（1969年）ではアルゼンチンは蒸溜池，残存燃料油および潤滑油，グリースが主であり，ブラジルはガソリンおよび潤滑油，グリースが主となっている。

化学品の輸入額はブラジルの方がアルゼンチンよりは大きい。化学品の申でも主要な品目は有機化学品であり，ブラジルではその他に化学肥料の輸入（主としてアメリカおよび西ドイツより輸入）が増加してい孔

化学品の輸入先

は，アルゼンチンの場合はアメリカ，西ドイツ，イタリア，イギリス，スイスなどであり，ブラジルの場合はアメリカ，西ドイツ，イギリス，フランス，スイスなどである。

1955年と69年とを比べると，

アルゼンチンでは化学品の輸入額は9，300万ド

ルから2億ドルヘ，ブラジルでは1億2，000万ドルから3億3，900万ドルヘと増加している。そのうち有機化学品はアルゼンチンでは同期間中に900万ドルから7，300万ドルヘと8倍以上，ブラジルでは2，800万ドルから9，800万ドルヘと3倍以上も増加した。数量的にはアルゼンチンではユ963年の2万8，000トンから1965年の7万8，000トン，69年の11万1，000トンヘと増加している。一方，ブラジルでは55年の3万3，O00トンから61年の5万5，000トン，65年の11万9，000
トンヘと増加し，69年の22万8，000トンに達しているが，これは同年のアルゼ

ンチンの輸入量の約2借である。

ブラジルでは化学肥料の輸入額も増加傾向にあり，1955年の1，600万ドルから69年には4，900万ドルヘと3倍に増加している。数量も1955年の26万トンか21

経済経営研究第23号（I）

ら69年には115万トンヘと4．4倍の増加を示している。アルゼンチンについては
化学肥料の輸入額は国連統計では示されていない。
原料別製品の輸入額については，い。すなわち，アルゼンチンの方がブラジルよりも大きアルゼンチンの原料別製品輸入額は1955年の3億3，900万ド

ル，61年の3億5，600万ドル，65年の3億4，700万ドルから69年には4億3，700
万ドルに達している。これに対してブラジルは55年に1億g，600万ドル，61年には2億1，800万ドルに達したが，65年には1億5，600万ドルに下落し，69年には3億7，600万ドルヘと急増したが，アルゼンチンの輸入額には及ばない。
原科別製品のうちで主要な品目は鉄鋼，非鉄金属（銅，アルミニウムなど），
紙・板紙などである。

鉄鋼の輸入額についてみれば，アルゼンチンでは1955，65，69の各年において原料別製品輸入額の約半分を占めており，とくに1965年には約6割を占めてい乱（鉄鋼の輸入先はアメリカ，ブラジル，イギリス，西ドイツ，日本などである）これに対して非鉄金属は鉄鋼に比べれば，その比重は低く，1955年と61年には約5分の1，65年と69年には約5分の2程度である。
ブラジルでは鉄鋼の輸入額は原料別製品の輸入額の申で占める比重は犬をいけれども，アルゼンチンの場合ほどは大きくはない。また，その金額もアルゼ
ンチンに比べて1955年，61年，65年には約3分の1であり，69年には約半分であ乱（ブラジルの鉄鋼輸入先は西ドイツ，日本，アメリカが主である）ブラジルの非鉄金属の輸入額は増加傾向にあり，特に近年にはその傾向が著しい。

1955年と61年には鉄鋼の輸入額よりは低かったが，65年と69年には鉄鋼の輸入額よりも大きくなっている。69年の輸入額は65年の2倍以上に達している。また，アルゼンチンの非鉄金属輸入額に比べても，1955年と65年を除いてはブラジルの方が大きくなっている。

非鉄金属の主要な品目は銅とアルミニウムであり，両国ともに銅の方がアル
ミニウムよりは輸入金額が大きい。銅の輸入先はアルゼンチンではチリが主であるが，ブラジルではアメリカ，西ドイツおよびチリである。ブラジルの鍋の22

アルゼンチンおよびブラジルの輸入貿易構造の比較研究（川田）

輸入額は1955年と65年にはアルゼンチンのそれよりは低かったが，61年と69年にはブラジルの方が高くなっている。アルミニウムの輸入額は1955年，61年，69年にはアルゼンチンの方が大きかったが，1969年には両国同額となった。ア
ルミニウムの主要な輸入先はアルゼンチンではアメリカ，

カナダ，

ノルウェ

ー，ガーナであり，ブラジルではカナダ，ノルウェー，アメリカである。
鉄鋼の輸入数量は1969年においてアルゼンチンは約170万トンであるが，ブラジルの鉄鋼輸入総量は国連統計では明らかでない。ただし，SITC67工から672を除き678までを集計すれば35万1，OOOトンとなっている。

これはアルゼンチンの約5分の1である。しかるに輸入金額は，ブラジルはアルゼンチンの約2分の1である。このように両国の鉄鋼輸入の数量と金額の釣合いがとれていないのは，

アルゼンチンは単価の比較的安い銑鉄（SITC671）やインゴット（SITC672）などを多量に輸入しているのに対して，ブラジルは単価の比較的高いフープ（SITC675），

レイル（SITC676），ワイヤー（SITC677）などを多く輸入していることによるものと思われる。その結果，1969年について見ればアルゼンチンの鉄鋼輸入額は2億7，000万ドル，輸入量は169万5，000トンであるからトン当り単価は122ドルとなる。

ブラジルの鉄鋼輸入額は1億500万ドルで，輸入量は35万1，000トンであるからトン当り単価は299ドルとなる。従って，ブラジルの鉄鋼輸入単価はアルゼンチンの約2．5倍となる。これによってブラジルの鉄鋼輸入量はアルゼンチンの鉄鋼輸入量の5分の1であるにもかかわらず，鉄鋼輸入額は2分の1であることが理解される。すなわち輸入単価（2．5）×輸入数量（O．2）＝輸入金額（O．5）となる。

鉄鋼のうち最も重要な品目は，両国ともに鉄板である。その輸入額はアルゼ
ンチンの場合は鉄鋼輸入額の約2割であるが，ブラジルでは約半分であ孔（1969年の数字による）。アルゼンチンでは鉄板のほかにインゴットの輸入額が6，800万ドルと鉄板についで大きな比重を占めているが，ブラジルではインゴットの輸入額は国連統計では示されていない。鉄板に次ぐ品目としてはバー（1，000万ドル）やチューブ（ユ，140万ドル）が示されている。

（金額はいずれ23

経済経営研究第23号（I）

も1969年）

鉄板の輸入量は1969年においてアルゼンチン42万トン，

ブラジル21万トン

で，ブラジルはアルゼンチンの半分である。

紙・板紙の輸入額は，ユ955年にはアルゼンチンの方がブラジルよりも低かったが，1969年にはアルゼンチンの方が高くなった。輸入量は1969年においてア
ルゼンチン33万トンに対してブラジルは15万トンであった。

紙・紙板の主要な輸入先はアルゼンチンではカナダとフィンランド，ブラジ
ルではフィンランドとアメリカである。

機械類および輸送用機器の輸入額は，1961年と65年を除いてブラジルの方がアルゼンチンよりは高い。そのうちわけを見れば1965年においては一般機械と電気機械ではブラジルがアルゼンチンよりは僅かばかり多いが，輸送用機器ではアルゼンチンがブラジルの約3倍に達していた。1969年にはブラジルは一般
機械，電気機械，輸送用機器のいずれにおいてもアルゼンチンを遙かに上廻っている。

両国の機械類および輸送用機器の輸入額の内訳について，さらに詳しく比較すれば第I−6表の通りである。十分に比較を行なうために資料は国連のCommodity

Trade

Statisticsにより，入手できる最も新しい年である1968年について検討を行なった。

1968年においてブラジルの機械類および輸送用機器の輸入額は6億5，900万ドルでアルゼンチンの3億6，000万ドルを大き一く上廻っている。

一般機械の輸入額はブラジル3億5，700万ドル，アルゼンチン2億2，200万ドルであって，ブラジルの方が多いが，一般機械の輸入額が機械類および輸送用機器の輸入総額に占める比重はアルゼンチン62％，ブラジル54％で，アルゼンチンの方が高も）。一般機械のうちで主要品目はアルゼンチンでは建設・鉱山機
械，動力機械，金属加工機械，事務機械，ポンプ，繊維機械などであり，ブラジルでは金属加工機械，動力機械，繊維機械，事務機械，鉱山・建設機械，ポンプなどであって，両国ともに主要品目は大体同じような機械類である。冷熱
24

アルゼンチンおよびブラジルの輸入貿易構造の比較研究（川田）

機械（heating

andcoo1i㎎equipment），荷役機械，ベアリングなどは輸入額

は大きくはないが，いずれもブラジルの方がアルゼンチンよりは多額の輸入を行なっている。

電気機械の輸入額についてみれば，ブラジルはアルゼンチンの2倍以上であり，機械類および輸送用機器の輸入総額に占める比重もブラジルの方が高い。

主要品目は両国ともに電動機が首位を占めているが，それについて，ブラジル
では電気通信機が電動機に劣らぬ大きな比重を占めている。アルゼンチンでも電気通信機は電動機につぐ輸入品目であるが，その金額は極めて小さい。電気
医療機，トランジスター等についてもブラジルの方がその輸入額は大き・い。

輸送用機器の輸入額については，

ブラジルは1億6，000万ドル，アルゼンチ

ンは7，300万ドルでブラジルの半分以下である。輸送用機器のうち最も重要な

品目は原動機付道路走行車輌（SITC732）であって，アルゼンチンでは輸送用機器の輸入額の半分以上，ブラジルでは約半分を占めている。乗用車の輸入
金額はアルゼンチン200万ドル，ブラジル800万ドルであって少ない。原動機付道路走行車輌のうち，最も重要な品目はアルゼンチンではトラックであるが，その金額も500万ドル程度である。
ラクターが重要である。

これに対してブラジルではトレーラー用ト

ブラジルのトレーラー用トラクターの輸入額は4，500万ドルに達し，原動機付道路走行車輌の輸入額の約6割にも及んでいる。

（そ

れぞれ1968年の数字による）

原動機付道路走行車輌につぐ品目は航空機であるが，この輸入額もブラジル

がアルゼンチンに比べて約3倍である。航空機につぐ品目は鉄道車輌であるが，この品目については両国の輸入金額の開きは小さい。

船舶の輸入は年によって変動が激しく，1968年にはブラジルは240万ドル，アルゼンチンは10万ドルであったが，1967年にはブラジル790万ドル，アルゼ
ンチン1，500万ドル，1969年にはブラジル2，600万ドル，アルゼンチン480万ドルとなっている。

25

経済経営研究第23号（I）

雑製品については両国ともに，その輸入額は増加傾向にあるが，金額も比重も他の品目に比べれば小さい。ブラジルの雑製品の輸入額は1969年においてア

ルゼンチンの2倍以上となっている。ブラジルの雑製品輸入額の主要品目は理化学用機器等であるが，アルゼンチンでは印刷物となっている。

第皿一3表アルゼンチンの主要品目別輸入額
1955

品

目

（百万ドル）

1965

1961（1969年）

1969

金額％金額％金額％金額％

総額1．1731001．4601001．1991001．571100
SITC○食糧756．4
071コーヒー30 2．6

5．8

6．3

1．4

3．1

26

2，2

2．0

2原 料 18215．5
231生ゴム 282．4

8．6
2．1
2．9
1．4

183
32
45
30

5，3
2．8
3．8
2．5

11．0
1．5
4．3
1．7

3燃
料 20317．3321石炭・コーク
33 2．8

8．9
1，4

115
ユ5

9．6
1．3

6．7
0．8

油

251パルプ・板紙
33 2．8243木材736．3

ス等
331原

332石油製品

81

7．6

2．9
3．7

62
26

5．2
2．2

2．7
2．7

5化学品

937．9
9 0．8

6．3
1．2

130
43

10，8
3．6

12．7
4，6

512有機化学品

6

原料別製品

641紙・板紙
67銭
鋼
674銭
板
68非鉄金属682
翁同684アルミニウム
7

機械類および輸送用機器

71一般機械

72電気機械

73輸送用機器

89

70

6．9

33928．9292，519716．8
45 3，840 25 3．4
2・1
8

0．7

249

21．2

…

…

24．4
3．0

347
44

28，9
3．7

27．8
4，0

14．4

176

14，7

13．2

5．2
2．9
1．5
1．0

65
66
38
20

46．3

301

133
96

…

6．6

123

5．8
5．5
3．2
1．7
25，1

11，1
46

5．2
5．5
2．7
2，0
30．6

19．2
3．8

iO．3

5．7

5．7

8雑製品
86理化学用機器 171，4
10 0．9

30

2．0

40

3．3

2．2

20

114

王6

1．3

0．3

892印

…

60．5

1．3

等

刷

物

（出所）U．N、，乃励。o為。グ〃emα肋m〃τ吻de5肋跳地ふ26

アルゼンチンおよびブラジルの輸入貿易構造の比較研究（川田）第i−4表

アルゼンチンの主要商品輸入量
1963

品

SITC071

コ

一

ヒ

243木

合成ゴム）

35
304

材

1969

1965
29

一

…生ゴム（菱警芸ム（千トン）

251パルプ・板紙

30
66

46
41

510

552

184

169

321石炭・コークス

770

739

504

331原

油

869

3．552

2，250

332石油製品

599

769

i，687

52王有機化学品
641紙 ・ 板紙

28

78

n1

151

236

329

1．336

1．695

216

374

418

684アルミニウム
原油生産量

18
15

28
36

29
54

13．51413．67218．096

粗鋼生産量

913

1，348

1，690

67

鉄

鋼

674鉄

板

682

銅

（参考）

（出所）U．N一，乃mあ。o尾。グ∫〃emα此mατm6e∫サα桃地∫．

（注）1968年の生ゴム輸入量は3万7，000トン（1，700万ドル）．であったが，そのうち天然ゴムは2万4，800トン（9，900万ドル），合成ゴム1万2，OOOトン（760万ドル）であった。原油・粗鋼生産量は国連統計年鑑による。

第I−5表

ブラジルの主要品目別輸入額
1955

晶

目

金額

i965

1961
％

金額

（百万ドル）

％

金額1

1969
％

金額

％

。，。。。1

総
SITC

額

1，306

100

1，460

100

1OO

2，263

O

○

041小

食

麦

糧

242
142

17．7
1O．4

193
139

13．2
9．5

202
136

18．4
12．4

294
162

13．0
7．2

2

原

料

64

4．9

64

4．9

43

4．O

71

3．1

2一

経済経営研究第23号（I）

ム

19
23

1．5
1．8

25
12

1．8
0．9

4

0．7
0．4

17
10

0．8
0．4

料

281
22

20．6

268
ユ5

18．3
1．O

225
23

20．5
1．6

292
35

12．9

1．7

満

77
177

5，6
13．O

138
104

9．4
7．1

156
37

14．2
3．4

20つ

37

8．8
1．6

5 化 学 晶
512有機化学品

120
28
16

8．8
2．0
1．2

146
44

10．0
3．0

19

1．3

174
59
26

15．9
5．4
2．4

339
98
49

15．0
4．3
2．2

6

196
31
68
24
31
15

14．3
2．3
5．O
1．8
2．4

218
32
65
35

14．2
1．2
4．4
2．4

376
35
105
52
126

16．6

5

360

231生

ゴ

251パルプ・板紙

3

燃321石炭・コーク

ス等

331原

332石油製品
561化学肥料
原料別製品

64i紙・板紙
67銭

鋼

674銭

板

68非鉄金属682
銅684アルミニウム
7

機械類および
輸送用機器

51

14．9
2．2
4．4
2．4
3．6

25

王．7

156
13
48
26
56
29

O．3

10

0．7

11

5．1
2．5
1．O

26．4

523

35．8

244

1．1

71一般機械
72電気機械
機器
73輸送用
8

雑

製

品

31
10

2．2
0．8

刷

物

12

O．9

86理化学用機器

892印

等

8

】．5

32

4．6
2，3
5．6
2．7
1．4

22．3

775

34．2
19．1
7．6

61

260
100
163

17．8
6，9
11．2

150
51
44

13．7
4．7
4．O

432

36
27

2．5
1．8

33
22

3．0
2．1

89
58

3．9
2．6

O．8

12

O．5

O．5

（出所）U．N．，脆mあ。o尾。グ∫mfe期切肋舳

1．5

τ吻de

171
173

716

Sサα眺地5一（千トン）

策正一6表ブラジルの主要商品輸入量
1955

1961

1965

1969

SITC041小麦
231生
ゴ
ム

1，686

1，881

1，876

2，356

21

43

11

25

251パルプ・板紙

124

80

18

51

炭
滴

1，125
3，513
5，202

902
7，549
3，061

1．172
10，244

2，008
13，371512有機化学晶

33
261

55
559

119
472

L150

641紙

工44

328

164（o

商

晶

（瓢差諮）

321石
331原

332石油製品
56旦化学肥料
67

28

鉄

・板紙
鋼

243

703

621
228

60

151

202（2）

351｛2〕

アルゼンチンおよびブラジルの輸入貿易構造の比較研究（川田）

674銭

板

682
銅
684アルミニウム
（参考）原

油

粗

生

鋼

産

量

生産量

27
15

145

119

210

7

36
19

23
22

48
54

265

4．549
2，443

4．488
2，983

8．461
4，925

1，162

（1）新聞用紙のみ，（2）SITC671〜678（ただし672を除く）の合計（出所）U．Nり地mわ。o冶。ゾ〃mm地m〃Tmde∫伽45地5．
（注）1968年の生ゴム輸入量は3万トン（1，640万ドル）であったが，そのうち天然ゴムは1万5，000トン（630万ドル），合成ゴムは1万5・300トン（1・OOO万ドル余）であっれ原油・粗鋼生産量は国連統計年鑑によ乱舞珂一6表アルゼンチンとブラジルの機械類および輸送用機器輸入額の構成

品

アルゼンチン

目

SITC7（百万ドル）

金

機械類および輸
送用機器合計71 動 一般機械
力
機

711

712
714

715

金属加工機械

717．1繊維機械
718．4建設・鉱山機械
719．1冷熱機械
719．2ポンプ等
719．3荷役機械
719．7ベアリング

72

電気

ジ

ル

額
659

100

61．7

357
38

54．1
5．8
2．1
5．3
7．6
5．0
4．9
2．3
3．6
2．1
2，3

機械

18．0
7．2
2．2
0．8

729．3トランジスター

1．9

722．1電 動 機
724 電気通信機
726 電気医療機

フ

100

7．2
2．5
5．3
5．6
5．3
8．1
1．9
5．3
2．8
2，8

農業機械
事務機械

フ

金

額

（1968）

14
35
50
33

32
15
24
14
15

143
49
35
8
10

21．7

160
16
72

24．2

8
69
2

1，2
10．5
0．3

7．4
5．3
1．2
1．5

・バルブ等

73

731
732

輸送用機器

銭 道 車輌
道路走行車輌

732．1乗用車
734 航
空
機
735

73

20．3

11

42

3，1
11．7

2
20

0．6
5．5

2，4

10．9

（原動機付）船舶（出所）U．N。，Commo励妙丁物de

0．1

S切眺地5。
29

経済経営研究第23号（1）

われわれは既にアルゼンチンおよびブラジルの輸入金額は輸入制限政策や国内景気の停滞などによって大きく増減することを見た。輸入総額の増減は
SITCの各商品類についてどのような変動を伴なっているかを吟味したい。
1961年，1965年および1969年について両国の輸入金額および商品類別の増減を比較すると第正一7表の通りである。

アルゼンチンでは1961−65年の期間に輸入額は2億6，200万ドルに減少した。同期間に機械類および輸送用機器の輸入額は3億7，500万ドル減少した
が，これは輸入総額の減少額の143％にも当る数字である。1965−69年にはアルゼンチンの輸入総額は3億7，200万ドルの増加をしたが，機械類および輸送用機器の輸入額は1億7，800万ドルの増加を示した。

この額は輸入総額の増加

額の48％に当る。このように輸入総額の増減は機械類および輸送用機器の輸入額の増減によって大きな影響をうけていることがわか孔
同様のことはブラジルの場合にも見られる。ブラジルの輸入総額は1961−65
年の期間に3億6，400万ドルの減少を見せたが，機械類および輸送用機器の輸入額は2億7，900万ドルの減少を示した。
当る。

これは輸入総額の減少額の76．6％にまた，1965−69年の期間にブラジルの輸入額は11億6，700万ドルの増加に転じたが，

この期間に機械類および輸送用機器の輸入額は5億3，OOO万ドルの増加を見せた。これは輸入総額の増加額の45％に当る。従って，ブラジルにおいてもアルゼンチンと同様に機械類および輸送用機器の輸入額の増減が輸入総額の増減に大きく影響していることがわかる。

1961−65年の期間における両国の輸入額の動きについて見れば，輸入総額の減少にもかかわらず，アルゼンチンでは食糧，原料，油脂，化学品の輸入額は増加しており，ブラジルでは食糧，油脂，化学品の輸入額は増加している。

1965−69年の期間における両国の輸入額の変化について見れば，アルゼンチ
ンではこの期間に輸入総額が増加したにもかかわらず，原料，燃料，油脂の輸入額は減少している。ブラジルでは同期間に輸入総額は増加したが，全商品類の輸入額も増加しており，アルゼンチンのように減少した商品類はなかっれ30

アルゼンチンおよびブラジルの輸入貿易構造の比較研究（川田）

機械類および輸送用機器についで輸入総額の増減に寄与している商品類は原料別製品，化学品などの工業製品である。これらの商品類の寄与率は輸入の上昇局面において目立っている。
第1−7表アルゼンチンとブラジルの品目別輸入額変動の比較（百万ドル）
アルゼン
品

シ

ブ

1965−69

1961−65

チ

ラ

ジ

ル

目

1961−65

総

額

一262

糧

24

100

372

100

一364

7．8

9

1965−69
100

1．167

100

SITC
○食

1飲料・タバコ

−1

2原

料

3燃
4滴
5化

学

92

7．9

2

0，5

4

0．3

57−21．7

−2．4

−21

5．8

28

2．4

料

−14

−2．6

−42

11．5

66

5．7

脂

7

−2．7

−1，8

品

38−14，5

19．O

29

−9

3，4

24．2

−62

−375

143，1

47．8

6原料別製品
機械

製

−2．4

1，3

7機械類・輸送用
8新

−9．1

0．4

5．3

8−2，2

3

0・3

165

14．1

17．0

220

18．9

−279

76．6

530

45・4

−8．O

品

−10

3．8

7．5

−3

0．8

55

4・7

9特殊取扱品

−1

0．4

一

−1

0，3

4

0．3

（出所）U．N。，ル肋。o尾。グ〃emα地m〃τ吻de

第3章
第1節

Sfα桃あ。∫．

輸入地域構成主要地域別輸入構成

本章では第1に世界を工業国，開発非工業国，低開発国および共産圏の四つの地域に大別し，アルゼンチンおよびブラジルの輸入額が，これらの四大地域にどのように分布しているかを比較考察することとする。

31

経済経営研究第23号（I）

いま1951年から70年に至る期間を1951−55年，56−60年，61−65年，66−70
年の四つの期間に分けて，その各期間における両国の輸入地域構成を見れば第皿一i表に示す通りである。

工業国に対する輸入依存率は1961−65年の期間を除いてブラジルの方がアル
ゼンチンより高い。1961−65年の期間にはアルゼンチンの工業国より輸入依存率は73．5％にも達する高い率であったが，その他の期間では64％ないし65％以下であった。（ただし1951−55年には58％とし）う低い数字を示していた。）ブラジルの工業国への輸入依存率は1951−55年と1966−70年の両期間には70％に達したが，その他の期間では65％程度であった。

開発非工業国に対する輸入依存率は両国ともに低く5％以下である。1956−60年の期問以外はアルゼンチンの方がブラジルよりも僅かに高い比率を示している。

低開発国に対する輸入依存率は1961−65年の期間を除いてアルゼンチンの方が高く，1951−55年の期間には35％にも及んだが，その後は低下し，1961−65
年には22％まで低下したが，

1966−70年の期間には再び28％へと増加している。

ブラジルの低開発国への輸入依存率は1956−60年の27％を除けば，各期間ともに23％程度である。

共産圏の輸入源としての比重は1951−55年にはアルゼンチンの方がブラジルよりは高かったが，1956−60年には両国は同程度となった。その後，1961−65
年，1966−70年の両期間においては，ブラジルの輸入依存率の方がアルゼンチ
ンのそれを上廻っている。

輸入地域集中係数を比べれば，アルゼンチンは1951−55年，1956−60年，

i961−65年には67．6，71，4，76．8と上昇したが，1966−70年には71．7へ下降した。これに対してブラジルは1951−55年の75．9から，1956−60年には71．O，

1961−65年には69．8と下降傾向を示したが，1966−70年には74．6へと上昇した。輸入地域集中係数の値は1951−55年と1966−70年にはブラジルの方が高32

アルゼンチンおよびブラジルの輸入貿易構造の比較研究（川田）く，1961−65年にはアルゼンチンの方が高かった。1956−60年には両国殆ど同程度であった。

なお，ラテン・アメリカ諸国に対する輸入依存率は1961−65年を除いてアルゼンチンの方が高く，20％余りとなっても）る。ブラジルはラテン・アメリカ諸国への輸入依存率は1951−55年の15％から56−60年の王7％弱，61−65年の17％強へと増加傾向を示していたが，工966−70年には13％へと下落した。

第皿一1表アルゼンチンおよびブラジルの輸入地域構成の比較（年平均）（百万ドル）
1951−55

地

域

アルセ

シチン
総

額

工業

国

1956−60

ラ

アルセ

ブ

ラ

アルセ

ブ

ラ

アルセ

ブ

ラ

ジ

ル

シチン

ジ

ル

シチン

ジ

ル

シチン

ジ

ル

1．136

1．656

1．183

1．382

1．215

1．358

1．330

2，083

（1OO）

（100）

（工00）

（100）

（1OO）

（100）

（100）

（100）

758

923

656

1・197

39

47

国

（3．5）

（2．9）

395

379

（手篶）
共

産

国

集中係数

892

893

877

1・477

（57．7）（72．3）（64．1）（65．3）（73．5）（65．7）（65．9）（70．9）

開発非工業

低開発国

1966−70

1961−65

ブ

27

59

41

43

60

（2．3）

（4．3）

（3．4）

（3．1）

（4．5）

（2．7）

372

267

308

370

473

369

57

（34．7）（22．9）（31．2）（27．3）（22．O）（22．7）（27．8）（22．7）
251

245

237

234

195

236

306

276

（22．1）（15，O）（20．1）（16．9）（16．1）（17．4）（23．O）（13．3）
48

17

48

27

69

22

（4．2）

（1．0）

（3．8）

46

（3．5）

（2．2）

（5．1）

（1．7）

（3．6）

67，6

75，9

71，4

71，0

76，8

69，8

71・7

74・6

（出所）U．N．，ル〃凸。o后。∫〃emα肋mα76

rm6e∫サα眺伽5．

（注）工業国にはアメリカ，イギリス，西ドイツ、フランス，イタリア，ベルギ

一，オランダ，オーストリア，デンマーク，ノルウェー，スエーデン，スイス，カナダ，日本を含む。
開発非工業国はフィンランド，ギリシヤ，アイスランド，アイルランド，
マルタ，ポルトガル，スペイン，トルコ，ユーゴスラビヤ，豪州，ニュージーランド，南アフリカ共和国を含む。

33

経済経営研究第23号（I）

第2節主要国別輸入構成
つぎにわれわれは両国の主要相手国別輸入構成を比較検討しよう。既に述べたように先進工業国への輸入依存率は両国ともに65％ないし70％にも及んでいる。

（第皿一1表参照）

そこでわれわれは先進工業国のうちの主要国への両国の輸入依存率をアメリ

カ，イギリス，西ドイツ，フランス，イタリアおよび日本について比較をしてみよう。

アルゼンチンについて見れば，これら6大工業国よりの輸入額が輸入総額に占める割合は1951−55年45％，1956−60年48％，1961−65年63％と上昇傾向を示していたが，1966−70年には54％へ下降した。ブラジルのこれら先進工業国
よりの輸入額が輸入総額に占める比率は1951−55年の58％から1956−60年の53％へと一時低下したが，その後は61−65年には55％，66−70年には59％と上昇傾向を示している。

輸入源としての個々の主要工業国について比較すれば，アルゼンチンの場合
はアメリカヘの輸入依存率は1951−55年の17％，56−60年の20％，61−65年の26％へと上昇したが，66−70年には23％へと下降した。
ブラジルの場合は，アメリカヘの輸入依存率はアルゼンチンに比べて高く，

総輸入額の約3分の1を占めている。すなわち，1951−55年に35％，56−60年に33％，61−65年に32％，66−70年に33％と大体において3分の1の水準を維持していることは注目すべきことである。

輸入源としてのイギリスの比重はアメリカに比べて極めて低く，アルゼンチ

ンの場合は1951−55年に7％，56−60年および61−65年に8％を示したが，66−70年には6％に低下している。ブラジルの場合はアルゼンチンの場合よりもさらに低く，1951−55年には5％，56−60年および61−65年にそれぞれ3％であった。66−70年には僅かばかり上昇して4％となった。

西ドイツに対する輸入依存率はアルゼンチンの場合には，1951−55年では734

アルゼンチンおよびブラジルの輸入貿易構造の比較研究（川田）％で，イギリスと殆ど同じ程度であったが，その後，この比率は上昇し，56−
60年に10％，61−65年に12％，66−70年に11％となって，イギリスヘの依存率の低下と逆に西ドイツヘの依存率は上昇している。一方，ブラジルの西ドイツに対する輸入依存率は1951−55年には8％であったが，56−60年および61−65
年には9％，65−70年には11％へと漸増している。

フランスよりの輸入依存率はアルゼンチンでは1951−55年に6％，56−60年に3％，61−65年に5％，66−70年に4％と低下傾向にある。一方，ブラジルの対フランス輸入依存率は1951−55年に5筋であったが，その後は下降して56−60年には3％，61−65年には4％，66−70年には3％となっている。
輸入源としてのイタリアの比重はアルゼンチンでは上昇傾向にあるが，ブラジルでは低水準で停滞している。すなわち，アルゼンチンでは1951−55年にはイタリアよりの輸入の比重は4％であったが，56r60年には5％，61−65年には9％，66−70年には7％となっている。一方，ブラジルではイタリアよりの輸入依存率は1951−55年に3％，56−60年に2％，61−65年および66−70年に3％と低位にあり，アルゼンチンの場合よりもブラジルではイタリアよりの輸入の比率は著しく低く，半分以下である。

日本よりの輸入の比重はアルゼンチンおよびブラジルにおいて低水準ながらも増加傾向にある。すなわち，1951−55年にはアルゼンチンの対日輸入依存率は4％であったが，56−60年に2％に低下した。

しかし，

その後は61−65年

3．5形，66−70年4％と増加している。一方，

ブラジルの対日輸入依存率は

1951−55年の2％から，56−60年の2．5％，61−65年の4％，66−70年の4．3％
へと僅かながらも上昇傾向にある。金額でみればアルゼンチンでは対日輸入額
は1951−55年には4，100万ドルであったものが66−70年には5，300万ドルヘ増加
したのに対してブラジルの対日輸入額は同じ期間に3，500万ドルから9，000万ド

ルヘと増加している。このことは日本の例からみれば対アルゼンチン輸出よりも対ブラジル輸出の方が伸び率も規模も大きいといえよう。
35

経済経営研究第23号（I）

以上の考察の結果を要約すれば次のようにいえよ㌔すなわち・アルゼンチ
ンの場合にはアメリカよりの輸入依存率は高水準で上昇傾向，イギリスよりの輸入依存率は申水準で停滞傾向，西ドイツよりの輸入依存率は中水準で上昇傾
向，フランスよりの輸入依存率は低水準で下降傾向，イタリアよりの輸入依存
率は低水準で上昇傾向，日本よりの輸入依存率は低水準で停滞傾向にあるといえる。

他方，ブラジルの場合はアメリカよりの輸入依存率は高水準で安定しているが，イギリスよりの輸入依存率は低水準で停滞し，西ドイツよりの輸入依存率
は申水準で上昇傾向にあり，フランスよりの輸入依存率は低水準で下降傾向にある。イタリアよりの輸入依存率は低水準で停滞しているのに反し，日本よりの輸入依存率は低水準で上昇傾向にある。

これを表にまとめれぱ第㎜一3表の通りである。
なお，ブラジルとアルゼンチンとは相互に重要な貿易相手国であるが，輸入依存率について見ると，アルゼンチンの対ブラジル輸入依存率は1951−55年10％，56−60年8％，61一一65年8％，66−70年11％と中水準で安定している。一方，ブラジルの対アルゼンチン輸入依存率を見ると1951−55年，56−60年，61−65年および66−70年の各期間いずれも約7％で中水準で安定している。

第皿一2表アルゼンチンおよびブラジルの主要相手国別輸入構成の比較（年平均）

額

1．アメリカ2．イギリス

36

プ フ
ジ ル

アルセ

1966−70
フ

アルセ

ノレ

シチン

フ フ
ジ ル

アルセ

1，136

1，656

1，183

1，382

1，215

1，358

1，330

2，083

（1OO）

（100）

（100）

（1OO）

（100）

（100）

（1OO）

（100）

アルセ
シチン

総

1961−65

1956−60

1951−55

主要国（百万ドル）

シチン

シチン

フ
シ

フ

ジ

フ

ル

192

578

232

458

310

438

307

689

（16．9）（34．9）（16．6）（33．1）（25．6）（32．3）（23．1）（33．1）

79

85

92

45

98

43

80

90

（7，O）

（5．2）

（7．8）

（3．3）

（8．1）

（3．2）

（6．O）

（4．3）

アルゼンチンおよびブラジルの輸入貿易構造の比較研究（川田）3．西ドイツ4．フランス
5、イタリア

6、日

本

84

130

115

125

144

125

141

237

（7．4）

（7，9）

（9．7）

（9．O）

（11．9）（9．2）（1O．6）（11．4）

69

89

40

42

57

54

46

63

（6．O）

（5．4）

（3．4）

（3．1）

（4．7）

（4．O）

（3．5）

（3．O）

47

41

61

33

108

37

93

65

（4．1）

（2．5）

（5．1）

（2．3）

（8．9）

（2．7）

（7．O）

（3．1）

41

35

29

34

42

54

53

90

（3．6）

（2．1）

（2．4）

（2．5）

（3．5）

（4．O）

（4．O）

（4．3）

512

958

569

737

759

751

720

1，234

（45．O）（57．8）（48．O）（53．3）（62．5）（55．3）（54．1）（59，2）

■

（7．3）

一

（6．6）

一

（6．7）

■

（6．9）

一

（7．7）

一

（7．6）

1−6川・計

アルセ
シチン

121

114

ブラシノレ

（1O．0）（出所）IMF＆IBRD・〃mc〃m

91

91

90

92

一

144

151

一

（11．3）

oグTmde．

U．N、，脆mあ。o尾。グ∫刎e伽肋m〃τmde8切桃此5．

第一一3表アルゼンチンおよびブラジルの主要国よりの輸入依存率の傾向（1951−1970）

輸入相手国
ア

メ

リ

カ

イ

ギ

リ

ス

西

ド

イ

ツ

フ

ラ

ン

ス

イ

タ

リ

ア

本

日

アルゼンチン

ブラジル

高水準上昇
申水準停滞
申水準上昇
低水準下降
低水準上昇
低水準停滞

高水準安定
低水準停滞
中水準上昇
低水準下降
低水準停滞
低水準上昇
中水準安定

アルゼンチン
ブ

ラ

ジ

ル

申水準安定

（出所）第皿一2表による。

アルゼンチンおよびブラジルは1960年に発足したラテン・アメリカ自由貿易

連合（LAFTA）の重要なメンバーである。いま両国の対LAFTA輸入額が世界輸入額が占める割合を比較してみよう。

3一

経済経営研究第23号（1）

アルゼンチンの対LAFTA輸入依存率は1960年には16％であったが61年（13％），62年（12％），63年（13％）には下降したが，64年には18％に回復し，65年には23％のピークに達したが，その後は66年20％，67年22％，68年23％，
69年22％，70年21％と高水準で安定している。

一方，ブラジルの対LAFTA輸入依存率は1960年の15％から61年には10％へ下落したが，62年には16％へ回復し，その後は63年18％，64年21％，65年25％と上昇傾向を示した。しかし，66年以後は下落傾向にある。すなわち，66年
16％，67年14％，68，69年いずれも13％，70年11男に下落した。この点がアルゼンチンと異なるところである。

（第皿一4表参照）

第皿一4表アルゼンチンおよびブラジルの対LAFTA輸入額の推移（百万ドル）

隼次

対LAFTA

対世界輸入

輸入（A）

（B）

62
63
64

202
196
157
124
196

1，249
1，460
1，357

65
66
67
68
69

70

1960
61

ブ

アルゼンチンラ

ジル

対LAFTA％A／B 輸入（A）

対世界輸入

222
144
235
260
260

L462

工5．2

1，077

16．1
13．4
11．5
12．6
18．2

1，460
1，475
1，487
1，263

9．9
16．O
17．5
20．5

281
227
242
266
351

1，199
1，125
1，096
1，170
1，571

23．4
20．1
22．1
22．8
22．4

271
237
225
274
289

1，096
1，497
1，670
2，134
2，263

24．7
15．8
13．5
12．8
12．8

360

1，685

21．4

307

2，849

10．8

981

（出所）U，N．，雅α泌。o尾。グ〃emα肋m〃〃〃e

（B）

％A／B

Sチα挑κc∫．

次に両国のLAFTAの域内各国よりの輸入状況を比較しよう。
アルゼンチンの場合には1961年にはベネズエラよりの輸入が45％で首位を占
め，ブラジル（19％），チリ（17％）がこれについでいる。65年にはブラジルが57％で首位に立ち，ベネズエラは12％で2位に落ち，チリが10％で3位を占めた。70年にはブラジルが51％で依然首位にあり，チリが21％で2位，ベネズ
30

アルゼンチンおよびブラジルの輸入貿易構造の比較研究（川田）エラは9％で3位となっている。
ブラジルの場合には，1961年にはベネズエラが69％で首位，アルゼンチンが21％で2位を占めた。この両国だけで90％を占めている。3位はチリ（5％）
が占めた。65年にはアルゼンチンが49％で首位に立ち，ベネズエラは30％で2位に落ちた。3位はチリで10％を占めていた。70年にはアルゼンチンが56％で首位をつづけ，ベネズエラが19％で2位，チリが12％で3位を占めている。
両国ともにベネズエラからの輸入が減少し，アルゼンチンはブラジル，

チリ，メキシコから，ブラジルはアルゼンチン，チリ，メキシコからの輸入が増加していることは注目される。特に，メキシコからの輸入は1951年には極めて僅か（アルゼンチン90万ドル，ブラジル160万ドル）であったが，65年，70年にはそれぞれ1，400万ドル，1，720万ドルヘと増加した。

（第皿一5表）

第皿一5表アルゼンチンおよびブラジルの対LAFTA各国別輸入額（百万ドル）
1965

1961

輸入相手国

アルセ

ブラジル

シチン

リビア

ブラジル

（O，4）

27，6

162．5

（18，9）（57．4）（16．5）

（5，2）

エクワトル
キ

シ

コ

バラグワイ
ペ

ノレ

■

o，9

1．6

（O．6）

（1．1）

29，2

（1O．3）

170．7（55．6）
11．3
（3．1）

0，2
（O．O）

183．7

一

（51．0）

27．O（1O．0）

75，4（20．9）

2．4

4．4

（O．8）

（1．2）

7．2
（2，5）

ブラジル

シチン

132．O

1．3

（3．O）

チリ24・17・6
メ

ブラジル

アルセ

（48．7）（20．7）

4・4

1970

シチン

29，8

アルゼンチン

ボ

アルセ

9．2
（3．4）

14．O

（3．9）

35．7

（11．6）

1．5
（O．5）
17．2

（5．6）

1O．6

19．5

19．9

1．4

（7．3）

（6．9）

（5．5）

（O．5）

10．4

3．7

（7．1）

（2．6）

23，2

（8．2）

12．4

14，1

10．2

（4，6）

（3．9）

（3．3）

39

経済経営研究第23号（I）

ウルクワイ

ベネズエラ

LAFTA合計

2．2

1．6

5．2

8．4

6．7

11．5

（1．5）

（1．1）

（1．8）

（3．1）

（1，9）

（3，7）

66．O

99．5

32．4

82．1

30．5

59．O

（45．1）（69．2）（11．5）（30．3）（8，5）（19．2）

146．2

143．8

282．9

271．O

359．8

307・3

（1OO．O）（1OO．O）（100．O）（100．O）（100．0）（100．O）

一（出所）U．Nl，乃励。o冶。グ〃emα加。m〃Tmde5チα桃此s一次に両国の輸入相手国のベストテンを比較すれば第皿一6表に示す通りである。

アルゼンチンの輸入相手国のベストテンを1961年と1970年について見れば，両年ともにアメリカ，西ドイツの第1，2位は変らないが，61年に第3位を占めたイギリス，5位を占めたフランスは70年にはそれぞれ第5位，第8位に下がり，イタリアは第4位を維持した。第6位のブラジル，第9位の日本，第10位のカナダはそれぞれ第3，6，9位に上ったが，ベネズエラとスエーデンは
ベストテンから脱落し，チリとスイスが入った。
ブラジルの場合には，ユ96ユ年と70年と比べ，アメリカと西ドイツの首位と2位は不変であった。日本とイギリスはそれぞれ第4，6位から第3，5位に上ったが，イタリアとスエーデンはそれぞれ第7，10位を維持した。第5位の蘭領アンチルス，第8位のフランス，第9位のデンマークはそれぞれベストテンから脱落し，アルゼンチン（第4位），スペイン（第6位），オランダ（第9位）が入った。

次にわれわれはアルゼンチンおよびブラジルの輸入額の変動が各地域よりの輸入額の変動とどのような関係にあるかを比較してみよう。われわれは既に商品類別の輸入額の変動と輸入総額の変動との関係については前章で考察したが，それによれば工業製品の輸入額の変動が輸入総額の変動に最も大きな影響
40アルゼンチンおよびブラジルの輸入貿易構造の比較研究（川田）第皿一6表アルゼンチンおよびブラジルの輸入相手国順位の比較（百万ドル）
1

9

6

1，460

王

ブラ

ジル

総額（A）

1，460

アルセンチン

総額（A）

1

9

7

アルセンチン

総額（A）

1，685

0

ブラ

ジル

総額（A）

2，幽9

ユ．アメリカ383

1．アメリカ443

ユ．アメリカ

420

1．アメリカ918

2．西ドイツ211

2．西ドイツユ36

2．西ドイツ186

2．西ドイツ359

3。イギリス

141

3。ベネズエラ100

3・ブラジル

184

3．日

4．イタリアユO14．日本79
5．フランス

79

5．蘭領アン

54

テルス

本

178

170
161

4．イタリア

122

アルゼン
4，
チン

5．イギリス93

5．イギリス6・ブラジル

78

6、イギリス47

6．日本856．スペイン89

7・ベネズエラ

66

7．イタリア

44

7・チ

8．スエーデン34

8．フランス43

8．フランスリ

75

7．イタリア

88

64

8．カナダ

71

9・日本339・デンマーク39

9．カナダ

49

9．オランダ59

10．カナダ3010．スエーデン36

10．スイス

36

10．スエーデン

53

1〜10合計

1〜10合計

1〜1O合計（B）

1・156

B／A（％）

79・2

（出所）u

（B）

1・098

B／A（％）

75・2

（B）

1・314

B／A（％）

78・O

1〜1O合計（B）

2・146

B／A（％）

75・3

N．，地。〃。o左。ゾ〃e榊〃m〃Tmde∫倣づ∫地5およびIMF＆

IBRD，D4mcκomoグτ吻de一をもつことが判明した。そこで当然に推察されることは地域別の考察におし）ても，先進工業地域よりの輸入の変動が大きく影響することであろう。

いま両国の輸入額が大体同額で，しかも輸入が好調であった1961年，輸入が低調であった1965年，および輸入が再び活気を呈して来た1970年について，両国の総輸入額の変動と地域別輸入額の変動とを比較してみれば第皿一7表に示す通りの結果が得られる。

アルゼンチンもブラジルも1961−65年の輸入総額の減少期においては工業国
よりの輸入額の減少が著しく，輸入総額の減少額を上廻っている。また．1965
41

経済経営研究第23号（1）

一70年の輸入回復期には工業国よりの輸入額の増加寄与率が両国ともに84％を占めている。

低開発地域よりの輸入額は，1961−65年の輸入減少期にも減少せず，増加を見せているが，石油輸出国よりの輸入は減少している。ラテン・アメリカ諸国
よりの輸入額は輸入減少期も減少せず，輸入総額の動き一とは逆の動き一を示している。

1965−70年の輸入増加期には低開発地域よりの輸入も増加しているが，その増加寄与率はアルゼンチン12％，ブラジル14％と，先進工業地域の増加寄与率
に対しては極めて低い。

共産圏よりの輸入額は輸入減少期には両国ともに減少したが，輸入増加期にも減少していることは注目される。

第皿一7表アルゼンチンおよびブラジルの地域別の輸入額の変動の比較（百万ドル）
地

アルゼンチン域

総1961−65

1965−70

額一261100

開発地域一354135．6
工業

国 一363

そ

の

他

｛

そ

の

他

486

100

−363

100

1．751

100

439

90・3

−418

115．2

1．512

86．4

4：：81ガ：：101111

139．1

59

12，1

59一エ6．3

245

14．〇一：1二：1：二；：．：ll：、：：ll：

137−52．4
94−36．O

83

17．0

共産圏一176，5

−13

−2，7

（出所）IMF＆IBRD，D加。地m42

4：：8：1：

十7−2．7

低開発地域
110−42．1｛
石油輸出国 一27 10．3
（ラテン・アメリカ）

ブラジル
1…一・・い・・ト・・

oグTm6e．

127−35．0

−7

1．9

49

2．8

−15

−O19

アルゼンチンおよびブラジルの輸入貿易構造の比較研究（川田）第4章商品群別，地域別輸入構成
第1節

地域別輸入構成われわれは最後に各商品が，どの地域から両国に輸入されているかを比較してみたい。比較の資料としては国連のCommodity

Trade

Statisticsを利用し，両国の資料がそろって利用できる最も新しい年である1968年の数字を比較した。

いま商品を（1）飲食物（SITC

O＋1），12）原料（SITC2＋4），（3）燃料（SITC3），（4）工業製品〔a、化学品（SITC5），b．機械類（SITC7），c．その他工業製品（SITC6＋8）〕のグループに大別し，地域を先進地域，低開発地域および共産圏に区別する。そして，どの商品群がそれぞれの地域からどれだけア

ルゼンチンとブラジルに輸入されているかを表に示して比較して見ると第1V−
1表に示す通りである。

この表では斜線の右上は横に読み，左下は縦に読む。たとえばアルゼンチン
では全品目の輸入総額のうち先進地域からは70％，低開発地域からは29％，共産圏からは1％が輸入されている。また全品目のうち，飲食物は5％，原料は13％，燃料は7％，工業製品は74％，そのうち化学品は14％，機械類は31％，
その他工業製品（これは原料別製品と雑製品である）は29％を占めていること
カi明らカ・になる。

アルゼンチンでは先進地域からの輸入のうち，飲食物は2％，原料は5％，
燃料は2％，工業製品は90％，そのうち化学品は19％，機械類は41名，その他工業製品は30％を占めている。低開発地域からの輸入構成は飲食物14％，原料33％，燃料19％，工業製品34％，そのうち化学品3％，機械類6％，その他工業製品25％となっている。また共産圏からの輸入構成は原料3％，燃料ユ4％，

工業製品81％，そのうち化学品14％，機械類14％，その他工業製品33％となっ
ている。

43

経済経営研究第23号（1）

ブラジルの輸入総額の構成は先進地域から72％，低開発地域から24％，共産圏から4％となっているが，アルゼンチンと比べて先進地域よりの輸入の比率が塵かに高く，低開発地域よりの輸入の比率が多少低く，共産圏よりの輸入の比率は幾分高くなってし）る。

（ブラジルの輸入規模は1968年にはアルゼンチンの約2倍弱であるから，金額でみればブラジルの共産圏よりの輸入額はアルゼ
ンチンのそれに比べて6倍以上である）

ブラジルの輸入商品グループの構成を見れば飲食物15％，原料5％，燃料15％，工業製品65％（そのうち化学品16％，機械類31％，その他工業製品19％）となっている。アルゼンチンに比べると飲食物の比重が著しく高く（約3借），

原料の比重はかなり低く（約5分の2），燃料の比重は高く（約2倍），工業製品の比重は多少低くなっている。工業製品のうち，化学品の比重はやや高く，機械類の比重は同程度であるが，その他工業製品の比重はかなり低くなっている。

ブラジルの先進地域からの輸入商晶構成は飲食物11％，原料5％，燃料4％，工業製品80％（そのうち化学品19％，機械類40形，その他工業製品21％）となっている。これをアルゼンチンに比べると，飲食物ではブラジルの方が著しく高く，原料では同程度であり，燃料ではブラジルの方が僅かに高く，工業製品ではブラジルの方が低い。そのうち化学品および機械類ではほぼ同程度であるが，その他工業製品ではブラジルの方がかなり低い比率を示している。

ブラジルの低開発地域からの輸入の商品構成は飲食物26％，原料5％，燃料50％，工業製品18％，そのうち化学晶4％，機械類3％，その他工業製品11％となっている。これをアルゼンチンに比べると飲食物ではブラジルの方がかな

り高く（約2倍），原料ではブラジルの方が著しく低く（約6分の1），燃料
ではブラジルの方が極めて高く（約3倍），工業製品ではブラジルの方が低く（約2分の1），そのうち化学晶ではブラジルの方がやや高く，機械類ではブラジルの方が低く，その他工業製品についてもブラジルの方がかなり低い（約2分の1以下）比率となっている。
仙アルゼンチンおよびブラジルの輸入貿易構造の比較研究（川田）ブラジルの共産圏からの輸入商晶構成は飲食物24％，原料2％，燃料10％，
工業製品66％（うち化学晶9％，機械類33％，その他工業製品23％）となってい乱これをアルゼンチンと比較すれば，飲食物では著しく高く，原料では同程度，燃料では幾分低く，工業製品では低く，そのうち化学品では低く，機械類では高く，その他工業製品では低くなっている。

次に，主要商品グループ別の輸入地域構成についてアルゼンチンとブラジルとを比較してみよう。

アルゼンチンでは飲食物の輸入地域構成は先進地域24％，低開発地域74％となっているが，ブラジルでは先進地域53％，低開発地域41％，共産圏7％となっていて，ブラジルではアルゼンチンよりは先進地域よりの輸入比重が高く，低開発地域よりの輸入比重が低い。また，アルゼンチンでは共産圏よりの飲食
物輸入は記録されていないが，ブラジルでは7％を占めている。

原料の輸入地域構成についてみれば，アルゼンチンでは先進地域27％，低開発地域73％，共産圏0．2％となっているが，ブラジルでは先進地域72％，低開発地域26％，共産圏2％となっている。アルゼンチンと比べると先進地域よりの輸入比率が高く，低開発地域よりの輸入比率が低く，ちょうど逆になっている。共産圏からの輸入比率もアルゼンチンに比べて高い。

燃料の輸入地域構成を比較すれば，アルゼンチンでは先進地域24％，低開発地域74％，共産圏2％となっているが．ブラジルでは先進地域18％，低開発地
域80％，共産圏3％となっている。アルゼンチンに比べると先進地域よりの輸入比がやや低く，低開発地域よりの輸入比重が幾分高し）。共産圏よりの輸入比
重は同程度である。

工業製品の輸入地域構成を比較すれば，アルゼンチンでは先進地域86％，低開発地域13％，共産圏1％となっている。ブラジルでは先進地域89％，低開発地域7％，共産圏4％となっている。アルゼンチンと比べると先進地域の輸入
比重はブラジルの方が僅かに高く，低開発地域の比重はブラジルの方が低く，共産圏の輸入比重はブラジルの方が高し㌔

45

経済経営研究第23号（I）

工業製品のうち，化学品については輸入地域構成を比較すれば，アルゼンチ

ンでは先進地域g2％，低開発地域7％，共産圏1％となっているが，ブラジルでは先進地域g1％，低開発地域7％，共産圏3％となっていて，大体同一のパターンを示している。

機械類について輸入地域構成を比較すれば，アルゼンチンでは先進地域94％，低開発地域5％，共産圏0．5％，ブラジルは先進地域93％，低開発地域2％，共産圏5％となっていて，

アルゼンチンに比べて低開発地域の比重が低

く，共産圏の比重が高い。

その他工業製品について輸入地域構成を比較すれば，アルゼンチンでは先進
地域74％，低開発地域24％，共産圏2％，ブラジルでは先進地域81％，低開発地域14％，共産圏5％となっている。アルゼンチンに比べるとブラジルでは先進地域の輸入比重が高く，低開発地域の輸入比重が低く，共産圏の輸入比重が高くなっている。

その他工業製品の大部分は軽工業品または半製品であり，機械類や化学品に比べてその輸入地域構成において低開発地域の比重が両国ともに大きいことは貿易理論上から興味深いデータであろう。

アルゼンチンおよびブラジルの機械輸入状況を吟味するために両国の機械類および輸送用機器（SITC7）の1968年における主要相手国別の機種別輸入構成を計算すれば第W−2表に示す通りである。
アルゼンチンでは機械類および輸送用機器の輸入額においてアメリカの占める割合は38％に達している。ついで西ドイツが17％を占め，イギリスはドイツの約2分のユの9％，日本は5％に過ぎない。
各機械の種類別についてみれば，機械類および輸送用機器輸入額の62％を占める一般機械（SITC71）では，アメリカのシェアーは35％で第1位にあり，これについて西ドイツが19％を占め，以下イギリス12％，日本4％となっている。

電気機械（SITC72）は機械類および輸送用機器の輸入額の18％を占めてい46

アルゼンチンおよびブラジルの輸入貿易構造の比較研究（川田）第W−1表アルゼンチンおよびブラジルの商品群別・地域別輸入構成の比較（1968）（百万ドル）

プ

アルセンチン

ラ

ジ

ル

商品群

濠z竈簑蟻開議共産圏総額1竈蓑麟1共産圏

全品目

1，且69

822

14

2．129

1．531

504

93

べべ㎡℃ぺべべべべO・ ）べ
xぷ二＼べぶべべ

1．飲食物

62

15

2．原

152

41

（SITC

（SITC

科

2・4）べ

3．燃

333

料

（SITC

85

3）ぺ

4．工業製品

870

46

111

0・4

327

172

133

104

75

27

22

xべ×べxべ×2316 56252
20

63

xxべべxべx
746

113

11，4

1．377

1．227

90

6工

べべべべべべべべ
2324295 21

a化学品
1S1TC

168

5）べ
b機械類
1SITC

360

155

11

xべべxxべx
339

2

659

614

14

7．4

394

318

55

19

31

べべxべx xべ（挑べ
べxべべxxべ
7）べ

。．その他
工業製品

342

252

83

22

（出所）uN．，Commoa伽TmdeS彦α桃地5．

るが，そのうちでアメリカは25％，西ドイツは20％，日本は6％で，イギリス（3％）の2倍の比重を示している。

輸送用機器（SITC73）は機械類および輸送用機器の輸入額の20％を占めているが，そのうちアメリカ60％，西ドイツ10％，日本8％，イギリス3％とな

仰経済経営研究第23号（1）っている。この分野でもアメリカのシェアーはすぐれて大き一く，また日本のシ
ェアーはイギリスの約3倍である。

機械類および輸送用機器の主要国よりの輸入構成について見れば，アメリカ
は一般機械57％，電気機械18％，輸送用機器32％となっていて，一般機械の比重が最も大きく，輸送用機器がこれにつぎ，電気機械が最も少ない。各国ともに一般機械の比重が最も大きし）ことは共通点であるが，西ドイツでは電気機械が2位に入り，日本はアメリカと同じ型で輸送用機器が2位に入っている。イ
ギリスでは電気機械も輸送用機器も比重は等しい。

ブラジルでは機械類および輸送用機器の輸入額のうち，アメリカの占める割
合は41％で首位にあり，西ドイツが17％でこれについでいる。イギリスは7％で西ドイツにつぎ，日本は5％でイギリスについている。この点はアルゼンチ
ンの場合とよく似ている。

一般機械について見ればアメリカよりの輸入は36％で首位にあり，西ドイツ
が23％でこれにつぎ，以下イギリス8％，日本3％となっている。
電気機械について見ればアメリカは33％で第1位を占め、西ドイツが15％でこれにつぎ，日本がイギリスの約3倍の8％を占め，イギリスが3筋で最下位にある。

輸送用機器について見ればアメリカが59％で最も高いシェアーを示し，以下
イギリス（12％），日本（8％），西ドイツ（5％）の順となっている。
主要国よりの各種機械の輸入構成を比較すればアメリカは一般機械が47％，

輸送用機器が35％，電気機械が17％となっていて，アルゼンチンの場合と同様の型を示している。

西ドイツでは一般機械のシェアーが最も大きいことはアメリカと同様である
が，第2位は電気機械となっている点がアメリカと異なっている。しかし，一

般機械，電気機械，輸送用機器という順位はアルゼンチンの場合と同じである。

イギリスはアメリカと同様の型であるが，一般機械と輸送用機器の比重が甚48

アルゼンチンおよびブラジルの輸入貿易構造の比較研究（川田）だ大き一く，電気機械の比重が小さい。

日本は他の主要国と異なり，輸送用機器の比重が最も大きく，電気機械がこれにつぎ，一般機械の比重は最も小さい。

アルゼンチンとブラジルにおける機械類および輸送用機器主要国よりの輸入パターンを比較するアメリカおよび西ドイツは両国において同様のパターンを示しているが，イギリスはブラジルでは輸送用機器の比重が高くなっており，
日本はアルゼンチンでは一般機械，輸送用機器，電気機械の1頃であったが，ブラジルでは輸送用機器，電気機械，一般機械の順となっても）る。このように各国のパターンが相違しているのは歴史的な条件の相違や各国の機械工業のもつ相対的な広義の国際競争力の相違によるものと思われる。

第W−2表アルゼンチンおよびブラジルの機械類および輸送用機器の主要相手国別輸入構成（1968）（百万ドル）

アルセンチン

品目

プ

ラ

ジ

ル

濠zτ川支耶日本総額1百川支那1本

SITC

360

136

31

61

18

659

272

49

110

33

7機械類お

纏送べxxぷxへぶxxx

71一般機械

222

＼OO
61．7＼
72電気機械
65

77

27

41

8

357

129

27

81

9

ぶぶぷぶ∵ぶぷぷぶ
16

2

13

4

143

47

4

21

12

バぶぶぷぷべぷぶぷぷ
73輸送用機

器

（出所）u

73

44

2

7

6

160

95

19

8

13

xぷぶぱぷべぶぷxぶN．，Commo〃ツTm幽S肋眺地5．

49

経済経営研究第23号（1）第2節

主要国別輸入構成

次にわれわれは両国の主要相手国別の輸入商晶構成を比較してみよう。（第1V−3表参照）

アメリカからの輸入商品構成はアルゼンチンでは飲食物1％，原料5％，燃
料5％，工業製品89％，うち化学品19％，機械類51％，その他工業製品20％となっている。ブラジルは飲食物15％，原料6％，燃料7％，工業製品72％，そのうち化学品18％，機械類40％，その他工業製品14％となっている。アルゼン
チンと比べるとブラジルでは飲食物の輸入比重が著しく高く，原料，燃料は大差なく，工業製品の輸入比重は幾分低い。そのうち，化学品は大差なく，機械類およびその他工業製品の比重は低い。

西ドイツよりの輸入の商品構成について両国を比較すれば，アルゼンチンでは工業製品が98％を占め，そのうち化学品が28％，機械類が48％，その他工業製品が23％を占めている。ブラジルでも工業製品が97％を占め，そのうち化学
晶26％，機械類47％，その他工業製品24％となっている。両国ともに飲食物，原料，燃料の輸入比重は極めて僅かであって，工業製品が殆ど全部を占め，しかもそのうち，機械類が最も多く，工業製品輸入の約半ばを占め，残りを化学品とその他工業製品がほぼ等しく分けあっている。

イギリスよりの輸入商品構成は，アルゼンチンの場合は飲食物6％（この大部分は蒸溜アルコール飲料である），原料4％，燃料1％，工業製品89％，そのうち化学品16％，機械類40％，その他工業製品34％。ブラジルの場合は飲食

物1％，原料2％，燃料1％，工業製品g1％，そのうち化学品23％，機械類52％，その他工業製品16％となっている。アルゼンチンに比べてブラジルの場合は飲食物、原料の比重が低く，燃料では大体に等しく，工業製品ではブラジルの方がやや高く，そのうち化学品，機械類の比重もブラジルの方が高いが，その他工業製品ではブラジルの方が低い。

イタリアよりの両国の輸入額，また工業製品の輸入額も大体に等しく，その50

アルゼンチンおよびブラジルの輸入貿易構造の比較研究（川田）輸入商品構成はアルゼンチンでは工業製品の比重は95％，ブラジルでは97％となっている。

アルゼンチンでは化学品21％，機械類49％，その他工業製品25％，ブラジルでは化学品18％，機械類59％，

その他工業製品20％となっている。ブラジルではアルゼンチンに比べて機械類の比重が高く，化学品，その他工業製品の比重は低くなっている。

フランスよりの輸入商品構成はアルゼンチンでは飲食物5％，

工業製品g3％，そのうち化学品19％，機械類34％，その他工業製品41％となっており，ブラジルでは飲食物18％（その大部分は小麦である），工業製品78％，そのうち化学品28％，機械類33％，その他工業製品17％となっている。ブラジルでは飲食物の輸入比重がアルゼンチンより遙かに高いのが注目され乱工業製品のうち化学品ではブラジルの比重が高く，その他工業製品ではアルゼンチンの比重が高く，機械類では両国ともに同程度である。

日本よりの輸入商品構成は工業製品が大部分を占めており，アルゼンチンでは98％，そのうち化学品14％，機械類44％，

その他工業製品41％となっており，ブラジルでは化学品7％，機械類46％，

その他工業製品42％となっている。ブラジルではアルゼンチンに比べて化学品の比重が低く，機械類，その他
工業製品の比重が僅かばかり高い。

日本よりの工業製品の輸入商品構成を他の主要工業国，例えば西ドイツに比べると化学品の比重が低く，その他工業製品の比重が高い。工業製品輸入額の規模もアルゼンチンにおいても，ブラジルにおいても西ドイツの3分の1である。日本と同様の規模をもっている輸入相手国はフランスであるが，アルゼン
チンのフランス工業製品輸入構成を日本工業製品輸入構成に比べると機械類の比重は日本の方が高いが，化学品の比重はフランスの方がやや高い。ブラジルのフランス工業製品輸入構成を日本工業製品輸入構成に比べると機械類とその他工業製品の比重は日本がかなり高いが，化学品の比重はフランスが著しく高い。一般的に日本の立場から見れば，他の先進工業国に比べて化学品の比重が低いようである。

51

蘭

溝
蘭
鯉

詔

第W−3表アルゼンチンおよびブラジルの商品群別・主要相手国別輸入構成の比較（工968）
アメリカ

商

品

群

別

アノレゼ

ブラ

シチン

ジル

270

（100）

L飲食物（SITCO＋1）
2．原

料

3．燃

料

（SITC2＋4）3）4．工業製品
a．化b。機

学

品（SITC5）

械類（SITC7）

c．その他工業製品（SITC6＋8）

イギリス

㌶1㌶

；孝ぎ1死

128
（100）

236
（1OO）

79

（100）

イタリア

日

フランス

95

（1OO）

74

（1OO）

73

（100）

4二

（100）

7王

（100）

2．7

99

O．2

2

4．5

1

O．3

1．2

2．1

13

（14．5）

（O．1）

（O．8）

（5．7）

（1．3）

（O．4）

（1．6）

（5．O）

（18，3）

12

14

40

（5．8）

50

（5．3）

（7．3）

240

493

（88．9） （72．1）

1

3

3

2

1

0．6

O．7

（1．O）

（1．4）

（3．7）

（1．6）

（1．7）

（O．8）

（1．8）

O．4

3

O．6

1

（O．3）

（1．1）

（O．8）

（1．O）

（2．3）

125

228

70

86

70

2

（97．7） （96．6） （88．6） （90．5） （9手・6）

122

35

136

272

61

53

99

29

51
（19．O）

61

12

22

15

（17．9） （27．5） （25．9） （15．9） （22．9） （20．9）

110

31

57

27

49

（50．6） （39．7） （48．2） （46．6） （40．O） （51．8）（19．5） （14．4） （22．8） （24．O） （34．O）（出所）U．N．，Commod妙τm此S肋桃〃。5、

筆
涛
糠

本

8

彩1㌶ 賭ばえ シチン ジル
アノレゼ

（1．O）

（4．6）

（SITC

684

（1OO）

西ドイツ

（百万ドル）

旦5

37

O．3

0．2

O．2

（0．4）

（O．4）

（0．2）

71

38

55

18

O．3
（O．8）

｝

73

（1oo）

3

（4．5）

41

69

（97．3） （92．7） （77．5） （97．6）（94．5）

20
6
8 （28．4）（14．4）（6．9）

13（17，5） （18，6）

43（49．4） （59．3）（15．9） （25．1）

3

（319）

42

（100）

ブラ

15

14

23

18

5

33

（33．9） （32．6） （44．2） （45．7）

16

工2

互7

31

（19．9） （41．1） （16．8） （40．5） （42．2）

アルゼンチンおよびブラジルの輸入貿易構造の比較研究（川田）

第5章

結

語

われわれは以上においてアルゼンチンおよびブラジルの輸入構成の比較を行なって来れそして，われわれは次のことを発見しれ（1）両国の輸入額はユ950年代からユ960年代の前半までは上昇・下降の変動を

繰返し，その成長率も低く，停滞的であった。とくにアルゼンチンの輸入額は頻繁に変動した。しかし，1965年以降は上昇傾向を示し，とくにブラジルの輸入額の上昇は著しいものがある。

（2〕1960年代の前半まではアルゼンチンでは，とくに輸出額と輸入額との相関係数が極めて低かった。その後は幾分高くなってし）る。これは景気の停滞や貿易・為替の厳重な制限のために輸入が極度に抑制されたためと思われる。

13）輸入商品の集中係数は輸出のそれに比べて両国ともに低いが，これは低開発国では少数の特定商品に輸出が集中し，輸入は比較的に分散するという通説に合致している。

（4〕輸入商品構成では両国ともに工業製品の輸入の占める割合が極めて高いことが示される。しかし，ブラジルでは食糧の輸入比重が相当高し）ことが注目される。

（5〕輸入地域構成では両国ともに先進地域よりの輸入の占める割合が高し）ことは輸入商品構成において工業製品の占める比率の高いことと関係がある。
（6）両国ともに先進地域よりの輸入の比重が高いけれども，両国相互間の貿易も相当に大きな比重を占めている。アルゼンチンはプラジルヘの食糧の供給源として，ブラジルはアルセンチンヘの原料，工業製品（とくに原料別製品）の供給者として重要な地位を占めている。
（？）両国の輸入相手国としては先進国が主であるが，先進地域のうちアメリカと西欧のいずれの比重が重いかといえば，全体として見れば西欧の比重の方が重いようであ乱しかし，一国だけを比較してみればアメリカは両国にとっ53

経済経営研究第23号（I）て最大の輸入源である。しかも高水準で上昇または安定傾向を示していることは注目される。

（8）日本のこれら両国の輸入源としての地位はまだ4％程度で低いが，今後は増加が期待される。

（9）LAFTAが両国の輸入貿易に及ぼした効果としては，当初に比べてア

ルゼンチンにおいては対LAFTA輸入の比重が増加しているが，ブラジルでは一時上昇したが，1960年代後半以降は，むしろ下降傾向を示している。アルゼンチンでも1960年代後半以降は横這い状態である。ただし，従来ネグリジブ

ルであったメキシコよりの輸入が両国ともに増加していることはLAFTAの効果ともいえよう。

⑰⑪輸入額の変動に当っては両国ともに工業製品の輸入額が大きく変動する。とくに輸入額の減少の場合にその傾向が著しい。輸入額の増加の場合も工業製品の輸入が増加するが，その寄与率は減少のときほど大きくはない。このような工業製品輸入額の変動が大きいことは工業国よりの輸入額の変動が大きいことと関連するものである。

54

ブラジル経済の高度成長
一その回顧と展望一
西

向

嘉

昭

1．ほじめにブラジル経済は，50年代後半から60年代初頭にかけて，輸入代替過程に基づいた高度成長を達成した。しかし，61年をピークとして経済成長率は低下し，67年に至る6年間は経済活動が著しく停滞した。この間に，政治不安，政権交替，経済政策の転換があり，ブラジル経済は激動期を体験した。そして，長期にわたる経済の停滞は，輸入代替はもはやブラジルの経済発展の原動力とはなり得ないとさえ思わしめた。

しかるに，68年以降は再び高度成長段階に入り，経済成長率は最近5年間につねに9％を超え，「ブラジル経済の奇跡」と呼ばれて内外の関心を集めるに至った。それは単に高度成長であることだけでなく，チリの社会主義政権やペルーの軍事政権がトラスチックな国有化，国営化，所得再分配を実施しているのとは対照的に，ブラジルは経済発展の諸問題に自由市場経済の諸原則を適用
して「離陸」に成功した発展途上国でも稀な国であるからでもある。

本稿は，ブラジル経済の新しい高度成長の現状と，それを可能ならしめた諸要因を分析し，

そこに内在するいくつかの問題点を明らかにすることによって，ブラジル経済の将来の展望を試みることを目的としてい乱

2．ブラジル経済の現状と政策的背景
第1表に見られるように，国内総生産の成長率は，60年および61年にはかな

55

経済経営研究第23号（1）

り高く，56〜62年の平均成長率6．7％を超えていた。

しかし，62年に始まった

成長率の低下は67年まで続き，この間の平均成長率は3．7％にとどまっていた。しかしながら，68年には9．3％に回復し，その後ひきつづいて高度成長を示し，71年以後は10％を超えるに至った。

この高度成長を支えたのは工業生産のめざましい成長であった。50〜62年の輸入代替期において年率10％の伸びを示した工業生産は，62〜67年には平均3．2％の成長に鈍化し，それがこの期間の経済的停滞の主たる要因となっていたが，68年に13．2％を記録して以来，再び連続してユ0％以上の伸びを示した。

農業生産は60年代中頃は伸びなやみ，各地のかんばつや霜害など不利な自然条件もかさなって低迷を続けていたが，69年以降は比較的11噴調な伸びを示し，なかでも71年の著しい増加は同年の記録的な経済成長に大きく貢献した。

高度成長過程における最も顕著な変化は，輸出の急速な増加である。戦後のブラジルの輸出は，朝鮮動乱のあった5ユ年を唯一の例外として，12〜14億ドル

第1表ブラ

ジル経済諸指標

成長率（％）

GDP
1960
1961
1962
1963
1964

出

輸入ω

インフレ率（2）（1OO万ドル）（1OO万ドル）

（％）

輸

工業

農業

ユ。270

L293

1，405
1，215
1，406
1，430

1，292
1，304
1，294
1，086

1，303
1，441
1，855
1，993
2，507
3，250
4，109

9，7

9，6

ユ0．3

10．6

5．3
1．5
2，9

7．8
O．2
5，2

4，9
7．6
5，5
1．O
1．3

217
5．1

・4．7
11．7

13．8
一3．2

1965
1966
1967
1968
1969

418
9．3
9．O

3．O
13．2
10．8

5．7
1，5
6．O

1，596
1，741
1，654
1，881
2，311

1970
1971
1972

9．5
11．3
1O．4

11．1
11．2
13．9

5．6
11．4
4．1

2，739
2，904
3，987

941

（出所）FGV，Com伽m肋m亙。m6mゴ。棚，mvembr01972，BankSouth

America，BoJ5α灰e〃刎，Apri11973。

（注）1．FOBべ一ス
56

2、グワナバラ州生計費指数

of

23．8
42．9
55．8
80．2
86．6

45．5
41．2
24．1
24．5
24．3

20．9
18．1
15．7

London＆ブラジル経済の高度成長（西向）と長期にわたって停滞していた。国内経済の急速な変化にもかかわらず，輸出が依然として停滞していたのはこの国の発展に対する重大な隆路であったが，68年以後は輸出が急速に伸び，69年にはじめて20億ドルを突破し，72年には約40億ドルにも達した。この増加には，非伝統的一次産品に加えて，工業製品の（1）

輸出の伸びが貢献した。輸出増加に見合って，68年以降は高度成長にともなって輸入も激増し，72年には約41億ドルにものぼった。

ブラジル経済のいま一つの重要な変化はインフレ率の低下である。64年まで
は，インフレ率は年々上昇し，同年には86．6％を記録した。その後インフレ抑制策が厳しく打ち出され，その結果65年以降はインフレ率が漸次低下し，20〜25％を数年間さまよった後，71年にはついに20％を下回り，72年には15．7％にまで低下した。このインフレ率は，先進諸国のそれに比してかなり高いが，多年にわたるインフレによってもたらされた歪曲が，たとえ回避されなし）までも著しく軽減されたことは確かである。

62〜67年の不安定停滞型から68年以降の安定成長型へと，ブラジル経済が大きく変化した背景には，64〜67年の経済安定政策から68年以降の経済成長政策
へと，経済政策の転換があったことはし）うまでもない。しかし，現在の高度成長は，その基盤を安定政策期に求められる。

64年4月に発足した新政権が直面した課題は，経済成長を回復するとともに，急速に昂進するインフレを抑制することであっれ伝統的理論によれば，安定は成長の前提条件とされるが，政府はインフレの「ショック療法」を採らず，漸進的にインフレを抑制する途を選んだ。シモンセンによれば，「シ目ック療法」をとらなかった理由はつぎのものであった。

1）「ショック療法」の成功は基本的には賃金環緒に依存するが，当時の実質賃金構造は著しく歪曲しており，一般的凍結は社会的に望ましくない。
（1）工業製品輸出は，70年代において23・6％，71年においては27・1％のシェアを占めた。（Com伽m切吻万ωm6m

cα，fevereir01972，p．40）

57

経済経営研究第23号（1）2）貯蓄能力の視点からすれば，国民総生産に占める政府消費支出の比率を減じるのが適切であるが，この引き下げが一定限度を超えるには一般物価水準の若干の上昇を伴な㌔
3）「ショック療法」の成功には財政赤字の克服が必要だが，制度上の理由からこれは公共投資の大幅削減なしには不可能である。

4）「ショック療法」は需要の部門間構成に突然の変化をもたらし，価格体系が下方硬直的という条件下では，このような変化は若干の部門で価格上界と失業をもたらす。

5）インフレによる歪曲の是正には，公益事業料金など若千の物価統制をはずさねばならない。

6）若干の生産部門は，インフレ率より低利の資金を借入れる慣習に歪められており，「ショック療法」でそれを破産に追い込むより，一定の適応期間をおいて正常化に向かわしめる方が望ましい。

7）「ショック療法」の場合におこる通貨発行削減の努力も，もし流通速度が増大すれば部分的に相殺される。

8）「ショック療法」と呼ばれた各国の経験も，ブラジル政府が予見してい（2）
るよりも早くインフレを抑制するのに失敗している。
かくして，政府はインフレ抑制に対する漸進的アプローチをとったのである
が，政策手段としては財政々策，賃金政策，金融政策など古典的な手段をとった。財政々策面では，租税収入の増収が主として徴税制度の改善を通じではかられた。その結果，66年の税収は実質で60年のそれを60％上回った。他方，歳出の削減努力もなされ，輸送業の一部や石油，小麦，新聞用紙などの輸入に対する補助金が廃止された。その結果，財政赤字は著しく減少し，対歳入比で63
年に54．3％もあった赤字が，66年には9，9％にまで低下した。
（2）M差rioandH㎝rique

OutcomeofSimonsen，theBrazi1ian

北5mポZα肋λme〆m，1967，pp．326＿7．
58

Inflation：Postwar

1964Re壬。r凪s，CED，

亙。mom北ExperienceDωaψ榊miブラジル経済の高度成長（西向）

第2表連
歳

邦
入
220
318
498
930

財

政

歳

出

赤

296
455
779

1960
1961
1962
1963
1964

1，889

1，435
2，617

1965
1966
1967
1968
1969

3，232
5，910
6，814
10，275
13，953

3，825
6，497
8．039
11，502
14，709

1970
1971
1972

19，19426，98036，05819，932
27，65336，558（出蕨）FNCB，Bm2n

jλn

疵momた

（100万クルセイロ）

字

対GD

P比

76
137
281
505
728

2．8
3．4
4．3
4．2
3．2

593
587

756

1．6
1，1
1．7
1．2
O．6

738
673
500

0．4
O．3
O．2

1，225
1，227

∫mmツ，1971，p．24，Cm伽m肋m

厄。m6m北α，fevereir01972，Bo加地砂4em，Apri11973，p．159．

賃金政策の分野では，最低賃金の引き上げが過去2年間の平均実質賃金にスライドするように改められ，また賃金調整時期を延長して賃金・物価スパイラ
ルの進行をできるだけ回避する政策がとられた。その結果，たとえばサンパウ

ロの実質最低賃金は，64〜67年間に19．2％低下した。同様の効果は，その他の一般労働者の実質賃金にも波及し，購買力がかなり低下しれかくして賃金政策はコストと需要の双方に対する圧力を軽減するのに寄与した。

金融政策の分野では，成果はかんばしくなかった。一方では国際収支黒字が通貨増大を余儀なくし，他方では新設の中央銀行が商業銀行による信用拡張を抑える有力な手段をもっていなかったため，62〜63年においても60％台であった通貨供給増加率が，64年と65年にはそれぞれ84．6％，76．5％の増加率になった。66年の通貨供給増加率が15．8％と低かったのに，一般物価上昇率が前年を上回っているのは，前年の大幅な通貨供給の増加を部分的に反映したからであった。

しかしながら，安定政策期におけるこれらの政策手段の綜合的効果は緩慢で59

経済経営研究第23号（一）

第3表サンパウロの実質最低賃金（1953年価格）
月収（クルセイロ）

月収（クルゼィロ）
1957
1958
ユ959

1960
王961

1962
ユ963

1964
1965
1966

1．80
1，56
1．81
1．34
1．56
1．45
1．34

1．36
1．27
1．14
1．10
1．08
1．04
1．02

旦967

1968
1969
1970

（出所）ルm〃。公Cα桃κco肋Bm5仏エ9mおよびCom伽m肋m亙ωm物オ。α．

第4表

通

通貨供給（100万クルセイロ）

貨
増

供

給

加

率（％）

1960
1961
1962
1963
1964

1，691
2，778
5，128

1965
1966
1967
1968
1969

9，051
10，48215，O04
21，384
28，348

43．エ

1970
1971

35，91947，161692
五，042

一般物価上昇率（％）

38．2
50．6
62．3
64．3
84．6

30．5
47．7
51．3
81．3
91．9

76．5
15．8

42．5
32．6

34．5
38．3
25．0
25．5
20．1

26．7
31．3

19．3
19．5

（出所）Com伽刎mm疵m6mゴ。α，novemb．01972．p．41．

（3）はあったが着実に現われてきた。財政および金融制度は改革され，インフレ過程で生じた相対価格の歪曲が是正された。財政赤字は縮小し，そしてインフレ
率は67年には25％以下に低下した。この安定政策は他面において経済活動の停滞と，実質賃金および生活水準の低下という犠牲を伴っれしかしながら，そ（3）所持税を中心とする直接税の課税と徴収が厳しく実施され，滞納税額はインワ
レ率にスライドされる。また金融機関の統合・合併を促進せしめて，金融政策の効果的運用をはかるとともに，資金コストの低下を狙っている。
60

ブラジル経済の高度成長（西向）れは戦後多年にわたる慢性的インフレを抑制するこ。とに画期的な成功をおさめ，その後の高度成長期を支える基盤を醸成するものであった。ブラジルの経済政策が安定から成長へとその重点を移行したのは67年後半であった。6年にわたる経済活動の停滞はそれ自体憂慮されるべき現象であったし，また経済の安定もかなり成果をあげたから，それ以上の耐乏生活は限界にきていると判断されれたからにほかならない。67年後半には信用規制が緩和され，徴税も延期
さるなど，需要喚起がはかられた。

これらの手段は67年中には顕著な効果をあげなかったが，翌68年に入って政府の刺激は9％を超える実質成長率となって現われた。そしてこれがその後の高度成長期の序幕であった。この高度成長を支えたのは，既述のように工業部（4）門であったが，工業は不安定停滞期に多くの遊休設備を有し，需要の増大に迅速に応えることができたのである。なかでも，自動車，鉄鋼，セメント，化学晶の生産の著しい増加が工業をリードしている。

農業生産においては，肥料や殺虫剤の利用を増大させ，農業機械化を促進するために，信用供与や税制上の誘因があたえられてし）る。さらに最低保証価格
制度も壕業生産の成長を促進してき一た。その結果，安定政策期に低価格と不適

切な信用制度のために停滞していた農業も，高度成長期に入った68年にコーヒ
ー生産の低下による低成長を記録したのみで，その後は順調に伸びている。とくに伝統的輸出作物以外の農作物（米，小麦，とうもろこし）の生産q伸びが注目を集めている。

高度成長期に入ってからも，成長を促進するためにインフレ昂進もやむを得ないという考え方はとられなかった。そこでの選択は，インフレ率をほぼ一定に抑えながら高い成長率を維持するか，インフレ率をさらに引き下げるために成長を犠牲にするかであった。前者の方向を選ぶに際しては，ブラジルのイン（4）1965年の資本財産業の設備利用率は53％，消費財産業のそれは65％にすぎなかった。（Riordan

Roett（ed・），Bm〃伽肋e

S〃肋5．1972，p．138，Table11・）61

経済経営研究第23号（1）

フレ過程の本質を変化せしめる手段が採られたのである。それが引きつづいて採られた財政赤字の縮小であり，通貨供給の増加率の逓減であった。

（第2表，第3表参照）

これらの手段により，ブラジルのインフレの主たる促進要因は，コスト構造とインフレ率とのスライド過程によってひきおこされる経済予想となった。賃
金，家賃，為替レート，公共料金などの調整は，安定政策期においてはインフ
レ率以下に抑えられていたが，67年以後の調整はインフレ率をかなり反映するようになった。

物価は規制されているが，コスト上昇に見合った価格引き上げは認可される。この認可を得るのにかなりの時間を要する場合もあるが，競争的産業の企業については迅速に認可される。69年と70年には物価規制の漸進的緩和が行なわれた。鉄鋼業は設備拡張を容易にするため，従来低く抑えられていた価格の引き上げをみたし，食肉価格も国際価格水準まで引き上げられたのがその一例である。

実質賃金についても，68年以降は政府はその改善の方向に努力している。ほ
とんどの労働者の賃金調整のために用いられる公式ガイドラインは，過去2年間の平均実質賃金の回復をめざし，さらに生産性向上分の調整も認めている。
またそれは，過去のインフレが過小評価されていた場合の調整を認め，

さらに将来のインフレ予測も考慮に入れることになっている。このような補整手段

によって，実質賃金は64〜67年の逓減傾向を逆転し，むしろ上昇の傾向にある。一般に，工業労働者の賃金は，過去2〜3年の生計費指数よりも若千急速に伸びており，熟練労働者の賃金はさらに急速に，未熟練労働者のそれは若干（5）おくれて伸びている。しかしながら，実質最低賃金はなお低下傾向にあることは，第3表に示したとおりであ孔（5）FNCB，Bmξ〃62λm亙ωmmた∫mmeツ，1971，P・31，

ブラジル経済の高度成長（西向）3．高度成長の諸要因
前節において，ブラジルの高度成長の現状と政策的背景を概観したが，本節ではさらに具体的に高度成長の諸要因のうち，とくに重要と考えられる点を分析することにしよう。

まず最初に基本的背景として指摘しなければならないのは政治の安定である。64年以降の経済政策の基本路線は，それ以前に実施されたものと類似する（6）
ところが多く，必ずしもユニークなものではない。それゆえ，64年以降の著しい変化は，経済政策そのものよりは経済政策遂行能力にあった。一一貫した経済政策が10年間にもわたって連続的に実施されたのは，ブラジルの歴史を通じて異例のことである。

もとより，これらの諸政策が軍事独裁政権のもとで実施されていることに対しては多くの批判がある。たとえば，現政権は基本的な経済社会改革を促進していないとか，経済政策の策定はテクノクラートが責任を負っているというの（7）がそれである。しかしながら，前者については，それが軍事政権であるがゆえではなく，過去の民主的政権においてもそうであったし，後者については，それゆえにこそ経済政策が成功をおさめていると見るべきであろう。

たしかに，64年以降の政策は一時的には経済活動の停滞と多数の国民の生活水準の低下をもたらした。強力な政権が存在しなければ，おそらく経済政策は逆行し，インフレ的政策によって景気刺激がはかられたであろ㌔

そうなれば，現在の高度安定成長期を迎えることができたかどうかきわめて疑問である。多くの発展途上国の経済発展にとって，政治の長期安定の重要性は，過度に強調されてはならないが，同時に否定できないことを，ブラジルの事例が示（6）これについては，拙稿「ブラジルの経済開発計画の問題点」『国民経済雑誌』

第113巻第1号，昭和41年1月参照。

（7）H−J㎝Ros㎝baum，Wi1iiam∫∫8me54m

厄。0砲0mたαm6P0

G．Tyler（ed一），Co〃e妙mm
れ。

B倣〃1

De〃aoψmemi，1972，pp．19＿21．

63

経済経営研究第23号（1）唆しているといえよう。

高度成長を支える経済的諸要因の一つは，インフレ抑制とインフレ効果中和策ともいうべき政策手段である。67年後半以降は，民間部門に対する厳しい信用規制や通貨供給の統制というようなデフレ政策を継続するよりも，20％程度のインフレは容認する政策がとられてき一た。インフレをその程度に抑えるための基本的手段は，財政赤字の縮小，価格規制および賃金抑制であったことは既述のとおりである。

財政健全化の努力は引きつづき行なわれ，68年以降は名目的にも実質的にも赤字幅は縮小し，対国内総生産比も72年はO．2％に低下した。価格規制は弾力的に運用され，独占的企業には厳しく，競争的企業には比較的緩く実施されて（8）いる。賃金政制も，最低実質賃金こそ低下傾向にあるが，平均実質賃金は上昇（9）低向にあり，たとえば71年には3〜4％上昇したという。
これらの直接的なインフレ政制策に加えて，インフレによる経済的歪曲を是正する政策が併行的に実施されているところに特徴がある。その一つは為替レ
ートの小刻み切下げ方式である。これは従来のように年一回の大幅切下げではなく，月間の国内インフレ傾向とアメリカのインフレ傾向を参照し，さらに金利や国際収支の動向を勘案して数十日に一回の割合で為替レートの切下げを行なうものであ乱これによって，一方では為替投機を回避し，他方でインフレ
昂進にもかかわらず，為替レートに国内通貨の実勢を反映させることにより，輸出健進がはかられている。
いま一つは，いわゆる「価格修正」（Corre頃0mOnetaria：mOnetary

COrreC−tion）方式の採用である。これは，定期性預金，国債，社債，商業手形，固定資本，運転資本など額面価額や帳簿価額を有するもののほとんどが，毎年政府の発表する価値修正係数によって再評価される方式である。これは，インフレ（8）これは企業の生産性向上に対する強い刺激となっている。
（9）me厄。㎝0m熾，Sep・2．1972，p・34・同年の経済成長率工1・3％，1人当り8・2％に比してまだかなり低い。
04

ブラジル経済の高度成長（西向）によってだれも損失をうけないし，だれも利益を得ない方策，いわばインフレとともに生きる方策として注目されている。

ブラジルの高度成長を支える第2の要因は輸出の急増である。この輸出増加の一部は，若千の一次産品の国際価格の上昇に起因しているが，基本的には，政府が税制上の優遇措置と農産物生産の多様化を通じて，少数の一次産品輸出
依存の伝統的パターンを転換させたことに起因する。たとえば，輸出に占めるコーヒーの比率は，68年になお41％であったが，70年には34％，72年には26％へと低下している。これと対照的に，工業製品輸出は急速に伸び，64〜70年間に平均約30％の増加率を示した。この傾向は最近さらに加速化され，71年には（I0）

39．6％，72年には72．1％を記録した。その結果，既述のように輸出に占める工業製品の比率も急増した。

第5表ブ（第5表参照）

ラ

ジルの輸出構造…ト・・1（％）

1957−61

1967−71

原材料・中間財

31．8

3116

29．6

食

科

65．O

66．6

60．1

品

3．2

1．8

10．3

1OO．O

100．O

100．O

工

料・飲

業

製
計

（出所）Cm伽m切m亙ωm6m北。，novembr01972，p．84一

工業製品輸出に対する優遇措置としては，（1）工業製品税（IPI：付加価値の20％以下）の免除，（2）流通税（ICM：付加価値の15〜18％）の免除，（3）
総売上高に占める輸出比率に応じて，最高60％までの法人税の払戻し，（4）輸出向工業生産の生産に必要な投入輸入についての関税払戻し，（5）輸出促進費
用に対するリベート，（6）政府金融機関による低利輸出金融などがあり，これ（10）Bankof

Lo皿don＆SouthAme工ica，Bθ

5α地〃m，Apr王11973，P，160．
65

経済経営研究第23号（1）

らの手段が既述の為替レートの小刻み切下げとあいまって，最近の工業製品輸（l1）

出の急増をもたらしているのである。

第3の要因は，税制上のインセンティブを通じての民間投資の誘発である。
これはとくに地域開発や特定産業の推進ならびに資本市場の育成に関して実施されている。たとえば，アマゾニアやノルデステに対する民間投資には法人税の50％が控除され，漁業や観光事業に対する民間投資についても，それぞれ25％，8％の控除がある。また，株式市場育成につも）ては，納税者が株式取得のために投資銀行または類似の金融機関に信託したとき，所得税の払戻しをうけることができる。

このインセンティブ方式により，法人所得税の約2分の1が民間投資家に払（12）戻されているといわれ，これは国庫にとって大きな負担であるようにみえる。

しかしながら，

この方式の狙いは，民間投資を誘発することもさることながら，税が国民の意志によって少なくともその一部を自由にでき・ることによって，納税者数を増加させることにある。したがって，従来納税者数の少なかっ（13）

たブラジルでは，この国庫負担は歳入増加と比較すればけっして大きくはないのである。換言すれば，一方で歳入増加をはかりながら，他方で政府が計画する分野に民間投資を誘導する方式といえる。

第4の要因は，既述の「価値修正」方式の導入と資本市場への投資の税制上（14）のインセンティブの結合効果として，貯蓄率が高められたことである。従来のような急速なインフレ昂進のもとでは，貯蓄誘因はまったく存在せず，インフ
レ・ヘッジのために不動産取得とか外貨購入など投機的投資が行なわれた。し（11）これらの優遇措置を全面的に活用すれば，国内販売価絡の約2分の1で輸出可能といわれている。
（12）丁屹e厄ωmmづ5C，Sep，2．1972，p．28、（13）乃倣，p．28によれば，67年のサンパウロ州の納税者はわずかに21・4万人であったが，70年には270万人に達したという。

（14）乃倣，P．37によれば，国内貯蓄率は対GDP比で69年の10．5％から，71年に21％へと上昇した。
66

ブラジル経済の高度成長（西向）かし，最近の新制度のもとでは，定期性預金や国公社債の購入によって7〜8％の実質収益が得られるようになっている。しかしながら，それでもなお銀行

信用のコストは，法定貸出金利12％に手数料や付加金が加算されてかなり高い。運転資金の調達には多数の小規模な金融機関に依存せざるを得ないし，またそれらの金融機関は短期貸付を選好する。そこで政府は金融制度の側面からも貯蓄の増強と資金コストの低減をはかるため，一方では中小金融機関の統合
・合併を促進し，他方で長期資金の入手をより容易ならしめるために，新しい投資銀行の設立を奨励している。

第5の要因は，外資の積極的な導入政策と，72年末に40億ドルにも達した外
貨準備の1噴調な伸びによって，外資が大量に流入していることである。資本勘定の純流入は，68年の5．4億ドルから71年の18．3億ドルに達した。政府は，石油，通信，鉄道など最も戦略的部門を除いては，すべての部門を外資に開放し，また必ずしも合弁形態を要求もしない。したがって，他の多くのラテン・アメリカ諸国が外資規制を打ち出していることとあいまって，外国直接投資残高は72年末に31．9億ドルにのぼった。

しかし，他方において対外債務残高も累積し，69年末の44億ドルから72年末
第6表

外

直接投資

資
借

導
款

償

入

（1OO万ドル）

還

その他

合

計
58
288

1960
1961
1962
1963
1964

99
108
69
30
28

348
579
325
250
221

一417
一327
一310
一364
一277

28
一72
93
30
11O

一54
82

1965
1966
1967
1968
1969

70
74
76
61
124

363
508
530
583
1，053

一304
一350
一444
一484
一533

一135
一108
一135
381
206

124
27
541
850

1970
1971

108
i24

1，440
2，042

一673
一874

140
540

1，O15
1，832

ユ81

一6

（出所）Com伽m切m亙cm6mづcα，Novembro1972，p．83。
6¶

経済経営研究第23号（1）の88億ドルヘとほぼ倍増した。それゆえ，ブラジルの経済成長は「分割支払い計画」でまかなわれているとの批判もある。しかし，対外債務は国内総生産の20％以下であり，他方輸出が急増しているから，73〜74年の弁済も輸出額の20（15）％を充当すれば足りるとされている。また，政府も短期資本の流入を抑え，10
年以上の長期資本に税制上のインセンティブをあたえるなど，一連の慎重な措置を講じていることも評価できる。

第7表対外債務残高
外

1969

1970

1971

1972

1，605

2．285

3，193

4，881

法律4131号

799

1，250

1，913

2，922

決議63号

433

653

983

1，727

373

381

295

232

1，355

1，709

2，202

2，658

565

604

623

619

貨

融

資

指令289号
輸 入 融 資uS1AID計画融資
補（1oo万ドル）

整

そ

融

資

548

382

301

264

の

他

335

315

492

357

4，403

5，295

6，621

8，779

計

（出所）Bankof

London＆SouthAmerica，Bo伽Rmm，Ap・i11973，P．161．

最後に，インフラストラクチュアに対する公共投資の増大を挙げておかねばならない。これは，民間投資の新領域を開き，農業を開発し，エネルギー供給を増加し，港湾施設の改善などを目標としている。トランス・アマゾニア・ハ
イウエイは，地域格差の是正をめざす国家統合計画（ProgramadeIntegra￠oNacioml：PIN）の一環として着手され，これによってこの地域の鉱業および（15）Bankof

Lo皿don＆Sou凸America，Bo

5α地〃m，Apri11973，P．163．な

お同誌によれば，ブラジルは150億ドルまでの対外債務であれば，大きな困難なく弁済できるとされている。
68ブラジル経済の高度成長（西向）農業開発の素地が創出されつつある。石油と石炭の乏しいブラジルでは水力発電に優先順位をあたえ，電力公団が中心となって電源開発を大規模に進めている。このほか，北部と東北部の農業開発計画（ProgramadeTerrasNordeste：PROTERRA），

ede

Estimulo至Agricultura

do

Norte

e

Redistribui頃。

ゴヤスおよびマット・グロッソ州の開発促進計画（Programavolvimento

do（Programa

Especial

de

de

Des鮒

Cent岨Oeste：PRODESTE），サンフランシスコ渓谷特別計画
para

o

Vale

do

S曇。

Francisco：PROVALE）などの地域開発計画も着手され，さらに教育や住宅建設にも多額の公共投資がなされている。

4、ブラジル経済の展望
60年代中頃の不安定停滞期において，その原因をめぐって種々の議論が提起された。さらに68年以降の安定成長期の初期においても，ブラジル経済の高度
成長が短期的な現象か，それとも長期的に持続し得る現象かについて議論は分立していた。

まず，不安定停滞期においては，低成長を政治的要素に帰する議論が有力で（16）あった。この政治不安論によれば，61年8月以後の政治不安と，その後の民族主義体制が投資誘因を減退せしめ，成長率の低下をもたらしたとされる。しかしながら，これに対してレフは，（1）政治不安論は投資環境が良好であった50

年代後半においてすら，総設備投資の3％以下しか占めなかった外国直接投資を過度に重視している，（2〕政治不安にもかかわらず，公共投資に影響がなか（ユ7）ったと批判し，輸入隆路論によって説明しようとした。
（16）たとえば．戸mg伽mαde々勿地m6mたσ肋θ〃e榊。此m〃地瑚〃，o，

1964，Wemer

Baer，〃ms切αJ42〃m伽d亙。mm北Dme吻m例ハm

B倣〃，1965，PP。王98−200．

（17）Nathaniel

The

RecentH．Leff，

Impo討Const正aints

Dec1ineofBraziIian

and

Economic

Development：Causes

Growthof，〃e児m4例。グ

批。mm加m6S切挑此s，Vol，XLIX，No．4，Nov．1967．
69

経済経営研究第23号（正）輸入臨路論は，輸入代替過程が一方で輸出を無視し，他方で無差別な工業化を進めてきた結果，輸入構造が原材料・中間財および資本財に偏より，短期・中期においては国際収支困難により余儀なくされるそれらの輸入削減が経済活
動を停滞せしめ，経済成長率を低下せしめるというのである。しかしながら，レフの輸入隆路論は経験的根拠に乏しく，ベルクスマンとモーレイならびにベイヤの指摘したように，輸入隆路が低成長の原因ではなく，需要減退による工（旦8）

業の低成長が輸入減少の原因とみるべきである。60年代のブラジルの国際収支の検討もこれを裏付けている。

ところで，68年以降の安定成長期についてはいかなる展望がもたれるであろうか。既に明らかなように，50年代のブラジルの輸入代替は余りにも急速に無差別に進められ，相対価格と資源配分に重大な歪曲を生ぜしめた。それゆえ，60年代においては，価格体系が相対的稀少性を表わすように再編されなければならず，政府は非インフレ的手段によって資源再配分を行なう必要があった。

さらに，貯蓄増強のための近代的金融制度の確立，市場インセンティブや税制

誘因を通じての輸出の多様化と拡大，ならびに地域格差の是正も必要であった。これらの政策手段は60年代のブラジル経済にとって不可避であった。そして，68年以降の高度成長は，これらの手段が漸くその実効をあげ始めたと考えるべきである。

しかしながら，このような見解をとらず，現在の高度成長をなお一時的現象とみなすものも少なくない。その多くはラテン・アメリカの構造派の経済学者（19）である。構造派によれば，ブラジルの輸入代替工業が資本集約的技術の導入の（18）Joel

Berg昌man＆SamueI

ment：Causes

ACommentof（19）Ce1so

刊

R㏄ent

ImportDeclineConst正aintso｛Brazi1ian

andDeveloP・

Economic

Growth：肋eRm5moゾ五。o卸。m4c5mδS切桃地∫，Feb．1969，pp．

ユO1−102，Wemer
RiordantheA．MorIey，Baer＆Isaac

Kerstenet7ky，Roett（ed．），Bmε〃伽me

Furtado，∫脇〃e5emm〃ゴmm舌。

Cap．3，Francisco

LafaietedeDesenvo1vim㎝tou皿Mod台IodeThe

Brazi1ian

Ec㎝omy，S〃肋e5．1972，p．125．

dee亙5切gm〃励mαλm6れ。切工励伽n，1968，

P差uda
e

Lopes，

Estagna蝉。

Subsidio主Formu1a㌶ono

Bエasi1，地沁初ブラジル経済の高度成長（西向）

もとで行なわれ，雇用創出効果が乏しく，所得増加の大部分が非労働部門に吸収された。換言すれば，輸入代替は所得分配の不平等を加速し，工業製品に対する国内需要の増大を妨げた。かくして，60年代のブラジルでは有効需要を上回る過剰設備をもった。したがって，政府は経済部門間，地域間および所得グ
ループ間の所得再分配政策を講じるべぎであった。

要するに，構造派は輸入代替がもたらした歪曲を主として需要側に求め，価格メカニズムの歪曲の是正，インフレ抑制，金融制度など供給側の諸手段と併行して，農業開発，農地改革，国内後進地域の開発を通じての所得再分配政策を行なうべしとし，それらが70年代の成長の基盤となると主張するのである。

たしかに，構造派の指摘するごとく，ブラジルにおいては所得分配の不平等は拡大しており，センサス資料によれば，60−70年間に月収40ドルの低所得階層の総所得に占める比率は50％から60％に増加し，40〜90ドルの階層の比率は（20）

32％から18％に低下している。しかしながら，（1）比較期間が長すぎ，68年以降の平均実質賃金の上昇の効果が過小評価されている，（2）自給農業や現物支払いなど非貨幣収入を考慮していない，（3）個人収入べ一スの数字であり，家計収支べ一スでないなど，センサス統計は所得分配を適正に反映していないき一らいがある。

また，70年代に入って社会統合計画（Pto即a血ade1nte餅a貞。

Socia1：PIS）が実施され，労働者の利潤参加の試みがなされており，所得分配の不平等是正の努力がなされている。

政府は「ブラジル国民は経済成長率が現在の率を維持することができれば，生活水準の改善ができるし，また，いずれにしても所得分配は最近2年間にす（21）でに改善された」と指摘している。さらに，ブラジルの中産階級の絶対的な大万m5〃e〃αde及mom加，abr．／jm．1969，Ce1so

3m5〃e伽，1972，Maria

C㎝㏄ig葛。

○壬Impo正tinSubstitution

Fu商do，

Tavares，B正azi1，亙。o伽m古。

The

腕6〃5e

Growth

do

Mo6e

and

o

D㏄lineBm〃棚mカクェα物Ameγ虻α，

Vo！．IX，No．1，Ma正。h1964．
（20）

鋤e厄。Omom身5f，Sep，21972，p．36．

（21）Ba皿kof

London＆SouthAmerica，BoJ5α灰em刎，Apri11973，P．153．

71

経済経営研究第23号（1）きさと，雇用創出と地域格差是正をめざす意欲的な公共事業計画の実施を考慮すれば，ブラジルの国内市場が工業の持続的な成長に重大な障害になるとは考えられない。現段階でのトラスティックな所得再分配は，貯蓄・投資率を減じ，コスト上昇による輸出競争力の低下をもたらし，輸出余力の減少から国際収支困難をもたらす可能性が多い。

しかしながら，現在の高度成長はいくつかの重要な問題を内包している。その一つは高い貯蓄率ならびに投資率が維持できるかどうかである。ブラジルの資本／産出高比率は，65−67年の3．75から68−69年に1．81へと低下している（22）

が，このことは最近の高度成長が比較的少ない投資で達成されていることを意味する。この低い資本／産出高比率は主として工業における遊休設備利用から生じているが，今後は新規設備投資を必要とする。さらに政府の公共投資の資本／産出高比率は，直接的な生産投資におけるそれより高いから，今後はこの（23）

比率が3以上になると推定される。そうだとすれば，政府の成長目標8〜10％を達成するためには24〜30％の高い貯蓄・投資率が必要で，限界貯蓄率はさらにこれを上回らねばならなし）。租税負担がかなり重くなっている民間部門が，これを達成できるかどうかが重要な鍵となっている。

第2は，政策の重点が若千の直接的生産部門から，地域開発，教育普及，住宅建設など社会資本の充実に移行する傾向である。構造派に代表される社会的公正の要求に応え，社会的不平等の是正に努力することは当然であるが，果してこれが経済成長を犠牲にすることなく，あるいはインフレ的資金調達に訴えることなく実行できるかどうかが，前述の貯蓄能力からも疑問視され乱最後に，国際収支の好調を持続する可能性が問題である。ブラジルの輸入代
替は消費財産業のみならず，広く資本財産業にまでおよび，輸入係数は60年代
を通じて5であった。もし輸入代替過程が輸入係数をさらに低下せしめるのが（22）Com伽m切m厄ωm6m｛cα，Novembr01972，P．25、（23）Wemer

雅

Baer＆Isaac

Kerstenetzky，o力．c狐，P．144・

ブラジル経済の高度成長（西向）困難となれば，経済成長は輸入能力によって影響される。ブラジルは輸入能力を高める努力の一環として，輸出の多様化と拡大にかなりの成功をおさめた。
しかしながら，工業は一方でなお高い関税保護をうけながら，他方で工業製品輸出に税制上の手厚い優遇措置を講じている。これは関税保護に加えて補助金効果をミックスしたものであり，輸出競争力を増すためには少なくともいずれかを軽減すべきである。工業製品輸出の前途は，輸入国側の貿易政策の動向とともに，工業がこうした厳しい環境に耐えうるかどうかにかかっている。

他方，設備投資の増大にともなって，すでに70年代に生じているように，ブラジルの輸入は今後もかなり増加するであろうと予測され乱たとえ輸出がそれに見合って増大しても，対外債務の返済を考慮すれば長期資本の流入と外国直接投資に依存するところがなお大きいことである。しかしながら，これらの外資流入は，外資導入政策はもとより，逆説的ではあるが，高度経済成長の維
持と政治的・社会的安定に依存しているのである。

鴨経済経営研究第23号（1）刊会計利益情報と株主意思決定
一計量会計学的アフローチー

中

目

勲

野

次

1．研究目的……・・…・…・・・…………………・・……・…………P．75

2、研究上の立場（方法論）

計量会計学・

・…・…・P．77

3．具体的な諸問題は何か・・……・・……・・……………………………P．78

4・利益情報の社会的効益と株価一利益情報相関テスト…………P・82
5．利益情報は株主意思決定に影響しているか……………・・・……P．87

6．公表利益情報は株主意思決定に影響しているか………………P・103
7．公表利益情報の・普通株投資家への・
影響はどの程度であるか…・………・・・・・…………P．114

8．公表利益情報のインパクトが小さいのは，利益情報が事前にリークするからか……………P．130
9．投資家は利益情報を「利用しているか」，

又はそれによって「利用されている」か………P・140
10・投資家が抱く「予想」は，利益情報によっていかに影響されているか…………………………P．160
11．結論……………・・・……………・・……………………P・183

1．研

究

自

的

会計情報，とりわけ会計利益情報が社会にたいしていかに役立っているか。

これがこの論文にとっての上位目標である。しかし，「社会」という言葉は広汎であいまいである。そこで，この用語に限定をあたえて，企業をとりまく社
会の構成グループのうち，普通株式投資家グループのみを抽出す乱そして，
この限定のもとで，上の上位目標にそって，次の下位目標を設定する。
閑経済経営研究第23号（1）

会計利益情報は，普通株式投資家グループの意思決定にたいして，現実にいかに役立っているか。

この下位目標がこの論文の直接の研究目標である。

これらの上位および下位目標をかかげることの意義，その研究価値はどこにあるか。会計一外部報告会計をさす一は1つの「社会的技術」である。つまり，利害者集団が企業にたいしていかなる関係を結ぶべき・かを決定するために必要な情報の一部分を提供するための技術体系である。会計がもつ技術的性格
から次の3つのインプリケーションが生ずる。
（a）その珪術に課された目標にたいして，プラスの社会的貢献（グロスの社

会的効益）を会計は発揮せねばならない。また，現実の会計制度と会計情報がプラスの社会的効益を実現しているかどうかが確認されるべきである。

（b）技術の行使はコストを発生せしめる。現実に提供されている会計情報
は，どのような形態のコスト（社会的コスト）をいくら発生せしめているか。

この確定がなされないと，会計制度や諸会計方法の是否についての最終的判断は不可能である。

lC）代替的な諸会計制度，諸会計方法について，上のグロスの社会的効益から社会内金コストが差引き・されねばならない。その差額，万ットの社会的効．

（i）

益の有無，大小にもとづいて，すべての会計学的判断は下されるべき・である。

この3つのインプリケーションが示唆するように，あたらしい会計研究の1
つの進行方向は，社会的視野からの会計情報の価値評価である。会計情報にか（1）外部会計情報にかんするマクロ的な社会的効益とコストとの比較の必要性と理論的フレームワークを知るには，次の論文をみられたい。
Isao

Nakano，meλ㏄o吻肋g
Ga正y

Ll

Noise

Communications，

Rm4例，Oct．1972．pp．693−708；Rob砒G，May

and

Sundem，

Association

Tests

and

Redundancy

Cost

of

for

A㏄ountiIlg

灰e幼em，Jan．1973，pp．80−94．

珊

in

A㏄ountingInformatio口ana

PolicyS㏄urity

P正三。es：Market

Decisio皿s，〃eλ㏄m械伽g

会計利益情報と株主意思決定（中野）（2）んずるマクロ経済学の樹立といってもよい。

うえにかかげた下位目標をもつこの論文は，3つの制約の下で，会計情報の社会的評価の問題にとりくむのである。

（制約（1〕：全会計情報でなくて利益情報のみをあつかうこと。制約（2）：すべての利害者集団でなくて，普通株への投資家だけにとっての情報の役立ちをあつかうこと。制約（3）：情報のグロスの効

益の面のみを考察し，コストの面は考えていないこど）これらの制約をとりはずして，いっそう現実的な研究へと発展させることは，今後の課題としたい。

2．研究上の立場（方法論）一計量会計学
わが国で現在なお支配的な会計学は，「記述的・非計量的会計学」と名づけうるであろう。この会計学の特徴は，代替的な複数個の諸概念または諸会計方法などのうちから選択を行なう場合，なんらかの質的な基準にもとづいて，そのうちの1つを正しいものとし，且つ他のすべてを誤りと判断する点にある。
たとえば，ある特定のエンティティー観（ex、生産活動の単位としての経営）にもとづいて，特定の利益概念（ex．実体資本を維持したのちの利益）を排他的に支持する人々があ孔さまざまの利益概念のあし）だには，その妥当性にかんして「程度の差」があるにすぎない，とは彼等は考えない。それらの間には不連続な質的差異があり，特定の1つの質をもつものだけが正しく，他は絶対的に誤りだ，と考えるようである。このような，「記述的・定性的・非計量的
・不連続的」アプローチの欠点は，上とは異なった，他のエンティティー観か（2）このような，会計学へのマクロ的立場は，

ドイツにおいてシュミット（Frit7

Schmidt）がとった立場であった。会計にたいする基本的な視点としては，
いま1度シュミットに立戻ってみる必要があるのではなかろうか。（ただし彼ほど実体維持に固執することなく。）（CfI

Frit2Schm三dt，Dieoエganische

Tageswertbilan7，3．AuH．，Wiesbaden1951；山下勝治訳，シニミット有機
観対照表学説，同文館，昭和9年。）

η経済経営研究第23号（1）ら出発すると，上とは異なった利益概念が，質的に正当化されることにある。

つまり，この研究方法は，会計学上の諸問題，諸論争にたいして最終的な決着をつける能力をもたない。

筆者の主張する「計量会計学」によれば，諸概念あるいは諸会計方法のあい
だの優劣は質的には決定されえない，と主張され私もっとも大納）（ネットの）社会的効益を実現しうる概念または方法がもっとも妥当なものである。したがって，代替的な諸可能性のあいだの相違は「程度の差」であり，そのr程度の差」は（質の差ではないから）経験的に計量されなければならない。

会計上の諸概念または諸方法の社会的インパクトが測定されなければならない。しかし，社会的諸現象は，会計情報の影響だけでなく他の要因のインパクトをも反映して，完全に説明しつくすことはできないような不可解かつランダ

ムな動きを示すものである。そこで，かかるランダム性をもつ観察値の集合から，一定の信頼度をもって有意義な結論をみちびき出すために，統計学的手法を適用することが不可欠となる。

統計学的手法をフルに活用する「計量会計学」は，日本でこそまだほとんど（3）
見られないが，アメリカでは会計研究の主流になろうとしているのである。

3．具体的な問題は何か
計量的手法により，会計利益情報が普通株式投資家の意思決定にたいしていかに影響しているかを考察する。しかし，もっと問題を具体化，明確化しなければならない。論理的に順序づけると，この種の研究は，すくなくとも次の8段階にわたって展開されるべきであろう。
（3）1963年に創刊された研究誌（JoumaI○正Chicago

andLondon

Scも。olof

Acco口ntingof

Econom三。s）は，まさに，筆者のいう

Research，The

Univ．

「計量会計学」のみにあてられた雑誌であ乱また，アメリカ会計学会の機関

誌TheA㏄ountingReviewに掲載される論文も，最近はその大半が数学的，計量的な研究方法をもちいている。
珊

会計利益情報と株主意思決定（中野）（a）会計利益情報が株主の意思決定に現実に影響しているかどうかを，どんな経験的証拠によって確認するか。結論的にいって，会計利益情報の予想外の変動がその普通株式の株価の変動と相互関連をもっているかどうか，をしらべる。もしも有意義な相関があるならば，そのことは，利益情報の変動が株主の（その企業の価値にかんする）期待に影響をおよぽしたことを暗示する。なぜ（4）なら，期待へのインパクトがあってこそ，株価は変動するからである。

要するに，利益情報の予想外の変動と株価との相関性の程度というものを経験的証拠とする。

しかし，

このようなアプローチにはいかなる限界があるか。

（b）一定の限界つきで上のアプローチを認めるとしよう。第2の問題は，はたして会計利益情報と株価のあいだに有意義な相関があるかどうか，ということである。ないとする。その場合には，現在の会計制度のもとで産出される利益情報は株主の投資決定には役立っていないことになる。したがって，現在の会計制度にたいして大幅な変革をくわえることが必要となろう。
Beaverand（Staubus．

Dukesの諸研究を利用する。）（c〕利益情報には2つの形態のものがある。1つは，正規の財務諸表（主として損益計算書）をつうじて公表される公式的利益情報である。そしていま1
つは，この公式情報が発表される前から，いろいろな型で外部利害関係者にリークして行く非公式的利益情報である。（eX．毎月の生産量，受注量等の公表，（4）現在時点の株価は，現在時点において入手可能なすべての（未来事象についての）情報をすでにおりこんだものとして成立している，と考えられている。したがって，すでに株価に反映されている諸情報すなわち市場の期待と合致する
ような諸事象又は諸情報が現在以後に発生しても，株価は（すでに予定されている趨勢をはなれた）異常変動を示すことはない。株価の異常変動（異常報酬）1が生ずるがためには，以前の期待又は情報から論理的に独立した新しい期
待形成がおこなわれねばならない。このことからまた，株価変動のランダム性が説明される。（Richard

fromCommonA．B正eヨ1ey，An

Stocks，TheMIT

Int正。duction

to

Risk

and

Retum

Press1969，Chapter1）
79

経済経営研究第23号（1）

当企業またはアナリストによる利益予想，いろいろな噂，業界の一般的な景気の動向一・、これらはいずれも，公式発表にさきだって利益を予測する手がかりとなる）。したがって，もしも会計情報と株価との間に有意な相関があるとしても，その相関は，事前にリークする非公式的情報と株価との相関にすぎな

いかもしれない。はたして，公式的利益情報と株価とのあいだには有意な相関はみとめられるであろうか。損益計算書がでるころには，そこに盛られた情報はすでに株価におりこみずみになっているのではないか。

（Beaverの研究を利用する。）（d）公式的利益情報と株価とのあいだの相関が有意に大きいとする。

しかし，その具体的大きさはどの程度なのか。非常に相関が大きいと仮定する。その場合には次の画期的に新しい仮説が妥当視されるかもしれない。昨今，歴史的原価主義にもとづく会計情報が外部利害関係者の意思決定にとって不十分にしか役立たない，したがって変革をくわえるべきであるという主張がひろく行

きわたっているが，これは間違いではなかろうか。十分に利用され，役立っているのではないか。

（相関の具体的大きさの検証のために，Ash1ey，Benstonの諸研究を利用する。）（e）公式的利益情報が株価におよぼす影響はたしかに存在するが，その具体的大きさはかなり小であると仮定しよう。この場合，何故利益情報がもつ影響
力はこのように小さいのか。直観的に考えると，その理由は，公式発表よりも前に，利益の推定の手がかりを与えるような各種の情報が事前に外部へもれて行くことにある，と推測される。しかし，この直観的仮説は正しいか。この仮説をうらづけうる経験的証拠は存在するか。（Ba11md

Brown〔1968〕を参考にする。）（f）いささかなりとも利益情報が株価に変動をあたえているという仮定をつづけよう。このことは，しかし，株主達が会計情報を正しく，かつ主体的に自らの意思決定に利用していることを，ただちに意味するものではない。情報数
値が本当に含意しているメッセージを正しく解読し，それにもとづいて主体的80

会計利益情報と株主意思決定（中野）に意思決定を行なう一主体的情報利用一のではないかもしれない。むしろ，経営者の人為的な利益操作をも反映している利益数値そのものの大小によって株主達は受動的にまどわきれ，場合によっては支配される結果になっているのかもしれない。

（受動的情報利用）。つまり，情報を「利用する」のでな

くて，それに「利用されている」のかもしれない。現実はいったい，どちらなのであろうか。（このことを検証するために，次の諸研究を参照する。Kap1aエ1㎜dRoll，Gonedes〔1969〕，Mlynarczyk，ODomen）。

（9）会計利益情報はたしかに能動的に株主グループによって利用されている，と仮定しよう。そして，利益情報と株価とのあいだには有意な相関が発見されているとする。常識的に考えると，このように，会計利益情報が株主の意
思決定に影響していることは，公表利益情報が株主の事前の期待にたいし変化をもたらしたことに起因するものと想像されよ㌔なぜなら，もしも利益情報
が彼等の期待レベルを変革しえないならば，その情報は意思決定の改善には役立つはずがない、と一応考えられるからである。しかし，この場合，2つの問題がある。第1に，期待とは一体何についての期待なのか。何についての期待が会計情報により影響されているのか。そして，第2の問題として公表利益情報が投資家の期待を変革するということは，一体現実にはありうるであろうかという疑問が生ずる。事前情報のリークのために，外部利害関係者は，公式的会計情報の公表よりも先に，当期の利益情報内容を（小さな誤差の範囲内で）推定しているのではなかろうか。つまり，事前の期待レベルは会計情報により変更されるということはないのではなかろうか。

（G㎝edes〔1971〕，Martinの研究を引用する。）（h〕もしも，公表利益糖報は株主グループの事前の期待レベルを変革することはほとんどできなし）とすれば，それにもかかわらず利益情報が彼等の意思決定にたいしてある程度役立っているのは何故か。期待の変革以外のいかなる仕方によって，利益情報は役立っているのであろうか。（Ba11andBrown〔1969〕，
その他の諸文献を参照する。）

81

経済経営研究第23号（I）

4．利益情報の社会的効益と株価一利益情報相関テスト
すでに示唆したような，会計利益情報と株価との関連性のテストによって，利益情報の社会的効益の計量に接近しようとする。このテストは，いかなる意
味の社会的効益を，どのような限界のもとで，計量しうるか。

会計情報の社会的効益ないし社会的価値とは，普通株投資家の見地からみる
かぎり，その情報を最善の方法で利用して諸意思決定（自己の経済的資源の投資一消費決定）を行なった場合に得られるであろう効用期待値が，この情報がない場合に達成可能な最高の効用期待値をこえる差分を，すべての投資家にわたって何らかの方法で統合したもの，として定義されよう。しかし，情報とぞ（5）の社会的効益との関係をあらわす関数の型をさだめることは容易ではない。

しかし，もしも会計利益情報が投資家の意思決定に影響をおよぼしていることが上のテストから確認されるならば，その情報はある未知の大きさの，しかしプラスの社会的効益をもたらしているといえよう。というのは，目的適合的ないかなる情報も諸投資家の意思決定を改善こそすれ改悪することはないから（6）である。つまり，利益情報が各個人の効用期待値を増加させるならば，全体としての投資家グループにとっての効益の全体も増大するであろうからである。
（ただし，こうし）えるためには次の前提が必要であろう。つまり，他人もまた自分が入手したものと同じ会計利益情報を得ているが，このように他人もまたこの会計情報を利用して最善の意思決定を行なうであろうことを頭において各人が行なう最善の意思決定にもとづく効用期待値が，この公的な会計情報がない場合のその人の最善の意思決定からの効用期待値を下まわらないという前提が必要であろう。この前提がみたされないとぎには，会計情報があたえられることによってかえって各人の効用水準が下落するであろう。）（5）Robert

G，MayanδGa正yL．Sundem，P．82（iootnoten）．

（6）このことの証明については，次をみよ。〃泓，pp．93−94（Appendix）、
82会計利益情報と株主意思決定（中野）要するに，この前提のもとでは，上の相関テストと情報の社会的効益とのあいだには次の関係があ乱相関テストの結果として会計利益情報が普通株投資家の投資決定にたいしてレレバントであることがわかったとすると，確かにその情報は彼等投資家グループの範囲内における社会的効益の増大に役立っている，といえる。ただし，どれだけの増大をもたらしたか，その大きさは上の相関テストによっては測定されえない。つまり，相関テストは，会計利益情報の社会的効益の有無，そしてそれのみを検定しうる。

ところで，ここで語られている「社会的効益」とは，つぎの3つの制約のついたものである。

（a）投資家の「意思決定」をつうじての社会的効益であること。すなわち意

思決定という視角のみから利益情報の社会的役立ちを考えているにすぎない点に，1つの制約ないし限界がみとめられねばならない。もちろん，投資意思決定への役立ちということは，会計のはたすべき重要な課題ではある。しかし，いっそう基本的な会計目的は，企業に託された資源がいかに運用され保全されたかを報告する「資源管理機能」（the

分配」（income

custodianshipfunction），および「利益（7）
distributi㎝）のための基礎資料の提供という機能である。利

益分配のデータとしての役立ち，それをつうじての利害調整機能という角度からの，会計情報の社会的貢献は，上の相関テストによっては計量されないのである。

（b）相関テストによるアプローチがもつ他の2つの限界はMay

andSundemによって鋭く指摘された。その所説を勘案して以下論述する。第2の限界は，上のアフ1コーチがグロスの社会的効益の存在を指示しうるのみだ，という点にある。つまり，会計情報を作成し解釈するための全コストをまったく（7）YujiIjiri，ADefenseforHistoricalCostAccounting，in：RobertR，
Ste工1ing（ed．），Assefγα〃α加。mα例d〃。o刎eD召〃舳伽〃6om，Scholars

Book

Co．1971，p．5．

83

経済経営研究第23号（目）（8）考慮していない。コストを差引いたのちの，ネットの社会的効益の有無犬小にもとづいて最終的な会計学的判断は下されるべきであるから，これは一つの限界である。

この限界の具体的な意味はこうである。現行の会計利益情報が相関テストに
より株価変動にたいしてプラスの関連性を示していると仮定しよう。このこと
は，その情報がプラスのグ1］ス的効益を実現していることをあらわす。

しかし，情報の生産・解釈コストを引いた後の，ネットの社会的効益がプラスかど

うか，これは不明のままであ乱だからまた，現行会計情報を（現行のように）会計システムをつうじて生産するのと，それに相当する情報内容の全部又は一部をなんらかの非会計的源泉から産出する，又は今まで非会計的ソースから提供されていた情報の一部又は全部を会計的ソースから提供するという新しい会計政策とで，社会的にどちらが有利か，という政策的決定は，コストを考察しないかぎり不可能である。

（ここでは，耕しし）会計政策は，いままで会計

ソースからも非会計ソースからも提供されていない絶対的に耕しし）情報を提供したり，非会計ソースから補給されえない現行会計情報の一部又は全部を削減することはない，と仮定する。）

BeaverandDukesもこの点を指摘している。「完全な分析のためには，代替的な諸情報源泉の指定と，その情報を財務諸表の型で提供するためのコスト（8）この解釈コストの重要性は，最近Abde1−kahlikにより指摘された。現行会計情報が仮に株価にたいして有意なインパクトをあたえていることが実証されたとしても，このことから直ちに，現行会計情報が最善であるとはいえない。株
式市場は情報として不完全かつ不十分な現行会計情報をフィルターしかつ修正
したうえで，使用しているのかも知れない。この修正の大きさが一なんらかの尺度により測定されえたとして一最小ですむような会計測定が，彼の主張によれば，もっとも望ましいものである。

Effic三ent
The
84

MarketAccounting

Hypo出esis

and（A．RashadA㏄ou口t1ng

Review，Oct．1972，p．739）、Abdel＿Kahlik，The

Da倣二A

Point

of

View，

会計利益情報と株主意思決定（中野）（9）とそれらの代替案のコストとの比較を，必要とするであろう。」

便宜的には，かかる情報の生産コストにかんして次の仮定を立てざるをえない。つまり，任意の情報を会計ソースから生産するコストは非会計的ソースか（lo）

らの生産コストよりも小さい。しかし，両者のコストの差の具体的犬きさは情報の項目ごとに異なるかもしれない。その場合には，このような情報源泉の選択という問題にたいして相関テストを適用しうる余地は小さい。

もしも，このコスト差が（非会計的ソースからも生産しうる）すべての情報
項目について同一であると仮定すれば，相関テスト結果が最も大きい会計情報をもたらすような会計政策が，コストの点から最も有利である，といえ乱（c）相関テストの第3の限界は，ある新しい，今までは会計ソースからも非会計ソースからも投資家に提供されたことのない新しい追加的情報を産出する

ような新しい会計方法を評価する場合に，あらわれ孔つまり，情報量の絶対的増加が生ずるケースである。

また，これとは逆に，現行会計方法にかえてある新しい会計方法を採用した
ときには，いままで市場に提供されていた情報のうちの一部分が消滅し，しかも非会計的ソースからこの消滅した情報項目を供給することは（例えばコストが高くつく等の理由から）ありえない場合にも，この限界があらわれ乱つまり，情報量の絶対的減少が生ずるケースである。

まず前者のケースにおいて，現行会計利益情報および現行非会計情報のみを反映している現実の株価変動のパターンと，上にのべた，情報量の絶対的増加を意味する代替的な会計利益情報パターンとの，相関性をテストすると，どうなるか。情報量の絶対的増加分に対応する程度だけ，この相関度は，現行会計（g）Wi11iam
Eamings

H．Beave正andExpectations

λ㏄mm肋gRo1andandthe

E．Dukes，Interperiod

Behavior

SecurityofTax舳。cati㎝，
Prices，丁伽

Rm4eω，Apri口972，p．321、（1O）この仮定はMay

and

Smdemにより立てられている。（M訂yandSmdem，P−83）．

85

経済経営研究第23号（1）

利益情報と株価とのあいだの相関度より小さくなる㌔だからこの場合には，情報量の絶対的増加によりグロスの社会的効益が増大するという事態が，相関度の減少により示される。

しかし，同時に，新しい追加的情報を産出するためには，コストの増大が生ずるであろう。そして，この新しい会計方法が現行会計方法よりもすぐれてし）ると結論しうるのは，前者によるグロス効益の増加分がコスト増加分を上まわる場合のみである。

次に，情報量の絶対的減少をもたらすような新しい会計政策が提案されたときはどうか。ここでは，グロスの社会的効益の減少と，（提供情報量の絶対的減少にともなう）コストの減少が予想される。この新しい会計利益情報と株価との相関度は，情報の絶対量の減少に対応して，現行情報と株価との相関度よりも低下するはずである。

要するに，絶対的追加情報または減少情報がある場合の相関テストの欠点
は，（グロスの）社会的効益の増大も減少もともに相関度のマイナスで示されることにある。つまり相関度のマイナスがある場合，社会的効益が増加したのか減少したのか不明である。これを判断するには，あらかじめ，新しい代替的会計政策が，情報量の追加をもたらすのか減少をもたらすのか，そのタイプを事前に識別することが要求される。

（しかもコストの増減も推定されねばならない。）

会計情報一株価相関テストには上の3つの限界がある。したがって，MayandS㎜demもいうように，「経験的研究が企てられるときには，その解釈（11）

は，生じうるところの諸欠陥にてらして行なわれねばならない。」

われわれの，ここでの研究目的は，現行会計情報と代替的会計情報とを対比して優劣をきめることではない。むしろ，現行の会計利益情報そのものが普通株投資家の意思決定に役立っているか，つまりグロスの社会的効益が存在するかを調べる（11）May86

andSmdem，p．93．

会計利益情報と株主意思決定（中野）こと，そして，その役立ち方は具体的にどういうやり方でかということについて仮説をつくること，にとどまっている。したがって，このような制限された研究目的（現状分析）にとっては，会計情報一株価相関テスト等の統計学的手法は十分な有効性を保持しているのであ乱

5．利益情報は株主意思決定に影響しているか
この論文の第3節であらかじめ掲げられた研究段階の（b）にうつる㌔ここで「利益情報」とは，すでに暗示したように，公式的会計利益情報だけではなくて，事前にリークして行くかもしれない非公式的利益情報をもふくむものとする。かかる全体としての利益情報は株主意思決定に影響しているか。このこと

を，会計利益情報と株価との相関性をしらべることをつうじて検討しよ㍉（a）ストーバス（Geoge（12）J，Staubus）の研究

彼の研究は次の3つの点で特異性をもっている。そしてそれが我々の硯究目
的にややそぐわない原因にもなっているのである。しかし最も早い時期における調査研究として紹介にあたいするといえよう。

第1の特異性：彼の設定した研究目的が，現行会計利益情報そのものの社会的インパクトを詳細に調査するところにはないこと。むしろ，次の5つの経営業績指標のうちいずれが株式価値一後述一ともっとも相関度が高いかをしらべることがねらいであった。

（i）利益（eaming）：一株あたり利益ではなく，所得税および優先株式
配当を控除後の絶対額。

（ii）カレント・フロー（current

flow）：上の利益額にたいして，減価償

却費，減耗償却費，なしくずし償却費（amOrtizati㎝expemes）をくわえ戻し
（13）
た金額。

これは，

（12）George

つまり，「営業活動からの1□三味運転資本変動額」を反映す

J．St舳bus，w舳Common

Stock

The

Association

Va1ues丁挽eofFinancial

λocOm物κm身Re

A㏄omting

2m，

Variables

Ja1＝1．ユ965，pp．

119＿134．
（13）G．J．Staubus，P．120．

8¶

経済経営研究第23号（1）る。

（iii）反復的正味資金フロー（netreCurri㎎｛undSnOW）：文字通りの内容

であり，プラス要因としては，諸収益から出発し，未収収益をも加える。マイナス（支出）側では，諸費用から出発し，減価償却，減耗償却，なしくずし償
却をくわえ戻し，棚卸資産および前払費用の増加額をくわえ戻し，それらの減少額は控除する。要するに経常的な資金流入のみを反映するので，たとえば，有価証券の発行や償還にともなう収支，設備の購入売却による収支，税金の調整，長期的な投資取引……等々の非反復的項目はふくまれない。

上のカレント・フ1コーとの主要な相違点は，棚卸資産費用にかんしてである。前者では，それが発生主義で計上されるが，ここでは毎期の購入支出がマイナスされる。

（iv）配当（dividends）：普通株にたいして宣言された現金配当額。

（V）普通株式持分の簿価：優先株式の額面または表示価額の合計を正味資産額から控除した残額。

第2の特異性：上にのべた諸指標と関連づけられるのは任意の一時点の株式価格ではなく，最低1年，最高12年にわたる，ある保有期間を考え，その間に受取られた配当および（保有期間末の）売却収入の割引現在価値を事後的に計算する。

（割引率6％。）つまり，「その証券を所有することからの，将来的
（14）

・

・．

．

純現金収入割引額の和」としての，株式価値（st㏄k

vaIue）を事後的に計算する。そして，上の各指標とこれとの相関を調査するのである。

保有期間の開始時点（＝意思決定時点）は，1947年1月1日，50年1月1日，51年1月1日，52年1月1日，それに1956年1月1日の5つの時点がえらばれた。そして最もおそい証券売却日は王960年12月31日とされた。これより早い任意の各年度末において各投資を売却した仮想的ケースが考察されている。

したがって，49年1月1日から始まる投資については50年1月1日，51年1月（14）乃倣，P．122．

88

会計利益情報と株主意思決定（中野）

1日……60年1月1日という12通りの保有期間のケースが考えられる。50年1月1日からの投資については11通り……。全体で47通りの保有期間が定められたわけである。そして各保有期間ごとに，約50社のランダムに選ばれた会社の株価と配当を勘案して，「普通株式価値」がγ計算された。

（たとえば49年1月1日〜53年12月31日の間，保有された場合の株式価値をγ。3一蝸と書くことにする。）

第3の特異性：上の各指標の自然対数値と，上述の各保有期間に対応する株
式価値の自然対数値とを考える。そして，両者のあいだの単純相関係数をもとめる。その相関係数を2乗した値，すなわち決定係数によって，会計情報と普通株式価値とのあいだの関連性の度合を表現しようとしているのである。

計算の一断面が第1表に例示されている。ここでは，1956年1月1日を意思決定日（＝保有開始時点）とする44種類の株式（サンプル）にわたっての，各種の株式価値（γ）と，1955年度についての各経営業績指標とのあいだの，決定係数が表示されている。

第1表56年1月ユ日を意思決定日とする，44種の株式についての，72値＊

E55

F55

C55

D55

B55

V匿6−56

1920

．752

．889

．850

．746

V57−56

．875

．717

．837

．825

．723

V58＿56

．863

．727

．825

．792

．716

V59＿56

．825

1680

．784

．740

．676

V60−5日

．756

．645

．709

．698

．607

平均値

．848

．704

．809

．781

、694

＊各列における見出しの諸符号は，

一」（左から右へ），1955年にかんする，利益，

資金フロー，カレント・フロー，および配当，ならびに55年12月31日における簿価を，あらわしている。

第1表の各r2値は，いずれも有意な相関を示している。

（自由度42の2変量
89経済経営研究第23号（I）

正規母集団における，相関係数の1％値は，およそ0．3848である。第1表の諸数値は，したがって，有意水準1％において相関が存在することを示す。）

第1表の最下行には，56年1月1日を意思決定日とするケースにとっての，諸会計指標の，各種のγにわたって平均された，平均決定係数が示されている。このような平均値の集合は，各種の意思決定日ごとに，1つっつ存在するわけである。これらを第2表にかかげよう。

第2表の左端の列をみよう。（2年間），（3年間），又は（4年間）とあるのは，各意思決定日からみて，直前2年間，3年間または4年間の当該会計指標平均値をもとめたことを示している。その平均的会計指標と，各意思決定日をもってはじまる各保有期間をもつ株式価値との相関をとり，そのr2を保有期間の相違について平均したものが，表中の数値である。なお，右端の2つの列は，全部の意思決定日にわたっての加重平均値，および（mは）標本数を，それぞれ示す。

第2表

意思決定日ごとの〆平均値および全期日の平均値

意

独立変数
E
F
C

D
B

E（2年間）

F（〃）
C（〃）
D（〃）
E（3年間）

F（〃）
C（〃）
D（〃）
亙（4年間）

F（〃）
C（〃）
D（〃）
90

思

決

定

全部の平均

日

m

1−1−491−1−501−1−51

1−1−52

1−1−56

平均値

．671
．589

．730
．690

．718
．589
．586

．787
．610
．649

．748
．622
、755
．633
．704

．723
．566
．770
．708
、658

．848
．704
．809
．781
．694

．730
．627
．762
、646
．651

47
47
47
47
47

．706
．649
．742
．602

．797
、798
．656

．736
．519
．762
．681

．731
．659
．767
．644

30
30
30
30

．745
、799
．780
．605

．756
．764
．783
．659

．750
．782
．781
．631

19
19
19
19

．736
．768
．753
．601

．736
．768
．753
．601

9

1755

9

9
9

会計利益情報と株主意思決定（中野）

第2表にもとづき，ストーバスはつぎの3つの結論をひき・だしている。

第1に，一般にカレント・フロー（C）は利益（五）よりも株式価値との相関がいっそう高い。かくして，個々の指標をもちいて株式価値を予測するどい（i5）う立場からみると，「カレント・フ1コーは利益よりもし）つそう信頼度が高い。」

第2に，1年間の会計指標にかぎっていえば，資金フロー（F）よりも，利益のほうが株式価値との相関が高く，したがって予測手段としていっそう信頼しうるものである。しかし，「基準期間を（1年→2年→3年→4年と）のばして行くと，資金フローは第5番目から第ユ番目へと〆におし）て上昇してくる。

実際，4年間の資金フローおよび3年間の資金フローは，他のいかなる変数よ（16〕
りも，割引株式価値にだし）して密接に結びついていたように思われる。」

第3に，「配当および簿価は，利益およびカレント・フローほどに信頼しう（17）
る，普通株式価値の個別的指標ではなかった。」

ストーバスによるこれらの結論の有意義性と有効性については，筆者はつぎの2つの疑問を提起したい。

第1に，彼が考えた株式価値γは，当初の証券購入支出がさし引かれていない。つまり，グロスの価値である。しかし，投資家が予測したいと考えるもの
は，むしろ，最初の投資額をさし引いたのちにえられる不ソトの投資価値，あるいは未来におけるネットの利益率なのである。これらと会計指標とのあいだの関連性こそが本当に必要なものである。

実際，たとえば利益額（瓦）とグロス株式価値との相関が高いとしよう。しかし，意思決定時点におけるその株式の市場価格は，おそらく，そのグ1コス価

値に近い値をすでに示しているのが通例であ乱（未来妃たいする予想をおりこんで株価は成立するから！）そうすると，そのグロス価値に近い市価でその株を買っても，未来が予想どおり展開するとすると，平均利廻り6％以上はも
（15）

∫肋

（16）

五

（17）

∫あ

，p，130．
，p、

工30．

〃，P．130．

91

経済経営研究第23号（1）

うからないのである。要するに，すべての未来にかんする情報を株価は迅速に反映するという有効市場仮説にもとづくと，グロスの株式価値，およびそれとの相関度の強い会計指標，といったものは，かならずしも投資家にとって役に立たない。

第2に，ストーバスによる相関の測定は単純相関係数にもとづいている。つ
まり，諸会計指標以外の要因（eX．景気変動，各産業固有の要因etC．）が必ずしも十分に排除されていない危険がある。つまり，1949年から1960年までのあいだの会計指標によってはとらえられてし）ない諸要因によって，第2表のr2の値が規定されている可能性があるのである。

この2つの理由から，彼の上の緒論にはやや留保がつけられねばならない。
しかし，それにしても，我々の研究目的にてらしてみると，第2表の右端から2番目の列に示された平均的決定係数の大きさは，（他の諸変数とともに）利

益額（亙）が株式価値一それは現在株式価格にちかいであろう一とかなり高いプラスの相関関係をもっているのではないか，とし）う予想をやや強化しうるものだ，とはいえよう。

（b）ビーバー・デュークス（Wi11iam

H．Beaver

and

Rol㎜d

E．Dukes）

（18）

の研究

上にのべたように，会計利益額情報とグロスの株式価値とのあいだの相関関係がストーバスにより調査された。しかし，すでにのべた理由から，グロスの株式価値は，適切な調査対象であるとは思われない。では，利益情報と株価との関連性をしらべる場合，各々の側においてもっとも適切な調査対象は何であるか。

（三）「意外な価格変動」の定義
有効市場仮説によれば，現在の株式価格は，すでに，予見しうるすべての将（18）William

H．BeaverEam三ngs

Expectatio皿sandRolandE．D口kes，

1nterperiod

Tax

and

BehaviorofPricestheλccmmκm星Rm4em，Apri11972，pp．320＿332．
92

Security

A11㏄ati㎝，，

丁晦e会計利益情報と株主意思決定（中野）

来事象をおりこんだものとして成立している。したがって，以後のすべての株式価格変動は，現在時点には予想されなかった意外な出来事に起因する「意外な価格変動」（㎜expected脾icechanges）である。すなわち，時系列として

みると，すべての株価変動は相互に無関係であり，ランダム性をもつ。

（i．e．

系列相関なし。）この見地から考えると，会計利益情報と関連をもつ可能性のある株価変動は，やはり「意外な価格変動」である。しかも，各個別企業の経営活動とは無関係な全体経済的諸事象（eX．利子率の変動等）による全体的株
価水準の変動に起因する当該株価の変動をさし引いたあとの，「意外な価格変動」でなければならない。

意外な価格変動を定義するためには，それに先立って，「意外でない価格変動」すなわち「期待報酬」（expected

retum）を定義せねばならない。そうす

れば，全価格変動から期待報酬をさし引くことにより，「意外な価格変動」がもとめられる。

（19）

MarkowitzおよびSharpeにより展開されたモデルによると，第広期における第｛株式の実際の報酬（株価変動率）伽と，同じ期の全体的株価水準
変動率R〃とのあいだには，次のリニアーな関係が成立する。
ωR〃宝α十β沢〃十舳，厄（〃〃）＝0，て2）万（R〃ぽ〃）＝α

十β沢〃，

ゆえに，

（3）＆に万（伽岬ml）＝舳．

（ただし，α1，β1は定数。ω．1は誤差項。厄は期待値をとることを示すオ
ペレーター。）

上のモデルの（2）式は，全体的株価水準変動率（市場ファクター）が事後的に（19）Harry

Markowitz，poれ力κo∫me5切mi5，Wi1ey1959．Wm1am
Portfo1三〇Analysis，∫ee〃m＝酬ヒ4em

F，Sha正pe，A〃m灼柳。αオ王mSimplifiedoグ

Mode1fo正Mm昭召m召〃∫c4m〃，J舳．ユ963，PP．277−293．

93

経済経営研究第23号（I）与えられた時の，株式｛にたいする報酬（価格変動率）の条件つき期待値は，また，その市場ファクターの線形関数であることを示している。そして，実際の事後的な報酬伽と，条件つき期待値五（〜一Rm）との差は，（3〕から州となる。これは，第彦期の全体的株価の変動率が事前にわかったと仮定した場合の報酬の期待値にくらべて，現実の第｛株式の事後的な価格変動率がどれだけ離れたかを示す。その意味でm，は，全体的市場の影響を排除した「意外な価格変動」部分をあらわしてし）る。

具体的には，R〃は，第鰯における（配当にっし）て調整された）第株式価

格の変動比率について，その自然対数をとったものであ私

見F・〔P貯〕（ただし，ハは第彦期末の株価。ルは第サ期中に支払われた配当。）
Rmlは，（配当にっし）て調整された）株価の全体的水準を示すある指数（FishersCompositehdex）の比率の自然対数をとったものである。

α1，β1および舳は，第｛株式の月次価格データにたいし，通常の線形回帰をとることによりえられる。

（ii）「意外な利益」の定義
つぎに，利益情報の側の考察にうつろう。ある時点の株価は以前のいかなる時点においても予想されなかった情報によってのみ変動する。したがって，上に定義した「意外な価格変動」と論理的に結びついている利益情報は，ストー
バスがとり上げた利益絶対額ではなく，むしろ事前の期待からはずれた「意外な利益」でなければならない。これのみが株価を変動させうる。

「意外な利益」e
いての期待値五（Xはもちろん，第i期における実際の利益X，と，X，につ）との差である。

eFX吉一五（X｛）．

ところで，この期待値亙（x｛）は人間の心の中において，いかなるプロセス

をへて，どれだけの数値として形成されるであろうか。これは謎である。そこ
94

会計利益情報と株主意思決定（中野）で，Beaver㎜dDukesは，つぎの5つの代替的な期待モデルを考え，その各々をもちいて株価との相関のテストにつかってい乱（1）亙（X（2）五（X）＝α斗5X州，
）呈X

一1，

1

（3）舳）＝丁貫Xl一入1（4）脳）＝X・rT貫（XH■X・j一・）・
1（5）蝋）宮X・・十丁貫（Xl−j■Xl−1一・）・（ただし，α，あは定数。X〃は第オ期における，株式市場に関連する全会社についての，全体的利益指数。Mは，そのモデルのパラメーターを推定するために周し）られた期間の数。）

なお，利益情報については，上の「期待」の問題のほかに，なお，「利益の範囲」および「利益の尺度」という2つの問題がのこされている。
「利益の範囲」，つまり利益を構成する項目は何かという問題について，Beaver㎜d

Dukesは，つぎの3種類のものを考えている。
（20）（i）現在報告されている利益，（20）（ii）所得税配分額控除前利益，（iii）キャッシュー・フロー。
（20）この用語は次のことを意味す孔アメリカ合衆国歳入法の規定により，税務目
釣上は加速減価償却 （a㏄elerated depreciatiOn）を採用した会社が多く存在する。これらの会社も，通常の財務報告目的のためには，（一般に）定額法償却法を用いているのである。この場合，法人税差引後純利益を計算するために，税引前純利益から引かれるべき法人所得税額はいかにして計算すべきか。1つの立場では．加速償却を控除したのちの課税所得にもとづいて計算された税額を，財務報告においても，マイナスすることにより税引後利益をもとめ乱舞
2の立場では，定額法償却を控除することにより財務報告に現に記載されている税引前利益額にたいして，法人税率を乗じて計算された金額をもって，財務報告上の税額．とす乱この後者の場合には，仕訳はこうな乱法入税XXX

未払法入税XX×
繰延法人税 ×××

この手続は，後者の立場が，現実に支払われた法人税額の一部分を後年度に95

経済経営研究第23号（1）そして，彼等は，利益情報として，これらの3つの各々をもちいて，株価との相関をテストするのである。

最後に，「利益の尺度」である。彼等は，次の4つの形態の利益を考え，その各々をテストにもちいている。

㈱

当期首の普通株持分の簿価によってデフレートされた，普通株主に充当しうる利益。

（おそらく，期首普通株持分にたいする利益率を意味するとおもわれる。）
lB〕（デフレートされなし））普通株主に充当されうる利益，lC〕上の囚の系列における第1次の階差，1肋上の㈲の系列における第1次の階差。
このようにして，利益情報については，期待モデルが5通り，利益の範囲について3通り，そして利益尺度として4通りの，代替的な可能性が考えられている。したがって，全部で，5×3×4＝60通りの異った利益モデルが生まれたわけである。

（iii）「異常業績指数」（theabnoma1perfomanceindex）

第3段階として，上に定義された「意外な株価変動」と「意外な利益」とが結合されねばならない。しかし，舳とefとを直接に結びつけて相関をとる
ことはできない。なぜなら伽は月次データごとにもとめられているが，elは1年ごとだからである。そこで，株価変動のほうを月次から1年単位へと統合せねばならない。

そこで，Beaver

andDukesは，つぎのような「異常業績指数」を考えている。

配分して行くこと（それにより税務上の加速償却が財務報告上の税引後利益におよぼす影響を中和化しようとすること）をあらわしている。そこで，かかる手続を所得税期間配分（interperiod tax au㏄ation）と称する。本文（i）の「現在報告されている利益」はこの所得税期間配分額を控除したあとの利益である。

96

会計利益情報と株主意思決定（中野）舳一÷撫（・・酬一女（・・蝸舳〕・
1
これは・1ドルのTづつをN種類の株式にわけて投資し・その各々をTケ月間保有していた場合の実際の利益の合計と，各株式が事前の期待報酬率にひとしい利益を毎月投資家にもたらしたと仮定した場合の，Tケ月にわたる利益の合計との差である。この意味で，λ〃Tは，冬期間一多株式にわたって統合された，予想外の価格変動率をあらわしている。ところで，上の式は離散的な複利公式により株価が変動するとし）う仮定に立ってい糺しかし，連続複利の仮定の方が現実に近いので，異常業績指数はつぎのように変えられている。

舳二十堀・舳一座・舳11州／・
ただし，

e凪

1肋わ＝e舳．州．

この指数はつぎのようにも解釈でき私もしもある千里眼の人がM個の企業の利益数値を決算報告よりもTカ月早く教えてくれる場合，投資家は最高限度いくら支払ってもいいか。厄（R〃訳m）に相当する期待報酬を投資家は予1
想していたとすれば・その情報にもとづいてTづつ均等に投資した場合の超過利益率はλP∫τにひとしい。

だから，λτは，その情報の事後的な価値を反映する。

（iV）実施

いくつかの条件にてらしてえらびだされた123の会社にかんして，1963年
から1967年までの各年度について，上の60個の利益モデルの各々について「予想外の利益」（予測エラー）が計算された。各年度についての予測エラーは，

ユ950年から当該年度の直前年度（サー1年度）までのデータにもとづく予測値との比較から計算された。

異常業績指数は，各年度ごとに，㍑）その利益予測エラーがプラスとなっている諸企業についてと，（口）予測エラーがマイナスになっている諸企業につい

9一

経済経営研究第23号（I）てとに分けて，計算された。この指数の基礎となる株式保有期間は12ケ月であり，決算報告発表の月（それは会計年度終了後3ケ月目の月と仮定された）およびそれに先行する11ケ月がふくめられた。

各々の12ケ月期問にかんするλ〃を計算するためには，各月ごとの舳
（事後報酬のうちの「予想外の」部分）がえられねばならなし）。これらの舳の推定値は，月次の事後的な報酬（価格変動率）を全株式についての事後的報
酬の指数にたいして回帰することによる，時系列線形回帰から得られた。

（V）計算結果とその解釈第3表が，60個のモデルの各々にわたっての，「予想外の利益」と（「予想外の株式価格変動」の集約的表現としての）「異常業績指数」とのあいだの関

第3表予測エラーのAPI分析

モデル・…

発生回数

λ〃のλP∫の符号が一平均値平均値複合致するケ

滅扁、脇脇、（．）、（十）〃値呑スの割

（一）

（十）

（一）

（十）

224，
123．
107，
122． 一〇．04922 O．06098 0．05389 0．60069
210，
115，
121，
130． 一〇．05285
0．056020．05423 0．59028
199，
109，
132，
136． 一〇．06075 0．05820 0．05956 0．58160｛
61． 40，270，205． 一〇．03457 0．00080 0．00672 0．46181
65． 33，266．
2王2． 一〇．07708 O．00929 0．02082 0．48090
31． 18，300，
227． 一〇．04780 −O．OO146 0．00541 0．44792｛
208． 93，120，
150． 一0．08629 O．08474 0．08556 0．62697
192，
102，
136，
141． 一〇．06613
0．05901
0．06268
0．58319
192． 90，136，153． 一〇107319 O，06070 0．06687 0．60420｛
167． 54，161，
189． 一〇．12331 O．06901 0．09003 O．62347
164． 69，164，174． 一〇．09500 O．05633 0．07211 0．59194
158． 68，170，
175． 一〇．09204 O．05132 0．06743 0．58319
175． 56，
153，
187． 一〇．12614 O．07659 0．09664 0．63398
182． 74，146，
169． 一〇、09803 0．06984
0．082480．61471179． 73，149，
170． 一〇．09489 O，06525 0．07833 0．61121
｛

1A
1B

1C
1D

｛

2A

｛

2B
2C
2D

98

201，

136． 47，
192，
105． 42，223，｛
209． 86，117，207． 98，
119，
199．
103，
127，
｛
206． 81，
120，
200，
102，
126，
192．
97，
134，
185，
111，
143，
183．
108，
145，
159．
96，
169，
｛

3A

127． 35，

208．
196．
201．
155．
143．

138．

160、

一〇．14851 O．05125 0．07885 0．68669
一〇．10632 O．04217
0．06273
0．58144
一〇．08223 O．02121 0．03692 0．53560
一〇．09307 O．09094 O．09205 0．64198
一〇．07289
0．074480．07363 0．61728
一〇．05762

一〇．10221

139、 一0．06987
144． 一〇、07187
132． 一〇．04668
135． 一〇．04827
147． 一〇・05152

0．05540 0．05658 0．59436
0．09505 0．09868 0．64550
0．06936 0．06963 0．59788
0．06493
0．03899
0．039110．03178

0．06847
0．04298
0．043780．04060

0．59259
0．555170．55692
0．53590

会計利益情報と株主意思決定（中野）

・・

・・

・・

・・

。。

・・

・・

5A
・・

^警1義1萎11菱11≡111萎髪三111髪萎11111萎11糞嚢1

諸X11嚢1繁1≡11鱗111灘11嚢釜1111義婁
ｫ萎三養；三議三≡1三菱嚢11三1義萎1三11警11三繋1萎^養11撃11義1義11≡11灘1111萎1111糞菱111嚢菱ｫ蓑≡…蓑三菱…≡≡1三1萎萎1ミ11義11三鱗11嚢糞1

ｫ嚢11萎1義1≡11嚢蟻111養髪11鱗11嚢1萎薰P嚢11義1義11三11曇嚢11111義111髪婁111嚢萎1

a1糞1義11議1三11譲萎11鱗11嚢萎11111糞1
V11義11萎11勇1三11義1義1111萎1111嚢桑1111髪1・・@1壬警1葦11義1≡l11義1111灘1111菱1111嚢萎・・

ﾗ1王111襲1養11≡11灘111擬111鰯111嚢養連についての調査結果をあらわしている。この表の左端の列は，「予想外利益」を導きだすためのモデルの種類を指示している。数字と文字との組合せであるが，先に来ている数字（1〜5）は，上述した5種類の利益期待値五（X1）のモデルを指定している。つぎの英文字（λ〜D）は，利益尺度を示す。

な

お，これらの各モデルごとに3つの数字の行がある。これらは，前述の「利益の範囲」に対応してい孔（上から順に，前記の（i），（ii），（iii）の内容となっている。）

次の4つの列は，「意外な利益」eの符号と，λ（ある年度のある企業の）の符号との，ある特定の組合せが実現したケースの数がしるされている。さらに右隣りの2つの列には，eがマイナス又はプラスの符号をもったと99

経済経営研究第23号（1）きのλの平均値が示されている。右端から2つ目の列Compositeλというのは不明であるが，おそらく，すべてのλ〃を平均したものではないかと思う。

右端の行は，eとλ〃とが同じ符号をもったケースの・全ケースのうちに占める・割合をあらわす。この数字の列は非常に重要である。というのは，この数字は，会計利益情報の符号と，事後的に達成された異常報酬の符号との一致した割合，つまりその意味で会計利益情報と株価変動方向との相関の度合を反映しているからである。

BeaverandDukesは，これらの諸数字を次のように分析する。「『真の比率がO．50だ」という帰無仮説からこれらの諸数字が有意な乖離を示すかどうか

は，2項テストにより計算される。このテストにもとづくと，60のモデル中48
個が1％レベル以上において有意である（棄却水準ク＝O．549）。残る12個のうち，5つは5％レベルで有意である（棄却水準戸＝0，534）。残りの7つのモデルは0．50よりも小さい比率をもっており，それらすべては，デフレートさ（21）れていない利益（B）という同一の利益変数に関係しているのである。」
このノン・パラメトリックな分析から，7つのモデルをのぞいて，「意外な利益（予測エラー）」の符号と「異常（株式）業績指標」の符号とのあいだには少なくとも5％の有意水準において有意な関連がみとめられているという結論になる。

また，第3表の右から4列目および3列目の諸数字は，予測エラーの符号を
株式市場の他の人々に先立って知りえたとすれば，平均してどれだけの異常報酬を獲得しえたであろうか，ということを示してい乱すぐれた諸モデルについては，異常報酬率は10％をこえている。

なお，我々の研究目的にとって直接関係のないことであるが，経営業績指標
として前記の3つの指標のうちで，どれが「意外な株価変動」と最も大きな関（21）W．H．Beaver
100

and

R．E．Dukes，P．327．

会計利益情報と株主意思決定（中野）連性をもつかを第3表の右端の列は示している。つまり，「くりのべた場合の利益（deferred

eaming一所得税期間配分にもとづく現行利益）が最高度の相関をもつ。くりのべない時の利益がその次にく孔キャッシュ・フローの業（22）

績はもっとも悪し）。」

要約しよう。

（公式的情報と非公式的情報の両方をふくんだ意味の）会計利

益情報は株主意思決定に現実に影響しているか。ストーバスとビーバー・デュークスの諸研究にもとづく限り，その答はYesである。ストーバスは，グロ
ス株式価値と利益の絶対額とのあいだの単純相関係数を測定し，有意な相関を発見した。しかし，グロス価値ならびに利益の絶対額というものは，いずれも，会計利益情報と株価との関連を調べるためには適切な調査対象とは思われない。最近展開されている株式価格論の成果にもとづくと，株価のうち会計情報に関連性をもつものは，全体市場の価格レベルの変動等を捨象した「意外な価格変動」のみである。また，かかる株価変動をひきおこす会計情報とは，事前の期待からのズレをあらわす「意外な利益」のみである。ビーバー・デュー
クスの研究は，これら「意外な株価変動」と「意外な利益変動」とのあいだの関連性を調査した。そして両者が符号にかんして同方向に動く傾向があるという有意な調査結果をえたのである。

しかし，このことは勿論，いまだ，決算報告にもられる公式的会計情報そのものが，事前にリークするかもしれない非公式的会計情報から独立して，株価に対して有意なインパクトをあたえうることを決して意味しない。ビーバー・（23）

デュークスは，この点については否定的な調査結果をえている。
（22）乃倣，P．329．

（23）Beave正md

Dukesは，利益数値の決算報告後の12ケ月間にわたるAPIを．

予測エラー（e）がプラスのグループそれがマイナスのグループとに分けて，計算した。その結果はいずれも一〇、02であった，という。したがって，決算報
皆より後には，利益数値の符号を知ってもいかなる投資利得も（平均的には）生じない。また，APIと予測エラーとが同符号となる割合も50％から有意に

101

経済経営研究第23号（I）

なお，このビーバー・デュークスの調査には私見によれば，1つの批判の余地がある。この節の第13）式に示されているように，第｛企業における第彦期の「意外な価格変動」は，五（見パR〃）すなわち「第サ期の全体的株価水準が事前に（すなわちi−1期に）わかったと仮定した場合の」伽の条件付期待値を基礎にして求められている。

しかし、この仮定は非現実的である。現実には，来期の（i．e．第彦期の）全体的株価水準R〃を今期（i．e．第ト1期）に確実に知ることは不可能である。したがって，現実の「意外な価格変動」は次の2つの成分からなるであろう。

囚

RMが事前に確実に知りえたと仮定した場合の「意外な価格変動」〃〃：

舳＝凡に亙（R〃l

㈲第

R〃）．

一1期又はそれ以前の全体的株価水準その他の情報にもとづいて事前に（サー1期に）予測された第f期の全体的株価水準R＊〃±が与えられた場

合の〜の期待値と，上の仮定に立脚した〜の期待値との差に立脚する「意外な傾格変動」部分σ＊パ
m＊1F五（佃1R〃）一五（札11R＊〃）．

現実の「意外な価格変動」

伽は，州とm＊との和であると考えられる。

命F舳十〃＊〃＝〜一五（凡岬＊〃）．

ビーバー・デュークスの研究では，において，疑間の余地があ乱

この伽でなくて伽が用いられる点

m＊〃を加える場合に，彼等の調査結果がいかに変るかは明らかではない。

離れている，という結果はでなかった。ここからもまた，予測エラーの符号を
決算報告時（又はその後）に知っても，その情報を利用することにより異常利
益をうることは平均的，または長期的にはできないことを示してい乱
P，331）。

102（〃泓・

会計利益情報と株主意思決定（中野）6．公表利益情報は株主意思決定に影響しているか
全体としての企業利益データが株価変動と有意に相関していることが例証された。しかし，損益計算書等にもられた公式的な会計利益情報が，非公式的な情報とは独立して，有意義なインパクトを株主の売買決定にあたえているであ（24）

ろうか。この問題にかんする調査研究としてBeaverの研究を紹介しよう。

研究目的が，「公けの利益発表（eamingS㎜nomCement）が株主に影響をおよぼしているか」ということであるので，前節の研究とはおのずからやや異ったアプローチがとられることになる。

（i）直接の調査対象となる期間が，利益発表日（thea㎜o㎜cement

date）をふくむ週を中心として，その前後8週間とさだめられる。したがって（8＋1
十8＝）17週間である。この17週間を「報告期間（thereport（25）
period）」とよぶ。

この報告期間のあいだに，利益情報の意思決定へのインパクトを測定する何らかの指標がどういうパターンで動くか，が調査される。

前節の研究目的は，公式的および非公式的利益情報の全体的インパクトを計量することであった。したがって，Beaver

andDukesによれば，利益発表の月および（情報のリークをも考慮して）それに先立つ11ケ月（全体で1年）が調査対象としてえらばれたのである。しかしここでは，利益発表という公式的情報のインパクトを計量するので，報告期問が非常に短くとられている。

なお，具体的には，1961年から1965年までの期間申に，下記の条件をみたす
143の企業によって発表された年次利益公表を標本としてとり出した。

益公表のうち，（24）William

さらに特定の下記条件をみたすもの山506個となった一に
H．Beaver，

Amoun㏄ments，The
Studies

その利The

Empirical

1968，8mφク加memf

Infomat1㎝C㎝tent
Researchfo肋e／bm7m

inof

A㎜ua1Eamings

A㏄ounting：Selectedθグλccomm勿mg

児e5e棚κ此王968，

pp．67＿92．
（25）∫あ泌，P．74．

103

経済経営研究第23号（1）（26）
ついて，その公表日を中心とする506個の「報告期間」が選定された。

（ii）利益公告が株主の投資決定におよぼすインパクトを計量する指標として，前節のBeaver

andDukesの研究では，株式価格がとられた。しかるに，

このBeaverの研究では，株価とともにまた各社の株式取引数量（vOlume）もまた指標の1つにくわえられてい乱ピ）株価指標の分析
利益公告が情報力（infomation

content）をもつならば，それは，当該株式の未来の価格又は報酬率にかんする投資家の期待（主観的な確率分布）を変化せしめるであろう。そして，この変化は株式の均衡価格の変化をもたらすであ（27）

ろう。この理由から，Beaverは，各社の株価の変動比率（1）凡F・ k争貯〕
（Dパ企業｛の株式に対して第。週に支払われた現金配当。Pパ企業4の株
式にっし）ての第サ通の終りにおける株価終値。P㌦一1：資本の変動（eX．株式

分割および株式配当）にかんして調整された，第彦一1週の終りにおける第ξ企業株式の終値。ただし，利益公告発表があった週を第0週とする。彦＝一8，
・・・…

@，

十8o）

この伽に対して前節（1）式のSharpeモデルの思考が適用される。すなわ

ち，第サ週における株価変動率〜は，さまざまな要因を反映してい乱したがって利益公告のインパクトのみにもとづく変動部分を抽出するためには，他の重要な諸要因，とりわけ全体的株価水準の変動に起因する当該株価変動の部
分が，除去されねばならない。全体的株価水準の変動率を示す指標としては，（・）・・一加／（銑〕が計算された。

（26）（（∫P）パ第オ週末におけるStandard㎜d∫あ古吐，p−74．

（27）月以，P．68．

104

Poor

s

Price

Index

会計利益情報と株主意思決定（中野）（株価指数）の終り値水準。（∫P）1一・：第広一1週末におけるその終り値水準。）

前節のω式を勘案して，次の第（3）式が成立することは今や自明である。
（2）

凡Fα；斗あ沢〃十㈱．

この式のα1およびろ1は，会計情報のインパクトを舳のみに反映させるがために，非報告期間のみのデータによる回帰分析をつうじて得られる。

会計利益公告が株主におよぼしたインパクトは，もしも存在するならば，

舳にふくまれているはずである。

前節のBeaverandDukesでは，

この

舳（異常報酬）を1ケ年にわたって累積した「異常業績指数」λ〃が作成された。これは全利益情報の長期的効果の全体をしらべるためには適当である。

しかし，この節の調査目的は，利益公告のもつ一おそらくは短期的な一効
果をしらべることである。そこで次のようにする。

異常報酬の長期的累積ではなく，報告期間申の異常報酬レベルが，非報告期間のそれのレベルとくらべて，きわ立った変動を示しているかどうかが問題で

あ乱その変動はおそらくプラスの場合もマイナスの場合もあろう。この節での目的は変動の方向ではなく，変動の有無をしらべることであ孔そこで，符号を捨象するために各舳を2乗する。
他方，非報告期間における州もまた回帰分析によりもとめねばならない。

そして，非報告期間における州の変動レベルをあらわすものとして，各株式ごとの非報告期間の全体にわたっての，舳の平方和を回帰分析により計算する。そして次の∫〜を考える。
（4）．L〔Σ二、（舳）2〕∫、
一

丁（T：株式に5にかんする，非報告期間にわたっての，観察がなされた週の数。）

企業と時点のちがいは，「報告期間ゴ」（506個）として1つ1つ識別される。そうすると，第5報告期間にかんする異常価格変動レベル（非報告期間105経済経営研究第23号（正）のレベルと比較したもの）は，

m2〃
2
5｛
となる。このσ〃を各サごとに，すべての5にわたって平均すると，ψが
（5）

ぴjF

もとめられる。
oo0

一

2

Σ

〃2

拮。o

Σσ〃

肌一一・sl一月
506

．

506

（1＝一8，一，斗8）。

仁一8，一・・，十8にわたっての，この「平均的異常価格比率」αは，後の第1図に示されてい乱恒）取引数量指標の分析

Beaverは，上述の「投資家の期待の変化」をもたらすという意味の情報力のほかに，いま1つ異った情報力の定義を提起する。それによると，「期待の変化がなければならなし）だけでなく、その変化は，意思決定者の行動に変化を（28）
もたらすだけ十分に大きくなければならない。」この行動の変化は，各投資家による自己のポートフォリオの組みかえとなってあらわれよ㌔これは，株式取引数量の増大に反映される。ゆえに，「もしも利益報告が情報内容をもつな
らば，利益報告が出された時の株式取引数量は，当年度申の他の時点のそれよ（29）

りも大きくなろう。」

この仮説が現実にあてはまるか否かをBeaverは検証しようとする。まず，次の2つの変数が定義される。

企業ξの株式のうち，第宕週に取引された数量
γ1｛＝

企業｛の株式の，第工週現在発行済全数量

X

第1
週申の取引日の数

ニューヨーク証券取引所に上湯されている全企業の株式のγM圭＝ うち，第。週主こ取引された量＿x1．
ニューヨーク証券取引所上場
第サ週中の取引日の数
会社の，第サ週現在の全発行

済株式数（28）乃倣，P．69、（29）∫b倣，P．69．

1㏄会計利益情報と株主意思決定（中野）

したがって，γ〃は，その週についての1日あたり取引株式数の割合である。γM1は，すべてのニューヨーク証券取引所上場会社についての取引レベルを反映している。

上記の506の「報告期間」の各々（j）にぞくする各週（c；仁一8，……，斗8）にかんしてγ〃が計算された。また，対応する各週ごとのγ〃も計算された。

Beaverによる取引数量分析の第1段階は，上のγ〃を，17週の各々について，すべてのjにわたって平均したもの，γをもとめることであった。もしも利益報告が情報力を現実にもっているならば，第0週の周辺において巧は上昇していなければならない。実際の調査結果は第3図に示されている。

篶の申には，会計利益報告のインパクト以外の要因もふくまれているかもしれない。たとえば，利益報告の発生と同時期に，株式市場全体に影響をおよ

ぼすような何らかの事象が発生し，それが各企業の株式取引数量に影響している可能準がある。このような諸事象の影響をのぞくために，上記の（3）式との類推から，次の（6）式をつくる。
（6）

γ｛Fα

十6｛γ〃十e。≡

注意すべき一ことは，α｛と6の推定値は，非報告期間からの観察値にもとづく線形回帰からもとめられねばならない。というのは，われわれの目的は，会計利益報告の・取引数量への・インパクトを舳に吸収させたいのであるが，もしも非報告期間と報告期間との両方のデータにもとづく回帰分析を行うと，報告期間中の会計情報のインパクトが刎ではなくて句およびあに吸収されてしまうからである。
第（6）式を刎について移項すると，
17）

e

Fγ

一αにろ＝γ〃．

すべての報告期間にわたって平均された，各週（サ）ごとの残差易を計算
す私もしも利益報告が投資家の行動にたいして現実に影響をあたえているな
10¶経済経営研究第23号（I）

らば，みは第O週の周辺においてピークを示すはずである。この結果は第4図に示されている。
（iii）標本について

株価指標騎および取引数量指標篶および島が会計利益報告のみのイン
パクトを反映するという目標にできるだけ近づくためには，標本抽出にかんして次の2つの注意が必要である。

ビ）利益報告いがいの情報が「報告期間」中になるべく入らないように配慮すること。そのために，囚れた。㈲利益報告と同じ週に配当宣言が来る企業は除外さ「報告期間」申に株式分割（stock

された。lcl

Wa11Street

sp1its）が宣言された企業は除外

Joumalに掲載されたニュース公告が1年あたり20（30）

個よりも少ない企業のみがえらばれた。

（口）当企業の利益報告がでる週に多数の他の企業の利益報告も発表されると，両者の「相互作用」という新しいファクターによりα，篶および島が錯乱されるおそれが生ずる。大半の合衆国の企業は12月31日を決算期末とする。そこで，その会計年度が12月31日以外の日に終了する諸企業からサンプル（31）がとられた。

その会計情報が。ompustat

tapeに収録されており，かつニューヨーク株式取引所に株が上場されている諸会社にたいして上の2つの基準が適用された。
その結果，最終的には143の会社がえらばれたのである。
・（iv）Beaverによるσ（32）のパターンの調査結果は第1図のとおりである。

第1図からわかるように，第O週（利益報告が発表された週）における株価
変動の大きさは，非報告期間におけるその平均よりもずっと大きかった（1．67倍）。このことから，利益報告は，投資家の期待にたいして影響をおよぼして（33）おり，その意味で確かに情報力をもっている，といえよう。
（30）〃倣，P．701（31）乃倣、P−70．
（32）乃必，P−91．
（33）〃倣，P．81．

100

会計利益情報と株主意思決定（中野）

第

Ot

1

図

1．6
1．5
1．4

非報告期間におけ1．3

る平均Ut＝1．0
1．2
1．1

1．0・一一．90・80＿8−6−4−20＋2＋4＋6＋8
利益発表後の週

一1週目にすでに株価変動は高まっている。Beaverによれば，これは，情（挑）報のリークの存在を示すのかも知れない，と解釈されている。

第1図における第0週のψ＝1．67という値が異常に高いことを示すために，Beaverはさらに2つの比較をこころみている。第1に，非報告期間のσまく35）のうち，この1．67をこえる値をもつものの数をしらべた。その数は260個の値のうち11にすぎなかったという。ここから，1．67という数字が全くの偶然から生じた確率は非常に低いことが推察されよう。

第2に，σ〃の値が1よりも大きいケースの頻度を報告期間申の各週についてしらべた。そして，それらを，非報告期間における，そういうケースの頻度とくらべた。それが第2図に示されている。
（34）乃倣，P．81．
（35）乃倣，P・8i．

109

経済経営研究第23号（I）

第

2

図

180
一一一一一一一

報告期間の相対顔度にもとづいた、

160

Ull＞1．00となるケー

スの期待値
140

120

100−8−6−4−2

0＋2＋4＋6＋8

uIl＞1．00となるケースの頻度

第2図からわかるように，σ〃が1．Oをこえるケースの頻度は第O週において最大である。その次に高い値は，その利益発表の週に隣接する2つの週にみられる。「このような高い数字（第O週には181）が偶然によって生じたとい（36）

う確率はきわめて小さい」。この結果からみても，利益報告が発表された週に異常に高い株価の動きが存在することが立証されたのである。すなわち，公式
的利益情報は普通株投資家の意思決定にたいして影響をおよぼしていると推定しうるわけである。

つぎに，株式取引の数量指標の調査結果にうつろう。全体市場的な影響を排除していなし）平均取引量γの，報告期間におけるパターンは次の第3図にえがかれている。

この図のパターンは，利益報告の週（第0週）における取引量がかなりドラ
マチックに増大したことを証明している。第0週の平均取引量は非報告期間に1（36）〃ムp82「この確率は100，所よりも小さい。」（J棚・p82・footnote30）
110

会計利益情報と株主意思決定（中野）

第

3

図

▽t×1031．5

非報告期間におけるVt×10ヨの平均

1．4

値宙1．12

1．3

1．2

1．1

一一■

■

1．O

0．9

−8−6−4−20＋2＋4＋6＋8
利益発表後の週
おける平均取引量よりも33％大きい。したがって，投資家達は利益発表時にポートフォリオ内容を変更させるのである。かかる行動変化をひきおこ1すという意味で，利益報告は情報力をもっていると考えられる。

利益発表に先立つ7週間（一7〜一ユ週），取引量は正常以下である。これは，おそらく，投資家達が彼等の株式売買を利益発表の週まで延期している（37）ことを示す，とBeaverはい㌔また利益発表後4週間目にかなり大き・い上昇がみられる。これは，利益データの十分な吟味にもとづく取引増大をあらわ（38）

す，とBeaverは解釈している。
全体市場的な影響を調整した取引量指標易のパターンは第4図に示されている。このパターンは篶のバターンと類似している。第0週において大きな（37）励〃，P，74一（38）∫b4泓，p，74。

111

経済経営研究第23号（1）

第
δt

4

図

x1び

．40
一一一

一一

報告朔聞における
εt×10ヨの平均値＝O

．30

．20

．10

0一
一．10

一．20

一8−6−4−2

0＋2＋4＋6＋8

利益発表後の過ピークがあり，

その平均取引量は非報告期問におけるそれよりもほぼ30％高い。そして，利益報告に先立つ7週間の平均よりも約40％も高いのである。この結果もまた，利益発表が投資家の行動にたしかに影響をあたえていることを例証する。

さらにBeaverは，第0週における島の値0．33がいかに異常であるかを例
証しようとする。第1に，非報告期間全体にわたっての261個の島の値のうちで0．33をこえていたのは4つにすぎなかった。第2に，ε〃は正にも負にもなりうるが，報告期問においてそれが正となるケースの頻度が，非報告期間におけるそれの平均値と対照させた場合，どうなるかを第5図に示した。
この図から判明するように，圧倒的に最大の頻度は第O週に生じている。そ112

会計利益情報と株主意思決定（中野）

第

5

図

十θIlの数

260
一・一一

240

報告期間における
相対硬度にもとづく、
θ

220

1が正となるケース

の期待値

200
180一

＿＿＿＿＿＿

160

一8−6−4−2

0＋2＋4＋6＋8

θI一が正となるケースの硬度

して島が正となる頻度のこのような高さがたんなる偶然によって生じた確率（39）

は非常に小さい。ここからもまた，公式的会計利益情報がたしかに普通株投資家にたいして有意なインパクトをあたえているという仮説は非常に妥当性が高
いといえよう。

以上の論議を要約する。前節のBeaver㎜dDukesの研究によって，公式

的利益情報と非公式的利益情報の両方をふくむ「会計利益情報」一般が普通株投資家の意思決定に影響していることが，条件つきでだが，推定された。しかし，前者の「公式的利益情報」が，事前に企業外部にもれているかもしれない
非公式的利益情報とは別個に，たしかに投資家の期待形成や行動に作用をおよぽしているか否かは，彼等の研究からは明らかにされなかった。

上のBeaverの研究は，この後者の間にたいして肯定的な答をあたえたもの（39），p．77、「その確率は1よりも小さい。」（肋，p．77）．

100，000113

隆済経営研究第23号（i）といえる。彼のモデルには，株価にかんする期待形成のモデルは一切ふくまれていない。そのために，前節のBeaver

andDukesの研究における，やや非現実的な期待形成モデル（（3）式）から生ずる限界を，このBeaverの研究はまぬがれている。

この研究の不完全さとしては，標本としての企業の抽出がランダム抽出でないので，そこから若千の偏りが生じているかもしれないということがある。

Beaverによれば，この偏りは，むしろ，第O週における異常なピークを押し（40）下げる方向に働いている，と推定されている。しかし，この点の定量的な評価は困難である。

7．公表利益情報の・普通株投資家への・影響はどの程度であるか
公表会計利益情報がたしかに普通株投資家の売買意思決定に影響をあたえていることは上において例証された。しかし，何らかの日常的な物指しで測った
場合に，その影響の現実の大きさはどの程度か。計量会計学的な立場からいえば，このことを確認しておくことは非常に重要である。なぜなら，もしもこの大きさが，（前節で示されたように）たんに統計学的に有意であるというだけ

でなく，また非常に大きいことが明らかになったと仮定しよう。そうすると，（40）COmPustat tapeに収められている諸企業からサンプルをとるという基準、およびニューヨーク株式取引所への上場諸会社からサンプルをとる基準によると，比較的大きな企業が抽出されることになった。そして，大企業については小企
葉よりも，会計報告以外の情報の流れがいっそう大きい。ゆえに，このように大企業に偏ったサンプリングを行うと，利益報告のインパクトは過小評価される傾向がある。12月31日以外の日を決算日とする会社を選択するという基準は，相反する2方向の効果をもたらしている。第1に，Compustat tape上のニュ■ヨーク株式取引所上場会社のうちでは，この基準は比較的小企業を抽出する
結果をもたらした。第2に，この基準は小売業および食品工業にぞくする企業を，この基準をもちいない場合よりもいっそう多く抽出する結果をもたらした。
ところで，これらの業種では財務諸表データを月次で報告している。ゆえに，
年次利益報告のインパクトは過小評価される傾向がある。
114（〃，pp・77−72）・

会計利益情報と株主意思決定（中野）現在多くの論者により（おそらく）大した経験的根拠なしに提起されている次の主張，すなわち，現行の歴史的原価主義にもとづく事後的会計情報は利害関係者の意思決定にあまり役立たないという主張，は疑わしいものとなるであろう。

上の影響ないし役立ちを，会計利益情報が投資家にもたらしうる効用増加分（情報価値）といった究極的，直接的尺度によって計量することは不可能である。そこで，次善の策として，前節で紹介したBeaverの研究にならって，（i）株式取引数量（1日あたり）の変化，（ii）当該株価の変動率，

によっ

（41）

てあらわれそう。そして第3に，Benstonの研究を利用して，（iii）ある種の統計量（StatiStiC），をも尺度としてもちいる。

（i）1日あたり株式取引数量の変化に反映された，公式的利益情報のイン
パクトの大き一さ

この問題については前節で紹介したBeaverの研究を利用することができる。前節の第3区および第4図を今一度参照されたい。
囚

インパクトの短期性：これらのグラフが示す最もきわだった特徴は，公式的利益情報のインパクトが非常に迅速に，その情報発表時を中心とする「短期間」のうちに現われることである。Beaverもいう。「投資家の反応は非常に速やかなように思われる。というのは，正常以上の活動のほとんどすべてが第0週中に生ずるからである。この発見は，投資家が新しい情報に対して非常（42）に速やかに反応することを示す以前の諸研究を支持している。」㈲

情報公表週におけるインパクトの大きさは約30％である。くわしく云うと，第3図があらわすV｛（全体的市場変動の影響を除去する前の取引量）の第0週の大きさは，「非報告期間」申の平均取引量よりも33％大きい。また第4図におけるみ（全体的市場変動の影饗を除去した後の取引量）の第0週（41）Geo正ge J，Benston，Pub1王s止ed Corporate A㏄ounting Data and StockP正i㏄s，Empirical Resea正。h in Accounting：Se1ected Studies 1967，

Sψμemem切肋e力mm〃。ゾλcωmm伽g（42）Wil11am

Re∫mκゐ，Vol．5、

H．Beaver，P．74．

115

経済経営研究第23号（I）の大きさ（平均取引量）は「非報告期間」申の平均取引量よりも約30％大きい
（犯）

のである。

lC〕

（非報告期間にわたっての平均取引数量をこえる）異常取引量がいくらかでも発生する期間，すなわち公式的利益情報のインパクトの持続期間は，第○週から第4週までの5週間である。（第3区および第4図を参照。）
以上を要するに，1日あたり株式取引数量の変化に反映された，公式的利益
情報のインパクトは，その大部分がその情報が公表される週に短期的かつ迅速に，約30％の増大となって現われる。そして，そのインパクトの余波は第4週まで持続する。

（ii）株価変動率（の変化）に反映された，公式的利益情報のインパクトの大きさ

前節で紹介した株価変動に関するBeaverの研究はたんに部分的な解答をあたえるにすぎない。騎の変動にかんする前節の第1図が教えるのは次の2点のみである。囚

主要なインパクトの迅速性，短期性：公式的利益情報が当該株式の市場価格にあたえる主要なインパクトは，取引数量へのインパクトと同様に，第0週に集中する。㈲インパクトのおよぶ期間は，一1週から十2週一までの4週間である。

しかし，公式的利益情報がひぎおこした株価変動が何％ぐらいかということは，ψからはみちびき・出されない。というのはBeaverの論文には，

騎の計算の基礎となっている回帰方程式（前節の（3）式）におけるパラメータ吻の値および8〜（非報告期間にわたる価格残差の分散）の値は示されていないか
らである。これらがわからないために，株価変動率の自然対数値（の2乗値の＿（44）平均）αを，日常的な株価変動比率という尺度へ還元することができ一ない。
（43）〃以，P．76．

（44）このことを示そう。前節の（3）式から，杓F

十服〃十吻・対数形式にもどすと，1・・D D一1・ll・・（銑）・吻ゆえに・伽一1・・／D貯・

116

会計利益情報と株主意思決定（中野）すでに紹介した諸研究と統計的なコンシステンシーは全くもたないが，以下に示すAshIeyの調査は，会計情報に起因する株価変動の大きさについて大ざっぱな見当をつけるのに役立つ。第4表を見ていただきたい。
第4表基準日＊と以後の諸期日との間での株価の変動割合（％）

情報の

增@類
よ

い

jュ，ス

わるい
jュース

基準日以後の経過日数

・1

・1

・1

4

5

O．92

1，39

1，44

1．24

王．29

工．94

2，51

2，52
252

O．92

O．47

O．05

￨O．20

O．05

O．07

O．08

O．OO

一〇．82

一1．76

一2，37

一2．43

一2，28

一2．OO

一2．19

一1，99
一199

￨O．82

￨O．94

￨O．61

￨O．06

O．15

n．03

￨0．03

O．03
003

・・1

14

28

キ基準目とは，よい又はわるい二旦一スが発表された日の前日をいう。

この表はAshleyにより作成された，もっとくわしい統計表にもとづいて筆（45）

者がまとめたものである。「よいニュース」とは，当決算期の報告利益数字が100％以上増加したか，又は配当が（し）くらかでも）増大した（以前には無配であったのが今期復配したケースをもふくむ）か，のいずれかを少なくとも告げるニュースをいう。反対に，「わるいニュース」とは，報告利益が25％以上下落したか，又は配当が減少した（無配になったケースをふくむ）か，のいず
れかを少なくとも告げるニュースをいう。

Ash1eyは，株価の全体的なトレンドの影響をあらかじめ排除するために，全般的な株価水準が安定していた次の2つの時期，すなわち1951年および1955
年の8月から11月迄，をとった。これらの各期間申のいくつかの期日をランダ（銑）あ／ゆえに，等ぎf・（銑、）㌧1・舳・・）この最后の式から，その左辺すなわち株価変動率の値をもとめるためには，パラメータαの値が与えられなければならないことがわか乱Beave正の論文にはこれが示されていない。ゆえに，対数をはずした株価変動率は，αの値なしには導き出せない。
（45）John
Some

W．Ashley，
Empirical

St㏄k

Results

P正icesandCha㎎es二nEami㎎sand

Dividends：，力mm〃θヅPθ〃北〃亙ωmθmツ，Feb．1962，p．84．

11一

経済経営研究第23号（1）

ムに抽出し，それらの各期日のWa11Street

Jouna1土に利益および配当ニュースが出ているすべての会社をとりだした。これらの諸会社のうち，上の「よいニュース」および「わるいニュース」の各々に該当するものを標本としてえらんだ。前者の標本数は280，後者のそれは144であった。

第4表の第1行および第3行は，「よいニュース」又は「わるいニュース」
を出した諸会社の株式価格が基準日価格に比して何％上昇しかを示す。第2行および第4行は，各二ニースグループの諸会社の株価の上昇率を，基準日比ではなくて前日比として計算したものである。たとえば，4日目の「よいニュース」グループの一0．20とは，基準日後3日目の株価水準に比して4日目の株価
はO．20％だけ下落した，ということをあらわしている。ただし，14日目，21日目，および28日目の諸数値は，6日目〜14日目，15〜21日目，および22〜28日の諸期日にわたって見た，1日あたりの株価の平均変動率をあらわす。

（ex．

14日目の「よいニュース」グループに対する数値O．07は，（1．94−1．29）／（14−5）＝O．07として計算された。）

第4表から次のことがわかる。

第1に，前節で紹介したBeaverの研究で示されたこと，すなわち，会計利益情報の・株価への・インパクトは，その情報の公表の直後にもっとも強く，

その後急激に減少するということ，が，第4表でも（第2行および第4行に）示されている。このことは，「よいニュース」の場合にも「わるいニュース」（46）の場合にも等しくあてはまる。

第2に，公式的利益情報の株価へのインパクトは非常に小さいことを第4表は例証している。

（第1行および第3行。）そのインパクトは，たかだか，基準日株価に比して，（絶対値におし）て）2．5％程度にすぎない。売買手数料を（46）ただし，第4表の数値のパターンは，会計利益情報のみのインパクトを反映するものではない。配当にかんする（「よい」又は「わるい」）ニュースをも反映してい乱この意味で，公式的会計利益情報のみの株価への影響をしらべるという我々の目的にとって，第1表の諸数値は，ある未知の大きさの歪みを含んでいる，と云わねばならない。
118

会計利益情報と株主意思決定（中野）考慮すると，「よいニュース」又は「わるいニュース」を発表日に入手して後に，その情報にもとづいて売買を行なうことは採算にあわないことを意味する
（47）

であろう。

前節におけるBeaverの研究とこのAshleyの調査ををともに勘案すると次のように云える。公式的利益情報は普通株投資家の売買意思決定にたいして確かに有意なインパクトをあたえている。しかし，その大きさは非常に小さい。
取引数量は30％増加するが，株価への事後的影響は2．5％前後にすぎない。（もっとも，これらの数字の大きさは，調査期間がことなるにつれて変化するかもしれない。）公式式的会計利益情報の株価へのインパクトがかなり小さいということは，次節で示すBa11and（48）

BrOwnの研究においても例証されている。

（iii）ある種の統計量（回帰方程式の偏回帰係数）にあらわれた，公式的利

益情報の・株価への・インパクト

Benstonは，すでに紹介したBeaver

andDukesおよびBeaverの諸研究と同一種類の線形モデルを使用して，各種の公表利益データが株価にどの程度（47）第1表の諸数値はたしかに，多くの会社の諸株式の価格についての平均値である。したがって，たとえば，「よいニュース」といっても，「非常によいニュース」も「少しよいニュース」もある。そして，その程度差におうじて，公式

利益データの株価へのインパクトも異なるのではないか，とも反論されよ㌔
つまり2．5％の変動率というものは，あくまでも平均値にすぎないから，個々の株価の・会計利益情報への・感受性はもっと大きいこともありうる，と主張されうる。たしかに，そういう可能性があることは否定できない。しかし，他面では，「よいニュース」，又は「わるいニュース」の内部における程度差によっては，株価の公表情報感受性はそれほど変らないのではないか，とも推定しうる。Ashleyの調査結果によれば，「よいニュース」は，さらに，「利益が200％以上増加した場合」，「1OO％〜200％増加した場合」等に細分されているが，前者での最高の株価上昇率は2．29％（21日目），後者では3．75％（28日目）である。「わるいニュース」についても，「利益が50％以上も下落した
場合」の株価下落率は2．80％，「25〜50％の下落の場合」には1・50％である。
（〃批，p・84）・このようにして，公表利益情報にたいする株価の感受性は，情報内容の程度差とはあまり関係がないかも知れない。
（48）Ray

IncomeBa11and

Phi1ipNumbers，

Brown，An

Empir三。a1Evaluat三〇n

力mm〃。グλ㏄o〃mκmgo王Accounting

Re5mκ乃，Autumn1968，pp．159

＿178．

119

経済経営研究第23号（I）（49）の影響をあたえるかを検証した。そして，上のAsh1eyの結果とほぼ同一の結論をえている。

Benst㎝は株価の変動をもたらす要因として，会計情報の予想値と実際値との乖離にもとづく，投資家の期待の変化を考える。しかし同時にまた，配当金額の変化率，株式市場の全般的な変動，ならびに産業部門ごとの特殊性に起因する変動，をも考慮する。

まず第1に，彼は，株式市場の全般的な変動（R〃）を，第6節の（1）式（BeaverandDukes）および第7節の（3）式（Beaver）とまったく同じ関係式

により，第麦企業の株式の市場価格の第，期の変動率R〃に結びつける。
（1）

凡F勿十あボ〃十州

もちろん，R〃もR〃も各々の変動率の自然対数値である。前述のBeaver
andDukesおよびBeaverにあっては，株式市場の全般的影響を除去した株

価変動率舳をもって，ただちに会計情報のインパクトを反映するものとみなした。しかしBenstOnは，し）つそう慎重である。舳はさらに，次の諸要
因を反映するとみなされる。

λ凡：第サ期における会計利益数値と第。−1期のそれとの比率（自然対数値）。

ρR鉗：第槻申の第3四半期における中間報告における利益数値と第，一1期のそれとの比率（自然対数値）。

∠D凡：第彦期における現金配当額と第ト1期におけるそれとの比率

（自然

対数値）。
エ1〜∫2。：24個の産業部門を識別するためのダミー変数。

にぞくする時，∫F1，∫斤O（当企業が第ξ部門（峠j））。

伽：誤差項。
（49）George

120

J．Benston，Published

Corpo正ate

Prices，

EmpiricaI

in

5mクψ

勿

emem

Researchγo∫．5，ノbm7mαoグ

A㏄ou皿t…ng

A㏄㎝nti皿g

λccomnκmg

Data：Selected〜e5eα7τゐ，

舳d

Stock

Studies1967，

PP．1−54．

会計利益情報と株主意思決定（中野）

投資家は，年次および第3四半期会計利益データに関してあらかじめ予想を立てている。そしてその予想と実績とのズレにもとづいて投資行動は影響される。その事前の予想の立て方として5通りのものをBenstonは仮定する。

したがって，それに対応して，舳と上の諸変数とを関係づけるモデルにも，次（50）の5通りのものが仮定されることになる。（企業識別指標｛は省略する。）
囚

無予測モデル（2）

mFα、十α2λ凡一α。ρ凡｛十α。〃九十α山十一・・十α2目∫24＋壷1．

このモデルでは，会計データは，今期の（対前期比）変動率としてのみ挿入されてい乱つまり，この変動率について事前にはなんら予想が立てられなかった，又は，それを立てたとしても「前期の会計報告よりもほかのソースか（51）

ら」それを形成した，という仮定を反映する。

lB〕前期比率予測モデル（3）

mFα、十吻（λ凡一λ紅ユ）十α語（鯛帥一ρR舳一・）十〃D九十α5∫1＋……十吻8∫24＋伽．

今期の会計利益比率λ凡はそれの前期の比率λ凡一1にひとしいであろうと予想されたと仮定するのが，このモデルである。

lC〕3年間予測モデル
ωmF伽十α2（λ凡一〔朋1一・十λ凡一2＋λ紅・〕／3）十α・（ρ〜一〔ρR帥＿1＋ρ凡仁2＋ρR帥＿語〕／3）十刎∠D九十α5∫1＋……十吻8∫24＋伽．

このモデルによれば，今期の（対前期比）会計利益比率は，過去3年間のこの比率の平均値に等しいであろうと予測された，と仮定されている。

㈲

5年間予測モデル
（5）

（50）

∫あ

（51）

J｝

吻＝伽十α2（λ＆一〔λ凡＿1＋……十λ凡＿5〕／5）十α3（ρR舳一

払，pp，10＿11．
泓，P．9．

121

経済経営研究第23号（匝）〔ρR航＿1＋……十ρR帥＿日〕／5）十α4∠D九十碗∫1＋……十吻3∫24＋

あ．

上のlC〕のモデルの3年を5年に変更したのみである。

恒〕幾何的分布ラグ・モデル（6）〃Fα1＋碗λRに碗λ凡一rα。ρR砒十α。ρR畠｛一1＋αo∠D凡
一価」D凡＿1＋α目∫1＋……十α語ユ∫2。十α邊舳一1＋め．

このモデルによれば，λ凡，0R的ならびに∠D凡は，それぞれ，過去のすべてのデータにもとづいて予測される，と仮定される。しかも，もっとも最近のデータがもっとも大きなウェイトをあたえられ孔そして，そのウェイト

は，過去へさかのぼるにつれて幾何的に逓減して行くと想定されるのであ乱
すなわち，λ凡についての事前の予測値λ＆＊はつぎの型で予測される。
（7）

λ凡＊＝5冊Σがλ凡一1．

i土1（あ。：定数，O≦ω＜1，Σω」1）。
＝1

期待モデルについてのこの仮定から，結局（6）式がみちぴき出されるのであ
（52）

る。

（52）第（6）式の幾何的分布ラグ・モデルは次のようにして導き出される。まず次の基本的な（a）式から出発する。
（a）物＝α十δ（λ馬一λ馬｝）一β（Q沢帥一Q僻帥）十〃見十∫．

予測側λ馬＊およびρ沢眺＊として，本文第（7〕式の型の期待モデルを代入する。
㈲

物＝α十δ（λ馬一う。Σm以馬＿1）一β（Q凧｛一C。Σmρ沢鮒＿｛）十∠D灼十∫｛．
一＝i｛＝1

同氏を1期おくらせて，両辺に〃をかける。
｛c〕〃物一一＝ωα十δ（mλ約一1一あ。Σ〃λ馬＿1）一β（〃ρ地ト1−CoΣmQR鉗＿

1三2

）十

F2

m∠D馬＿1＋m∫H．
次に一dからlb〕を引く。
｛d〕

m

一mmf＿1＝α一mα十δ（ノuも一あ。m／uも＿1−mノ〕〜＿1）一β（QR帥一

ComQR鉗＿1−mρ沢助＿1）十∠D兄一〃一D沢｛＿1＋み一〃∫＿1．

最后に，物についてld〕式をとき，まとめる。
｛到

122

物＝α（1＿〃）十δλR‡＿δ〃（白。＋1）λR，＿1＿βQ凧≡十β〃（Co＋1）Q風ト1＋

会計利益情報と株主意思決定（中野）これらの各モデルにおいて考慮される会計利益データとして，Benstonは次の5種類のものを考えている。まず年次データについて，㈱純売上高，㈲

減価償却，なしくずし償却，所得税および非反復的項目を控除する前の利益，lC〕非反復的諸項目を付加または控除する前の（税引前）純利益，ω

非反復的項目付加又は控除前（そして臨時的項目差引前）の税引後純利

益，㈲すべての諸項目を付加控除したあとの純利益（包括主義的，税引後列益）。

つぎに，第3四半期の利益データにっいである。これに関しては，上の囚，
lCl，lD〕の3つに相当する種類のものしかえられなかった。

なお，会計情報が公表される前にそのリークが存在するかどうかをBenstOn

はテストしようとしている。そのために，彼は従属変数mをとり出す月として，年次報告が発表される月，および試算的報告（pre1iminary

repOrt）が発表される月のほかに，また次の3つの月をも選びだしている。すなわち，試算的データが公表されるよりも1ケ月，2ケ月そして3ケ月前の各月。
データについて。シカゴ大学のtheCenterfor

Rもsearch

inSecurity

Prices（CRSP）により収集された株価データにもとづいて，1926年1月〜1964年12月のあいだの各月初および月末価格が，ニューヨーク株式取引所に上場されたすべての普通株式に関してとり入れられた。会計データにっし）ては，St㎜dard
and

Poor

sの子会社であるthe Standard（53）
されたものが使用された，という。

Securities

Corporationにより記録調査結果にうつろう。それは第5表と第6表にまとめられている。（勿論，」DR≡一〃」DR＿t＋∫，一mη＿1＋〃m

このle〕式は本文の第（6〕式と等しい。
（53）

＿1．

（9．E．D．）

J励a．，pp．ユ1＿12．

123

蓬茎…斉潅菱『営荷肝多己舅書23号（1）

第5表諸国掃モデルにおけるλRおよびλR＋ρ圧の偏回帰係数
モ

無予測
λR

デ

λR

λ疋十QR

C．045
D．019
．073

，029一．023，023一。O19，180｝｝一．048

．014＊
．O02

．On＊
．O02

D一．O16州

一．O16榊一．171耕一．031冊

2．償却控AB

除前納C一。011‡
利益E一．026＊

3．非反復A
項目控B

．O19神
・O09

C一．O01
除前納D ．O02
利益 E ．011
4．臨時的A．O17榊の、019神 ．O07＊
・O09
・O08‡

λ灰

一．O04

，041

，129＊＊

一．013

一．O02

，116＊

一．031

，049＊

一．O04

一．038
一．O17

，019
，057

，033
，165‡

．O09

，012

．O08

，015紳
・O05

．O12＊
・004

．O19紳
・O05

．020紳
・O02

．O03
．O01
・OO1

．O03
，O01
・008

一．004
，001
・004

一、O04
一、000
・O03

，002
，005
・O12

一．002
，003
・O05

、017榊

。O06

，007｝

。O15紳

．011‡

．O17＊

・O07
，001
，002

・003
一．002
．OO1

・005
．O02
一．O01

・002
．O03
−1001

．O1O

．O03

．O07

．005

．008

，006

．O12‡

一．000
．O03
．OO1
．O03

一．O02
．OOO
．OOO
一．OO1

．OOO
．O07
．O07
．008

．O03

益

．O06

，018
，002
，075‡ 一一．O07

一．OO1
一．O02
，010

．O07

．001
．003

，035

一．OOO
一．OO1
一．O01
一．O07
一．O08
一．001
一．013＊ 一．010＊ 一．015＊
一．020＊ 一．O18＊ 一．021ホ

利益E．008

した後D
の純利E

．O04

一．O05＊

一．001
一．O04

λR＋QR

、O1O

、O06
・O07＊

．O02
，002

λR

，038

・O07‡ ・O08中一．O04 一．O04．OOO 一．001

．010‡

λR

．053＊

・O08
一．OOO
一．OO1

婁鶏ε：l1隻

類．042

項目控B ・O09
C一．OOO
除前納D一．OOO

5・すべてA種

前期比予測3年間5年間幾何分布ラグ
予 測 予 測λ灰十QR

1．売上A ．042 ，104榊．029
B．011 ，129榊一．O05
E

ル、018＊＊＊宝5％で有意に0と異なる。
榊＝1％で有意にOと異なる。

これらはB㎝stOnの論文におさめられた全調査結果のうちの一部分にすぎない。）両方の表の左端の列は，代替的な諸利益概念を指示している。各利益概

念に結びつけられたA，B，C，D，Eという符号は，従属変数としてのその利益（比率）数値がいかなる月からとられたものかをあらわす。つまり，前124

会計利益情報と株主意思決定（中野）第6表

各モデルの現実適合性を示すF統計量

無予測
λR

1．売上A2．1榊モデルの種類

前期比予測3年間5年間幾何分布ラグ
予 測 予 測

λ灰十ρR

2．1拙

λR

2．1＊

B1．1 1．5 1．OC3．0榊2．9榊2．9榊

D工．7＊

1．6

1．7‡

E3．2榊3．3軸3．2紬

λR＋QR

λR

λR

λR

2．O＊

2．1＊

2．O＊

1．9＊

1．3

1．1

1．1

1．2

1．5

2．8＊＊

3．1＊＊

2．9＊＊

3．2＊＊

3．O＊非

1．6

1．7

116

2．O＊

1．9＊

3．3＊＊

3．2＊＊

3．3＊＊

3．2＊＊

2．2榊

2．2軸

2．1＊＊

2．1＊＊

2．O＊

B
除前納C

1．O
3．O柵

1．1

1．O
3．O＊‡

1．1
3．Oま＊

1．2
3．5＊＊

D

1．9｝

E

3．4柵

3．非反復A

2．4榊

3．4軸
3．2榊
3．8軸

2．3軸

2．2州

2．O＊＊

3．1ま‡

2．償部控A

利益

λR＋QR

1．9＊

1．8ホ

2．5‡

3．3＊＊

3．3＊中

3．5｝‡

2．1＊

2．3中‡

2．2＊‡

2．1ホ‡

1，2

1．1

1．1

1．3

2．O＊＊

1．5

2．9中＊

2．9＊｝

2．9＊‡

2．9＊＊

2．8＊‡

項目控B 1・1
1・5
1・3
除前納D C2．9榊2．8榊3．O榊
1．6
1．8｝ 1．6

1．9＊

1．7

1．7

1．8中

2．O＊＊

利益

3．2舳

3．3‡＊

3．2＊‡

3．2＊＊

2．9＊｝

3．O＊｝

E

3．2榊

3．4榊

4．臨時的A

2．3榊

2．2紳

2．1榊

2．1‡＊

2．3｝＊

2．2｝＊

2．0＊＊

項目控B

1・1

1・2

1・2

1．3

1．1

1．1

1．5

1．4

2．9｝＊

2．9＊‡

2．9

2．9＊＊

2．8‡＊

1．9｝

1．6

1．6

1．8＊

3．3＊｝

3．2曲＊

3．2｝＊

2．9＊＊

2．O＊

2．1＊

2．1＊

2．Oホ

1．1

1．0

1．1

1．2

3．O榊

2．9＊串

2．9＊＊

3．3＊＊

1．6

1．6

1．6

1．9＊

312軸

3．2串‡

3．2まま

3．0‡＊

除前納D C2．9榊2．8紳3．0冊
1．6
1．8＊
1．6
利益 E 3．2榊
3．4榊
3，2榊
5・すべてA

2．2榊の項目B1．O

を加減C

2．g榊

したあD1．6

との純E

利益

3．2榊

‡

1．9｝

2．O‡＊
3．O＊＊

＊＝5％で有意にOと異なる。

榊＝1％で有意にOと異なる。

逃したように，Aは最終年次データが発表された月，Bは試算的年次データの発表月，CはBの1ケ月前の月，DはBの2ケ月前の月，そしてEは，試算的利益データ発表前2ケ月からはじまりその発表月の末日にいたる期間（その期間にわたっての株価変動率をとる），を意味している。
125

経済経営研究第23号（1）また，両方の表の中のλR，およびλR＋ρRとは，それぞれ，年次利益データのみを会計情報の変数として入れた回帰分析の結果，および年次データと第3四半期データの両方を会計情報変数として挿入した回帰分析の結果を，意味する。

これらの表の諸結果にもとづいて，次の結論がひき一たされている。

（1）会計利益情報の種類としては，r売上」が，圧倒的に、もっとも大きな偏回帰係数を示している。その最高値は，第5表から18％である（無予測モデ
ル，λR＋ρRの場合）。

この偏回帰係数は「株価変動率との関係において会（弘）

計データの変動率がもつ弾力性の推定値」をあらわす。つまり，会計報告書上の「売上」が（連続複利で）100％の割合で変動すると，株価変動率には18％の変化があらわれる，というのである。

「売上」以外の会計利益データは，いずれのモデルにあっても大した変動を株価にあたえないことが例証されている。第5表によれば，その弾力性はたか
だか2％程度にすぎない。「これらのファインディングが示すことは，株価にたいして公表会計データがもたらす効果は，（ここで測定されたものとして（55）は）非常に大きいものではない，ということである。」（2）いかなる型の回帰モデルがもっとも現実に適合しているか（説明力が欠きし）か）。第6表のF値をみよう。全般的に，モデル間における差異は大して存在しない。Benstonはむしろ「無予測モデル」がわずかな差ではあるが他のモデルより勝っているという結論をだしてい乱しかし，筆者にはそうは思えない。差はほとんどない，と見るべきではないか。

無予測モデルに比して，ラグのある変数を使っている他の諸モデルのF値がけっして高いものでないことに注意すべき・である。このことは，（56）
次諸比率は投資家によって使用されていない」ことを暗示する。
（54）〃〃，P．221（55）∫蝪一，P．22．
（56）

126

∫肋

，p．28．

「過去の年

会計利益情報と株主意思決定（中野）

上の（1）と（2）との両方の緒論を統合すると，つぎの推論が仮説として可能である。いかなる種類の会計利益情報をもちいても，またいかなるモデルを使用しても，F値には大した変化がない。
ース

ここからみると，「会計データは，ニュ

ソース，インタービュー，内部情報等々の会計外から集められた情報を（57）確認する（c㎝fim）ために使用されるにすぎない。」あるいはまた，別の可能性として，

この調査のために使用されたBenst㎝のデータまたはモデルが（58）

不適切であったのかもしれない。とりわけ，前節のBeaverの結果からみて，「エケ月という調査期問（単位）は，株価にたいする会計データの影饗を測定（59）するためには長すぎるのかもしれない。」週ごと又は日ごとの株価データが月次データにかえて用いられるべきかもしれない。また，予測モデルの型についても，現実の投資家達への照会やインタビューをつうじて，現実に近いものが探索されれば，もっと強い相関関係が見いだされたかもしれない。

（3）会計情報の事前のリークは存在するか。第3表からみると，CおよびEのモデルが，すべての種類の会計情報にわたって，もっとも高い適合度を示している。しかし，Benst㎝によると，この事象は，会計的変数によってひぎお（60）

こされたのではない。ある少数の産業では，とくにその配当変動率変数について，とくにCおよびEの従属変数につよく結びついていた，というのである。
すなわち，上の事象は，会計的変数の作用ではなくて，産業区分を示すダミー
変数および配当率変数（∠DR）の作用によるのだといわれる。

もとより，情報のリークはたしかに存在する。それはとくに「売上」情報について，第3四半期データを考慮しない場合のモデルにおいてあてはまる。この点は，第5表のこのモデルの偏回帰係数をみると，Eが最も大で，その主要（57）∫ろ5以，p．28．

（58）乃〃，P．28一（59）

北タ5，p．28。

（60）両変数のあいだに強い正の相関がみられたのは，空輸産業であった。負の相関がつよかった産業は，電子工業，衣服製造業，事務経営機械産業であった，という。

（〃5〃，P．24）。

12τ経済経営研究第23号（I）

な構成要素がC（試算データ発表直前の月）の値にもとづくことにより推定される。しかし，同じ種類のモデルと会計情報の場合にも，第3四半期データがあたえられたとぎには，Eの主要な構成要素はBからなる。つまり試算データ
発表月の貢献によるのである。だからここでは，情報のリークは大きいとは云えない。

償却前純利益情報については，偏回帰係数が大半マイナスになっている。
（第2表）これは不可解な結果であり，情報リークの有無についての判断は有意義に下しえない。

残りの3つの利益概念については，A（すなわち最終年次報告の発表月）を従属変数とするモデルがもっとも大きい係数をもっている。つまり，この情報については事前のリークはほとんどない，とみなしう乱これらは売上等よりも構成要素が複雑であり予測はいっそう困難であることからみて，これは妥当な結論である。

要するに，リークは全情報にわたっているとはいえない。しかし最も重要な会計情報である売上について，いくらかのリークがあると推定される。償却前利益については不明である。

要約するとつぎのようにいえよ㌔いくつかの実証的な文献から判断するか
ぎり，会計利益情報が普通株投資家にあたえるインパクトは大き一いものではない。まず，株式取引数量からみると，利益データの公表の前後に約30％の一時的増大がみられた。しかし，株価におよぼすインパクトは全く小さい。AsHeyによれば，「よいニュース」又は「わるいニュース」が株価にあたえる最高の
変動はニュース前日株価に比して2．5％にすぎない。またBenst㎝によると，各種の利益データのうちで最も影響力の大きい「売上高」情報ですら，100％の上昇がたった18％の株価の上昇をもたらしうるにすぎない。

その

しかもこ

の18％は，試算的データが公表される2ケ月前からの累積的株価変動を含んでいる。もしも，この試算データ公表の月以降の変動のみをとるならば，13％に128会計利益情報と株主意思決定（中野）

すぎないこととなる。

このように，公表会計利益データが投資家の意思決定にたいして事後的にあたえるインパクトはかなり小さい，と推定されよう。

しかし，我々はこの推定をあまり確定的なものと受けとってはならない。第1にAshleyおよびBenstonの調査結果はいずれも公表利益情報の事後的イ
ンパクトをやや過小評価している，と考えるべき理由が3つある。

（1）Ashleyの調査では，「よいニュース」および「わるいニュース」の各々の情報カテゴリーを形成するさいに，予想外の「よい」又は「わるい」ニュ
ースと，予想されていた「よい」又は「わるい」ニュースとが区別されなかった。その結果，あらかじめ予想されていた「よいニュース」を発表した企業の株価も，予想外の「よいニュース」を発表した企業の株価も，ともに「よいニュース」にぞくする諸株式の価格変動の計算に入れられた。

これは不当である。予想されていたニュースは，よかろうと悪かろうと株価に影響しないことは自明であ乱したがって公表利益情報の・株価への・インパクトを考えるさいには，当然，予想外の利益情報が株価におよぼすインパクトをいみしなければならない。この立場からいえば，Ashleyの「2．5％の変動」という結論は，
やや過小評価をいみするかもしれない。

（2）さぎにもふれたが，Benstonの調査では，株価変動の計算の基礎となる

単位期間が1ケ月にとられた。前節のBeaverの研究にてらして考えると，この期間はあきらかに長すぎる。利益が公表される週（第O週）のうちに株価のビーク変動は発生しかつ終了する。したがって，この第0週がなんらかの月の半ばにあり，そしてこの株価変動が以後の別の出来事により取り消された場
合，このピークは全くBenst㎝によって把握されなかった可能性がつよい。

13）AshIeyは，公表利益情報として「純利益」という単一数値しか考えていない。Benst㎝も，各1個の回帰モデルにふくめる会計情報変数は1種類だ
けであ孔このように・株価変動にむすびつく可能性がある会計利益情報の種類をただ1つに限定することは，全く非現実的であろう。実際には，各種の利129経済経営研究第23号（r）

益データが，同一の投資家によって，同時平行的に利用されているであろう。
しかも，生の彩でもちいられるだけでなく，各種の加工された形でも使用される。

（eX．売上高利益率，自己資本利益率といった比率の形で。）このような多様な可能性をまったく考えていない点で，とくにBenstonの調査は，公表

利益情報のインパクトを過小評価している危険が感じられるのである。
さらに，AshleyおよびBenstonの諸結果は，（過小か過大がとし）う）方向

不定のエラーが導入されている可能性もある。

（1）AshIeyは，全体市場の変動が個別株価におよぼすインパクト，それに産業部門ごとの特殊性が個別株価におよぼすインパクトを考慮していない。これは彼の調査に方向不定の誤りを導入したかもしれない。

（2）B㎝st㎝は，会計情報にかんする予測モデルを導入した。これが現実に適合しているかどうかは不明である。つまり，会計利益情報は十分なインパク
トを株価におよぽすのだが，予測モデルが非現実的であるために，その結果が調査結果にあらわれてこないのかもしれない。このことを疑わせる1つの理由

は，彼の諸モデルの決定係数R2がおしなべて非常に低いことである。最高で（61）

もR2はO．18程度でしかない。

このようにして，彼等の調査結果によれば，公表利益情報が投資家にあたえる影響は小さいと思われるが，

これは確かな事実ではなく，

あく迄も暫定的

な，若干の例証にうらづけられた仮説とみなされねばならないであろう。

8．公表利益情報のインパクトが小さいのは，利益情報が事前にリークするからか

第5節でわれわれは，全体としての利益情報（公式的な会計情報だけではな
くて当企業にかんする他の型の経済的諸情報をふくむ）は，株主の意思決定に（61）乃倣，PP．31−49．

130

会計利益情報と株主意思決定（中野）

たいして，たしかに有意な影響をあたえていることを例証した。そしてさらに，第6節および第7節では，この全体としての利益情報のうちの一部である「公表会計利益情報」にとくに焦点をあてた。そこでえられた，ある程度の確からしさをもつ推論によれば，この公表会計利益情報もまた普通株投資家の売買意思決定にたいしてたしかに有意な影響をあたえていること，しかし，その影響の大きさは（この情報によりひきおこされた事後的な株価変動によって測ると）あまり大きくない，と思われる。

そうすると次の問題が生ずる。公式的な会計利益情報のインパクトが小さいのは何故か。今まで何回も示唆したように，その理由は，おそらく，会計期間の全体にわたって徐々に外部に伝わって行く諸種の企業情報にもとづいて，投資家達は，利益公表のかなり前に，その利益数値をわりあい正確に予測しうるからではないか，と思われる。Parkerもつぎのように云う。「私の観察によれば，これらの予想のバラツキは，利益データが報告されるよりもかなり以前に，非常に小さい範囲にせばまってくる。そして，
ra㎎e

of

この予想の範囲（thisexpectations）は，一般に，報告がおこなわれる時までに，事実と（62）密接に一致するのであ乱」

これらの予測の主要なデータ源は新聞である。たとえばGMの乗用車の生産台数は毎週公表される。販売価格はモデル発生年度の始めに定められている。賃率は3年契約で固定しても）る。そして生産量水準と利益との関係は過去のデータの分析から推定されうる。また，政府の発表する経済統計データも，各企業の利益とある相関関係をもっている。また，会社役員の言明，財務アナ
・

・

・

…

．

（63）

リストの諸分析等も利益の予測を助けるのであ乱」
しかし，もしもこのように事前にリークする諸情報によって利益数値の正確（62）C．Reed

St㏄k

Parker，PricesDisclユssionof，Empirica1ReseaIch

Pub1ishedinCorporate

Accomting

A㏄ounting：Se1ected

Data

and

Studies1967，

S妙伽刎e棚わ附．5，力m舳JげA㏄o舳舳gResm肋，P．16。
（63）∫あ5泓，p．16．

131経済経営研究第23号（1）

な予測がおこなわれているのが現実ならば，この実態は数字として把握されう

るはずである。計量会計学の立場からいうと，この仮定が数字によってうらづけられた時にはじめてそれはいくらか信頼しうる命題となるのであ孔Parkerがいうように「この情報の流れとその利用は連続的であり，普通株（64）
式価格におよぼすその全体的効果は……漸次的に生ずる傾向がある」とし）うこ（65）とを検証するために，Ba11and

Brownの研究を我々は利用することができ一る。

彼等の研究方法はB㎝stOnのパラメトリックなアフ1コーチと異なり，先に紹介したBeaver

and

すなわち，Ba11and

Dukesのノン・パラメトリックな手法に酷似している。

Brownも，株価に影響するものは「予想外の利益」すな

わち「予測エラー」のみである，という立場に立っている。そして，全体的株
価水準の変動を除去したのちの個別株価変動の累積的パターン（異常業績指数API）が，利益予測エラーがプラスの場合すなわち「よいニュース」の場合と利益予測エラーがマイナスの場合，つまり「わるいニュース」の場合とで，いかに相互に異なったパターンを描くかを調査したのである。Beaver㎜d

Dukesにあっては，異常業績指数APIは，1ケ年にわたって累積された結果としての単一数値として示されている。しかし，単一数値に累積してしまうと，利益
公表日よりも前に利益情報がいかにリークして行くかは不明となる。
B訓㎜d

そこで

Browηは，ユ2ケ月前，ユ王ケ月前・一・等々の各月ごとにAPIがいかに累積していくかを，時間的パターンとして示している。

（i）「予想外の利益」一よいニュースとわるいニュース
Beaver㎜d

Dukesと同一の考え方に立って，第ξ企業の「予想外の利益」

伽は，第サ期の実際の利益Xと，X工の期待値万（X〃）との差として規定

される。

（1）
（64）

∫あi吐，p．

（65）Ray132

刎＝X。に万（X11）．

Bau

17．

and

Phi1ipBrown，PP．エ59−178．

会計利益情報と株主意思決定（中野）Xについての事前の期待値にかんする考え方としては，Ball

は，Beaver㎜d

and

BrOwn

Dukesが示した5通りの「期待モデル」のうちの第1のものをもちいている。
（2）万（X圭）＝α…十ろ｛X〃．

（2）式のパラメーターαおよび6は，第彦一1年度以前における当企業のすべての利益データ（X…

）から，同じく第外のすべての諸企業の・平均的利益水準（Xm

一1年度以前における・当企業以）への相関をとることにより，もとめられる。つまり（3）X〃＝仰十あX〃十〃，という線形回帰からえられたパラメータα、およびあ、，ならびにX〃にもとづく予測値として利益予想値は形成される，と考えるのである。

これは結局，過去のデータ（それはα1およびろ．に反映される）および今期（第彦期）の（当企業をのぞく）全企業の平均的利益レベル（X伽チ）が先に知られていると仮定して，そこから，今期の「予想された利益」X、｛が形成さ（66）れる，と考えるのである。そして，実際の利益額どこの予想された利益額との差が，「予想外の」「意外な」利益として定義される。この「予想外の利益」

がプラスであれば「よいニュース」，マイナスとなればそれは「わるいニュース」として分類される。もしも，利益情報の外部へのリークが現実に生じているならば，「よいニュース」の場合にはAPIのプラスヘの動きが，そして「わるいニュース」のときにはAPIのマイナスヘの動きが，利益発表の前か
らすでに漸次的に生じていなければならないであろ㌔（ii）株価変動にもとづく異常報酬一API
予想外の会計情報によって変動する株価部分は，全体的な株式市場の価格変動の影響を排除したのこりの部分である。Ba11㎜dBrownは次の（4）式を立てる。

（66）〃泓，P．161．

133

経済経営研究第23号（匝）

〈

（4）

〈

〈

〔P灼m−1〕＝あ1ゴ十鋤〔工棚一1〕十〃伽．

ただし，PR加は，第｛企業株式の，第n月における価格変動比率，ム腕：全体的市場の第例月における株価変動指数（FisherのCo㎜bination Investment〈
PerfOrmance工ndex），〃伽は，企業5についての，第例月における株式報酬（これが，全体的変動を排除したのちの株価変動部分をあらわす）である。

前述のBeaverandDukesの（1）式（第6節）およびBeaverの（3）式（第7節）とくらべた場合，上の（4〕式はつぎの2点で相違する。第1に，前2者ではそれらの式の両辺にあらわれる株価変動比率がいずれも自然対数値に変換されてし）たが，Ba11㎝dBrownでは対数値でなくて比率数値そのままを用いている。第2に，前2者では，今期末株価と前期末株価との比率そのものを回帰式におし）て用いているのに対し，Ba11and

Brownでは，その比率から1を引いた，いわばネットの株式報酬率とでも云うべきものを使用している。

しかし，

この2点はBa11andい，と云う。彼等はBeaver

BrOwnの調査結果には大して影響していな

andDukesおよびBeaverと同じ式を用いて株価報酬をもとめてみたが，その結果は上の（4）式にもとづくものと密接に一致し（67）ていたと云う。

さて，上の（4）式により，各企業について決算報告一試算報告（preliminary

report）一が出された月を第O月とし，その12ケ月前（一12月）から始まり6ケ月後（十6月）におわる各月に対して，吻mすなわち株価異常報酬率が計算された。そしてその〃舳にもとづいて，次の「異常業績指数」（API）が「よいニュース」の諸企業グループと「わるいニュース」の諸企業グループごとに分けて計算された。

（5）

1
M
∫・＝M貫忍、（1＋口舳）・

これは第M月の異常業績指数である。Nは各グループにぞくする企業の数，Mは一11〜十6の範囲を動く。
（67）

134

∫あっ以，p．162．（footnate11）。

会計利益情報と株主意思決定（中野）λ〃Mの解釈はBeaver

andDukesによって与えられたものと同じである。

1

1トルのNづつをN種類の株式に投資してからMケ月後において，全体的株式市場の影響を除外して，どの程度の累積的利益がもたらされたか，その元利合計額を示すのである。

（iii）調査結果
1957−1965年にわたって，いくつかの基準をみたす諸企業をサンプルとして調査が行われた。「よいニュース」グループと「わるいニュース」グループと（68）

について行われたその調査の結果は，第6図に示されている。

この図に書かれている変数1〜3というのは，利益期待モデルの相違にもとづいて3種類の異なるポートフォリオが組まれたので，その各ポートフォリオについてのAPIがあることを意味している。すなわち，
変数1：利益概念として「純利益額」がもちいられ，そして本節第（2）式の回帰モデルにもとづいて「予想外の利益」（の符号）がもとめられた。そしてその予想外利益の符号により，「よいニュース」グループの諸株式ポートフォリ
オと「わるいニュース」グループのポートフォリオがつくられた。そのポートフォリオについてのAPIが変数1である。
変数2：利益概念として「一株当り利益（EPS）」がもちいられ，

そして回帰モデル予測がおこなわれた場合の諸ポートフォリオにもとづいている。

変数3：「一株当り利益」がもちいられ，利益予測についてはNaivemodelが適用された。

このモデルの定義はBa11and

Brownによってなされていない。おそらく，これは，今年度の利益変動比率は前年度のそれと同一であると仮定するモデルを意味するのであろう。

第6図は，利益予測エラーの符号と株価の異常業績指数の変動方向とのあい
だに強い正の相関が存在することを例証している。このようにして，全体としての利益情報がたしかに』情報能力をもっていることが，Beaver

（68）

aエ■d

Dukesと∫あ4泓，p．169．

135

経済経営研究第23号（1）

第6図

3種類のポートフォリオについての異常業績指数

1，12
1，10
1，08

号、

、！．

1．06
異
営

I

I

1，04

／
／！．

業1・02

絹1．00
N．

指

A、

数O・98

全標本

、、

、
、

0，96

、㌔

、㌔

0・94

@へ、．
．．、．．

｛、・・

ぺ一・．、

0・92
@

I、：1・

O，90

変数3

変数ぴ＝ご．

0・88

一12−10

一8−6−4−20246
年次報告発表の月からみた各月

同様に，ここでも確証されたわけである。

しかし，われわれの研究目的にとっていっそう興味があることは，「報告利益にふくまれる情報の大部分は，年次報告が発表されるよりも前に，市場によ
・

・

…

．

・

（69）

って予測される」ということを第6図が示していることである。しかもAPIの異常な上下振動があまりないことからみて，その予測は非常に正確である，と推定される。「たとえば，上または下の方向への（69）〃仏P．170．

136（APIの一筆者）推移

会計利益情報と株主意思決定（中野）は，報告書が発表されるよりも少くとも12ケ月前（ポートフォリオがはじめてつくられる時点）において開始してい乱そして，それは報告書の発表後ぽぽ（70）

1ケ月目までつづくのである。」（71）

第6図の作成の基礎となった，くわしい結果を示す表にもとづいて，若千の分析をこころみよう。

（i）第6図におけるAPIの変動パターンからみて，利益情報の事前的なリーク（漏洩）が漸次的，連続的に生じていたことは明らかである。では，このような事前的な情報もれの程度はどのくらいか。一12ケ月から十6ケ月まで（72）のAPIの全変動のうちに占める・一12月から一1月とO月との中間時点までのそれの変動が占める・比率によって，情報もれの度合が近似されるものと仮定する。そうすると，「よいニニース」グループについてのその比率はO．989，「わるいニュース」グループに対するその比率はO・843，

したがって全株式を合体するとO．916とする。つまり，一12ケ月から斗6ケ月までの間に，株価に異常変動をおこさせる全情報のうちの91．6％までが，年次利益（試算）報告が公表される時よりも前に外部にリークしてしまっているのである。

（ii）利益発表後に，その会計利益情報が株価にあたえうる事後的インパク
トはどの程度か。APIの全変動に占める割合として示せば，上の（i）より，ただちに，（1−O．916＝）O−084という数字がでてくる。

しかし，前節で紹介

したAshleyの結果と比較するために，報告書発表時点のAPIに比して・以後の時点におけるAPI数値の・比率をもとめよう。かかる比率の最大値は，「よいニュース・グループ」
（70）

Jあっ

についてはユ．OユO，「わるいニュース・グルー，pp．170＿171．

（71）〃んP．170．
（72）このような中間時点をとる理由はつぎの通りである。

月

利益発表日

一。1一。1一、1・。1、。1．1

上の図からわかるように，利益発表日は，一1月末とO月末とのあいだのあ
る時点である。そこで，この時点のAPIに近似するためには，一1月（末）APIとO月（末）APIとの単純平均をとる以外にないことは明らかである。

13¶

経済経営研究第23号（1）プ」に対しては1，193となっている。

Ash1eyとこのBa11amd

Brownとでは，調査期間もまったく異なるから，

比率数値そのものは比較可能ではない。したがって，両者が全く異なった変動比率を示していることは怪しむに足りない。しかし，問題は，よいニュース・グループとわるいニュース・グループとの間での株価変動割合の差が，Ashley
ではあまりない（し）ずれの場合も最高変動率は2，5％前後）のに，Ba11and

Brownではその差が（1％us．19％）ひどいことである。
and

おそらく，Ball

Brownのモデルには，APIを押し下げる方向へのバイアスが存在するであろう。これは，全サンプルについてのAPI曲線が1．00よりも下っているこ（73）とからも明らかである。

（iii）さきに示したBeaverの研究（第7節第6図）によれば，利益報告の出された週を中心とする株価変動の異常ピークがはっきりと存在した。Ba11㎜dBrownの研究からも同様な短期的ピークの存在を発見することができるであろうか。

（74）

上の第6図にたいするくわしいデータにもとづいて，一2月〜十2月の各月に対して，その月中のAPIの変化率を計算した（i．e．当月末API／当月初

API）。

第7表（単位は％）よいニュースのグループ
わるいニュースのグループ（73）Ba11and

一2

一1

一0，23

0，23

一2．58

−8，25

1，03

0，20

0．1O

−7，83

−5．74

−5．19

B・own自身もかかるマイナス方向へのバイアスの存在をみとめている。（乃姐，p．172）．

（74）十3月および一3月をこえて調査を行なうことは，年次報告のインパクトをしらべる目的にとっては適当でない。なぜならば，十3月および一3月には，第3四半期報告のインパクトが存在するからである。
138

会計利益情報と株主意思決定（中野）第7表から，Beaverと同様に，Ba11a】〕dBrownの研究からも会計利益情報の短期的効果が現実に存在することが，かなりはっき一りとわかるのである。

注意をひく点は，「よいニュース」のピークは利益公表の月にあらわれるが，

rわるいニュース」の場合のピークは利益公表の1ケ月前の月に生じていることである。

これが現実を正しく反映しているのか（たとえば「わるし）ニュス」は「よいニュース」よりも早く伝わる），又はBa11

andBrownの調査の基礎におかれたモデル又はデータ抽出の申の何らかの歪みによるものかは明（75）

らかでない。

この節の結論：利益情報の事前的な漏洩は確かに存在する。それは突発的ま
たは断続的ではなく，連続的，漸進的に一定方向へと累積して行く。そして，

そのリークの開始時点はおそくとも利益発表の12ケ月前にはじまっている。そして発表後もしぱらくつづくのである。

しかもBan㎜d

Brownの研究はAPIの動きの幅を過小化してし）ると信ずべき理由がある。それは，彼等がもちいている期待モデルー（2）式一が必ずしも最適とはいえないのではないか，という疑いがあるからである。すなわ

ち，（2）式をふくむ5通りの利益予測モデルを調査に適用したBeaver
Brownの結果（第5節第3表）によれば，

and

この式よりもむしろ第5節の15）式をもちいたモデルの方が，予測エラーの符号とAPIの符号との一致する頻度
がいっそう高いのである。つまり後者の利益モデルをBall

md

Brownがもちいていたならば，この節の第6図において，「よいニュース」グループについてのAPIの上昇はいっそう高く，「わるいニュース」グループについての下降はいっそう急激となったであろ㌔ただし，そうなったからといって，全（75）Ash1eyの調査結果においても，「わるいニュース」グループの方が「よいニユース」グループよりも株価変動のピークに「し）つそう早く」到達したことが指摘されている。（Ashiey，P．85）、ただし，Ash1eyのケースでは，いずれも，
利益発表後にみられたピークについてである。

139

経済経営研究第23号（I）

情報のうちで事前にもれる情報が占める割合が変化したかどうかはわからない。

最后にいま1つ，彼等の利益期待モデルは，X〃つまり今期の全企業の平均的利益水準がすでに前期に判明していた，という仮定に立っている点に，やや難点がある。この仮定は非現実的である。なぜなら，前期において実際にわかっていたものは，今期の全体的利益水準ではなくて前期のそれだからである。だから，真の予測エラーは，今期の実際利益額と，前期の全体的利益レベ
ルにもとづく今期利益期待値との差としてもとめられねばならない。つまり，（2）式の右辺Xmlは正しくはXmま一・であるべきであり，したがって（3）式はXとX〃1−1にかんする過去データにもとづく回帰式であるべきであ孔
この非現実性のために第6図のパターンがどの程度左右されたがは不明である。おそらく，APIの全体的パターンは不変であって，それがもっとギザギ
ザの多し）経過をたどったのではなかろうか。

9．投資家は利益情報を「利用している」か，又はそれによって「利用されている」か
いままでの論述によって，公式的会計利益情報がある程度の有意なインパク
トを投資家の意思決定にあたえていることが例証された。しかし，このようなインパクトが存在するという事態は，次の3つの可能性のうちのいずれを意味するのか。

1．資資家達は一般に自らの判断と主体的な解釈にもとづいて利益情報を解釈しようとしている。（主体的情報利用。）

2．または，投資家達は主体的な情報利用をおこなっているのではなくて，予想外の利益の有無および大き一さそのもの（つまり情報シグナルそのもの）に対してつねに固定した仕方で反応する。つまり，受動的情報利用がおこなわれている。さらにいえば，彼等は利益情報を利用するというよりは，それによっ140

会計利益情報と株主意思決定（中野）て利用されている。

（かかる事態を「関数的固定化fmCtiOm1fiXatiOn」とい

（76）

う。）

3．投資家達は，最初のうちは受動的に，あたえられた情報の意味内容を十分に考えずに反応しているが，やがて，おそかれ早かれ，自己の環境にてらし（77）て，その情報を自己の判断によって主体的に解釈するようになる。

現実は，上の3つの可能性のうちのし）ずれに最も近いであろうか。いくつかの文献を手がかりとしてこの問題を検討レて行こ㌔「主体的に情報を利用している」という言葉の意味をも．う少し正確にあらわ
したい。主体的情報利用をおこなっても，結果としては．かえって（受動的に利益の大小に正確に呼応して反応する場合よりも）究極的な利得は小さいかもしれない。判断誤りがあったときにはそうなる。しかし，この場合にも，たんに利益の大小によって機械的に投資ビヘイヒャーを変更するのでなく，（判断誤りに終ったとしても）自己の判断と解釈を加味して反応しているならば，主体的情報利用が存在したのだと考える。

（i）主体的情報利用の存在があきらかとなる1つのケースは，諸企業の間に，実質的な経済状態の差というよりは，むしろ会計方法の相違のみによって利益額の相違が生ずるが，その利益の相違は企業評価（したがって，また株式価格の形成）にさいして投資家により無視されている，という場合であ乱つまり利益情報の内容は，この場合には主体的に解釈され，割引いて受けとられている，と思われるのである。税法上の加速償却（a㏄eleratedにかんする1つの調査が0

Dome11によりなされた。

depreciati㎝）

アメリカ合衆国では，加速償却は諸企業の設備投資を助成するために，1954年に開始された。
（76）Yuji

Ijiri，RobeれK．Jaedicke

Accoullting

Altematives

on

and

KemethManagement

E．Knight，The

EffectofDecisions，in：Reseaエ。hinAccounting Measurment ，edited by R．K．Jaedicke，Y．Ijiri
N三eIsen，λ〃mれ。αmλcco吻mκmgλ∬ocあκom1966，P．194．
（77）Yuji

Ijiri，

The

Foundations

cal，Eco珂。㎜ic

andBehaviora口nquiryofそしA㏄ounting

Measurement，A

and

Oswa1dMathemati−，P正entice−Ha11．1967，pp．163−164．

141

経済経営研究第23号（1）て，この加速蹟却との関連から，次の3つのカテゴリーの諸企業（電力会社）を彼は考えた。

（a〕この方法を採用しなし）企業グループ（非採用グループと呼ぼう）。
（b〕この方法を税務目的上において採用し，初期の諸年度におし）てこの方法の採用によりえられる利得をただちに，その各年度の・財務報告上の・純利益に加算した企業グループ。

（このグループを「くり入れグループ」と呼ぶことにする。）

加速償却の採用により初期にえられる利得とは，（加速償却額一定額法償却額）×法人税率，としてもとめられる。加速償却を税法上もちいている諸企業
も投資家への財務報告の上ではすべて定額法減価償却をもちいていた。したがって，「くり入れグループ」にあっては，定額法償却にもとづいて計算された法人税差引前純利益から，加速償却のもとでの支払法人税額をさし引いて，財務報告上の税引後純利益は計算されているのであ孔（C）加速償却を税務目的上採用するが，初期の諸年度にえられる上の「利得」は各年度利益にくり入れずに繰りのべ，後期にいたって加速償却額が定額
法償却額を下まわる場合に生ずる「損失」（し）つそう大き一い法人税支払額＝両償琿のあいだの差額X法人税率）を填補するために用いる。一ここでは，財務報

告上の税引後純利益は，定額法をもちいた場合の税引前純利益額から，その税引前純利益にたいして法人税率を乗じてえられる金額を（当期に正当に負担すべき法人税額として）さし引し）て，もとめられる。この計算的税額と実際に支払われた税額との差（「利得」）は，当期の純利益に加算されることなく，くりのべられる。この企業グループを「配分グループ」と呼ぼう。

加速償却の適用による上述の「利得」がいくらの期間にわたって取崩されずに持続するか，そして，新しい「利得」が毎期いくらの大きさで新たに誕生す（78）

るか，は当企業の設備投資のパターンに依存してい孔しかし，それはともか
（78）O
142

Donneuは粗設備投資支出にかんする3つのパターンを区別している。ω

会計利益情報と株主意思決定（中野）く，ここで大事なことは，もしも他の事情が等しいならば，上の「くり入れグループ」の諸会社の1株あたり利益額は，加速償却の「利得」を反映して，「非採用グループ」の諸会社の1株あたり利益額よりも大きくなるであろう，ということである。だから，もしも普通株投資家の一般的ビヘイヒャーが会計
利益額の大小にたいして機械的に反応するということであれば，少くとも初期の諸年度においては，「くり入れグループ」の平均的な「株価収益率」（priceeamingrati0）は「非採用グループ」および「配分グループ」のそれよりも大となることが推測される。なぜなら，1株当り利益の増大が生ずるから，投資家達は前者グループの諸会社を後2者の諸会社よりもいっそう大き一な将来性をもつものと感じるはずだからである。

または，少くとも，「くり入れグループ」の株価がその1株あたり利益の上昇に対応して上昇することにより，このグループの株価収益率は，他の事情にかんして等しい後2者グループの株価収益率よりも小さくなることはありえない，と予想されよう。さて，現実はどうであったか。

O

D㎝ne11は，37個のアメリカ合衆国の電力会社を標本としてとり出した。

そして，それらは上述の3つのグループに分けられた。「配分およぴくり入れグループ」にぞくする諸会社はおそくとも1956年までに加速減価償瑚にきりかえた。1954年までは，37社すべてが定額法償却をおこなっていた。

これら3つのグループ間の，諸年度に各々についての株価収益率の相互比較（比をとる）をおこなったものが第8表であ乱

第8表の第1欄，すなわち配分グループと非採用グループとの間での株価収その支出が毎期一定ならば，当企業は最初の（m−1）年間一mは平均耐用年
数一にわたって無利子の借入金をえたと同じことになる。（ト1）年より先には，加速償却額は定額法償却額と等しくなってしまう。（2）粗設備投資支出が漸増して行くならば，加速償却は永続的かつ増大して行く「利得」をもたらす。
（3）もしも，この支出が将来漸減するならば，加速償却額はついには定額法償却を下まわるようになる。つまり「利得」は消失する。（John L0 Donne11，
Relationships between Reported Eamings and St㏄k Prices in theE1ectric

Uti1ity

Industry，The

Accomting

Review，Jan−1965，P．136）一

M3

経済経営研究第23号（一）

第8表

株価収益率のグループ問比較（％）

配
分
グループ

くり入れ
グループ

非採用

非採用

グループ

くり入れ
グループ
配
分
グループ

1949
1950
1951
1952
1953

111
106
111
109
108

123
117
117
119
115

111
111
105
109
106

1954
1955
1956
1957
1958
1959
1660

107
107
102
104

110
107

104
100

103
99
94
94
90
92

王O1
96
92
88
84
85

年

度

グループ

ユ02

107
108
109

エ961

1954−196工の平均

109
106

118

108

99

94

変
変

−3
−3

−19
−16

−14
−13

1946−1953の平均

動
化

分
率

くり入れグループの1株当り利益額の増
加百分率

6．2
8，4
10，9
12，8
15，2
16．2

益率の比率をみよう。1954年を境として，加速償却実施前と後で，その比率はほとんど変化していない。両グループの1株当り利益はいずれも加速償去口の影

響をまぬがれている。したがって，もしも加速償却による上述の「利得」が仮空ではなくて現実のものであると投資家達が考えたならば，第工欄の比率は上昇していなければならなかった。ゆえに，それが上昇していないところから見て，株式市場はおそらく加速償却にもとづく「利得」は一時的，仮生的なもの（79）にすぎない，と考えていたものと推定される。

このように加速償却による「利得」が仮空のものならば，当然，その仮空の利益をふくむ利益にもとづいて計算された「くり入れグループ」の株価収益率
は，その仮空利益が株価に反映されなし）結果として，「配分又は非採用グループ」のその比率とくらべて，低下しなければならない。そして，まさにこの低
（79）

144

∫肋

，p．138．

会計利益情報と株主意思決定（中野）下が，第8表の第2〜3欄に示されている。
（80）
このように「投資家が『くり入れ利益」を利益の過大表示とみなした」ということは，つまり，彼等が会計利益情報に盲目的に反応するわけでなく，自己の主体的な判断にもとづいて（仮空利益と仮空でない利益をえりわけるという型で）その情報を「利用」しようとしていることを立証するものである。実際，上の株価収益率比率の低下パターン（第8表第2〜3欄）と，加速償却に起因する・「くり入れグループ」の・1株あたり利益の増加パターン（同第4欄）とは密接に逆向き一に関係している。（相関係数r＝一〇．96）。これは，加速償却による1株あたり利益の増大が，まったく仮空のものとみなされ，完全に（81）
株価形成から排除されたことを意味する。

M1皿arczykは，上のO

Domellの調査方法について批判的である。すな

わち，1950年代の後半において株式市場の構造変動が発生した。したがって，それを考慮に入れたモデル，とりわけ1株当り利益そのものだけでなく，それ（82）の成長性の期待をも反映したモデルが必要である，と主張した。そして

M1卵arczykは自分でそのような1つのモデルをつくることにより，次の問題を検討しようとした。

「投資家達は，1957−1961の期間に諸電力会社の利益を評価するさいに，租
．

．

．

．

．

．

．

．

（鴉）

税のくりのべ会計方式（配分）とくり入れ的な税処理とを識別したか。」「くり入れ会社」の1株あたり利益額は「くりのべ会社」のそれと比較して異なっている。したがって，かかる数字上の差異に対応して投資家が両者の処理を（両会社の株価をその差異に対応して異なった大きさに形成するとし）う形

で）「識別した」とすれば，そのことは，彼等が会計利益情報の数字によって（80）乃姐，P．138。
（81）〃姐，P．139．

（82）Francis

and

Al

Stock

Mlynarczyk，Jr一，An

Empi工ical

Prices，Empirica1Research

in

Study

of

A㏄ounting

A㏄ounting：SeIected

Methods

Studies

1969，p．67．
（83）〃〃，P．70．

145

経済経営研究第23号（1）

機械的にふりまわされたこと，むしろ情報により「利用される」傾向があることを暗示する。何故なら，両会社グループともに加速償却を実施しており，したがって，加速償却からの「利得」や「損失」の享受にかんして両者の間には実質的な差は存在しないのだからである。

逆に，もしも投資家達が上の2通りの会計処理から生ずる見かけ上の差異を「無視する」，又はその差異を打消すための調整をおこなっていることが発見されるならば，よかれ悪しかれ彼等は自分の主体的な判断にもとづいて受信会
計利益情報を解釈しようとしていることが推定されうる。
現実は上のどちらであろうか。

このことをしらべるためにM1ynarczykは次のユニークなモデルを使用し
た。

（1）

P，F6

硝㌢G㌘R㌘C祭

e砂（ろ。M、沖あ砒ん1）e、〆．

ただし，

P．F時点サにおける第5会社の株価。
五、F推定時点彦において入手された，過去12ケ月間についての報告会計利益。

G・F第ξ会社の1株あたり利益の，第￠時点における予想将来
成長指標。

（過去5年間の1株あたり利益の平均成長率が周し）られた）。

R，F時点彦における第王会社についての，最近の過去期間についての報告年次収益。

C．F時点サにおける第5会社の長期的資本構造の申での普通株
式持分の比率。

M，F第｛会社の株式が時点彦において取引されている市場。
（ダミー変数であって，ニューヨーク株式取引所＝1，他の市場＝O。）
140

会計利益情報と株主意思決定（中野）λ．F時点オにおける第｛会社の会計方法。（ダミー変数であって，1＝くりのべ処理，0＝くり入れ処理。）
e，ま＊＝誤差項。

上のモデル（1）は，両辺の自然対数をとることにより，（2）に示すように線形に
なる。

（2）

〃P，F肋。f＋ろ1伽亙

沖あ洲

mG、｛十ろ島伽R、十6。伽C，f＋

ろ百；M，…十ろ。…A，｛十e、…．

（ただし，eFm．｛＊。）

株価・会計一情報相関テストにおいて，今まで用いられてき一たモデルと上のMlymrczykのモデルとは，かなり異なっている。第1に後者は「乗法的モデル（mu1tiplicativemodel）」である点に特徴がある。乗法的モデルを彼が用いた根拠は，財務理論によると，株価は（利益の）払出し比率×今期の1株あた
り利益×未来の成長率を変数とするある関数，として規定されていることにあ
（84）

る。

このモデルを用いた回帰分析の結果において重相関係数Rの最低値がO．897にも達していることからみて，「乗法モデル」の使用は成功した，といえるであろう。

彼のモデルの第2の特徴は，従属変数が（し）ままでの他のモデルのように）

株価変動比率ではなく，特定時点の株価そのものとなっていることである。したがって，このモデルの中の諸独立変数（説明変数）は，異なる企業間における株価水準の差異を説明することが期待されるのである。このモデルに対立するものとして，Beaver

andDukes，Benston，Ban㎝dBrownの諸モデルでは，独立変数は，株価そのものではなくて1期間中の株価変動割合であった。
したがって，彼等の回帰方程式の申の諸独立変数は，株価水準の相違を説明すべきではなく，むしろ，企業間における・1期間申の・株価変動度合の差異を説明すべきことが期待されているのである。会計方法の差異が関連していると（84）〃以，P．72．

1州

経済経営研究第23号（I）予想されるのは，株価の絶対水準か又は株価変動比率か。

企業間における株価変動率の相違がもたらされるためには，予想外の情報が生みだされ，且つその情報の意外性が企業間において異ならなければならない。ところで，加速償却からの「利得」にかんする「くりのべ処理」と「くりこみ処理」との間の差異は，はたして，各々が生みだす利益情報の意外性の差
異をもたらすか。両会計処理は1株当り利益額の差異を結果することは確かであり，したがって，株価の絶対的な水準そのものに結びついていることは明らかであ乱けれども，一方の情報が他方の情報よりもいっそう大きい意外性を投資家にあたえるかどうかは疑わしい。同一企業がある決算期に会計方法を変更した時には，若千の意外性を投資家にあたえるかもしれない。しかし，その効果はき一わめて短期的であり，次期の報告時にはもはや残存しないであろう。

したがって，会計処理の相違は株価変動率よりも株価そのものにいっそう密接に結びついているであろう。この点から，M1ynarczykのモデルがBeaver
的なモデルよりも，いっそう適切である。

M1ynarczykは，1958年から1961年までの各年度について，アメリカ合衆国の諸電力会社の財務報告をサンプルとして，上の（2）式について各パラメータを線形回帰により推定した。ここで問題になるのは，会計処理を反映するダミー
変数λ、｛に対するパラメータろ。の値と有意性である。これを次の第9表に示
（騎）

そう。

第9表会計変数パラメーターの推定値と有意性

1958

1959

1970

1961

1962

あ6

O．017

0．028

0，097ホ0．090＊

0．068＊

5％レベルでの

0．035

0．033

O．035

O．037

O．033

事項
ノギラメータ年度

有意値

キ5％以上で有意である。
（85）〃吐，P．74．

148

会計利益情報と株主意思決定（中野）

第9表が示すように，1960年，1961年および1962年にはあ。は有意である。
しかもあ。は正である。つまり，これらの諸年度には，「くりのべ会社」の株
価は，会計利益情報（をはじめとする諸情報）のみにもとづいていた場合に形成されていたであろう株価よりも，いっそう高くなっていたのである。「くり入れ会社」の立場からいえば，利益情報にもとづく株価よりも低い株価がその株式にあたえられていたことを意味する。これはおそらく，加速償却にもとづく「利得」がまったく仮空のものだと投資家達が1960年以降にはみていたことを例証する。この結論は，さきのO

D㎝ne11の緒論と一致するのである。

しかし，1958年と59年にはる。はOから有意に離れていない。すなわち，これらの時期には，多くの投資家達は，加速償却にかんする税務会計処理の異なる諸会社の利益情報をそのまま無批判的にうけいれ，それにもとづいて株価形成を行なっていたのであろう。ところが，時の経過とともに，「投資家の側における学習という要因（a1eaming（86）

factor）」が働きはじめ，上の利得を仮空のものと見はじめたのであろう。

要するに，M1ymrczykの調査によると，投資家達は，初めのうちは会計利
益情報そのものに機械的に左右される傾向があるが，やがて「学習効果」があ
らわれて，自分自身の主体的判断により会計情報を「利用する」にいたる，と考えられる。

投資家のビヘィヒャーのこのような推移は，株式価格のうえには次のように反映されるであろ㌔すなわち，ある特定の会計処理方法を採用することにより純利益額が人為的に増大せしめられると，その利益情報の発表の前後しばら
くは，その利益増犬に無批判的に反応する（人々が存在する）ことにより，当企業の株価の一時的上昇が発生す乱しかし，やがて，いくらかの時間の経過につれて「学習効果」があらわれる。そのために，いったん上昇したその株価はふたたび，その仮空利益が投資家により割引いてうけとられることのため（86）

ゴa．，p，76．

149

経済経営研究第23号（皿）に，

このような利益操作がおこなわれる前の水準（またはそれよりも低し）水準）へ下落する。

Mlynarczykの調査結果は，このような株価の変動パターンを反映していると考えられる。しかし，彼の統計学的モデルには，全般的な株価レベルの変動といった要因が反映されていない。そこで，会計方法の変更による人為的な利益操作にさいして株式価格が本当に上のような変動パターンを示すかどうかを確認するためには，いま一度，別個のモデルをつかった調査をみてみなければならない。

KapIanandRo11は，つぎの2つの，利益額の（実質的経営状態の変化をともなわない）人為的な変動をもたらした，会計処理方法の変更に注目した。そして，アメリカ合衆国において，諸会社がその変更を行なった直前と直後にお（87〕
ける株価変動を統計学的に調査した。

調査対象となった第1の会計方法の変更は，アメリカ歳入法上の投資クレジットの会計処理方法における「くり入れ方法（thef1ow−throughmethod）」への切替えである。投資クレジットとは，合衆国の税法上で許容されている投資助成のための恩典であり，要するに，1期間申の全投資額にたいする一定割合の金額の「税額控除」を当企業にあたえるものである。この税務措置がはじめて導入された1962年以降，この（税額控除とし）う）「利得」の会計処理方法としてみとめられてき一たものは，2つあった。1つは，その投資対象としての固定資産の耐用年数にわたってこの利得を期間配分してゆく（一部分づつ純利益にくりこむ）方法である。そして他の1つは，この利得の48％をただちに純利
益にくり入れ，52％だけを後年度へくりのべる方法である。

これら2つのうち，いずれかが適用されてきたのである。ところが1964年に修正がなされ，うえの2方法にくわえて，上の「利得」の全額をその固定資産の購入の年度に純（87）Robert

S．Kap｝anandRichard

Ro11，

Information：Some Empir三。a1Eviden㏄，
45，No．2，pp−225−257．
150

Investo正Evaluation

丁尻e力m伽ofAccomtingoグBm5切e55，Vo1，

会計利益情報と株主意思決定（中野）利益にくわえる方法一いわゆる「くり入れ法」一もまた承認されるにいた（88）った。そして多くの会社はこの会計処理方法を採用し，みかけ上の一時的な純利益上昇という効果を獲得した。投資クレジットからの「利得」はあいかわらず享受しつづけていて何の変りもないから，このような会計方法の変更による
財務報告上の純利益上昇はまったく「仮生的」「人為的」なものである。したがって，もしも投資家達がこのような人為性を感知し，受信利益情報の主体的な利用をおこなったとすれぱ，かかる利益操作はいかなる株価上昇をももたらさなかったはずである。さて現実はどうであったか。

調査対象となった第2の会計方法変更は，財務会計目的にたいする減価償却方法としての，加速償却法から直線法

O（定額法）への切替である。

さきの

DomellおよびM1Warczykの研究では，電力会社（公益事業）において税務目的のために定額法から加速償却に切替えつつ財務報告上では定額法をつづけているというケースについて，その切替の効果が検討された。ここでは，それに反して，税務目的上は加速償却をつづけながら財務会計上で加速償却から定額法への切り替えを遂行することにより純利益を人為的に増大せしめたケースが調査されているのである。

（いずれのケースも，実質的経営状態には変化がなし）のに，会計方法の変更によって財務報告上の純利益の増大をひきおこした，という点では共通している。）さて，この後者の場合に株価はどう変化したか。

上の2つの会計方法変更が株価におよぼした影響を，それぞれ別々に調査しようとする。

そのために，データとして，投資クレジットについては332社（そのうち275社は「くり入れ法」への切替えを行なし），57社は配分法をつづけた），加速償却にかんしては71社をKapIan

andRollはえらび出した。そ（88）以前の諸年度に積立てられていた積立金（reserve）の処理としては，次の諸方法のうち1つがとられた。（i）その全額を当年度の純利益にくり入れる。
（ii）何年間かに期間配分して償却しつづける。（iii）留保利益勘定にくり入れる。（iv）未払税金勘定にうつす。（，p．243）．

151

経済経営研究第23号（1）

して，会計方法の切替えを行なった各会社について，その切替えがおこなわれた年にかんする利益発表（eamingS

amounCementS）がなされた期日が調べら（89）れた。そして，その各株式について，利益発表の週の前後それぞれ30週間をとって，その合計61週にわたって，それら株価が（全体的株価水準の影響および他の多くの無関係な諸原因を排除したのちに）いかに変動したかをしらべたのである。

適用される統計学的アプローチについて一言したい。Kap1an

and

RoIIは，

個々の会社の株価変動率と全体的株価の変動率とのあいだの関係について次の構造式を仮定する。
（3）

Rゴ，｛＝沢F，｛十βゴ（R舳，

一RF，f）．

ただし，

灼，1：第

週における第5株式の報酬率（自然対数値に換算一以下も同じ一）o沢m，パ第C週における全株式の平均報酬率。

RF，ピリスクのない投資（eX．短期政府債）にかんする，第サ通の報酬率。

この（3）式は，Beaver

andDukes，Beaver，Ro11md

Brown等のモデルとやや異なっている。しかし，これはSharpe↓intnerの株式市場均衡方程式と（90）呼ばれ，最近のポートフォリオ理論の成果の1つなのである。
さて，この式は実際のデータをあてはめるために，次の回帰方程式に変形されることは明らかである。
（89）利益発表日は正式の年次報告が公表される日とは異なり，それよりもやや先行している。
（90）Wi11iam F．Sha正pe，

CapitaI

Asset

Pr1ces：A

TheoryofMarketEquili・brium under Condit三〇ns of Risk ，ノmmα oゾ〃mme，Sept．1964，pp．
42ト442；John Lintner， The Va1uation of Risk Assets and the Selec・
tion

of

Re砂mm
152

Risky

Investments

in

Stock

Poれfo1ios

a皿dCapitaloゾ厄ωmm4c5αmd∫物κ5〃。5，Feb．1965，pp．13−37．

Budgets，

会計利益情報と株主意思決定（中野）｛4）見，ただし，εj，

＝

RF，

十βポ〃，

十εj，f．

は擾乱項であり，その平均値はゼロに等しいと仮定される。パラメーター7ゴ，βj，εゴ，1の値を推定するために，各株式（5）ごとに，すべての週（サ）一ただし利益発表週を中心とする前後30週はのぞく一にかんする灼，f，伽，1そしてR〃，fのデーターが（4）式にあてはめられた。

いま，パラメーターの推定値を今j，島とし，
（5）

物，

〈

〈

＝馬、にγポF，にβポ㎜，｛，という式を考える。そして各株式について，利益発表週を中心とする前後30週の各々（c）に対し，吻，fを計算する。
この刎j，オは，あきらかに，全体的株式市場および国債市場に反映するかぎ
りのさまざまの諸事象に起因する株価変動率の変動部分を排除したのちの，当該株式の報酬率部分をあらわす。たとえば，ある〃，の値が0．50だとする。

すると，その意味は，上にのべた全体市場的変動部分を排除したのちの第ξ株式の第彦週における株価変動率が〆50である，ということである。

Kap1㎜andRollによれば，仰，1のなかには，第5企業にとって固有の諸状況が会計方法の変更以外にも反映されている，という。そこで，これらの諸影響を相殺するために，各週（，）ごとに上の〃j，｛を，すべての企業（5）にわたって単純平均をおこなっれすなわち，
一1（6）ψ＝丁貫舳・
ここで，仏・一生は，利益報告週よりも尼週間まえに終る週における，平均異常報酬（aVerageabmmalretum）をあらわす。

叫ば第i週申のみの変動率である。ところで，われわれが知りたいのは，
株価の短期的な変動率がどう推移するかではなくて，株価の絶対的レベルが会
計方法変更により，どのように変動したか，という点である。

第1週から第歩週までの間の株価の絶対的レベルの変動eσTは，それら諸週の株価変動率eを累積することにより得られ孔153

経済経営研究第23号（1）（7）

eσT＝eσユ・eσ2・……・e胴＝2Σω．

したがって，とりあえず，（8）T ＿ぴτ＝Σσ圭＝1をもとめて図示すれば，株価レベルの推移が知られる。

第7図および第8図は，それぞれ，投資クレジットならびに減価償部方法の変更にさいしての株価変動を示している。各回とも，一番上の図は，仏の80％信頼区間をえがいている。すなわち，各週ごとの株価変動率仏の真の値が（91）各回によって与えられた区間内にふくまれる確率が80％なのである。

各回の真申の図は，σサを累積したもの，すなわち諸株式の平均的レベルの動向を示している。

第7図および第8図の最下図は，第1週（出発時点）から第τ週までの間の各株式の絶対レベルの推移στ，jを考え，全株式のうちでστ，jが正の値をとっているものが占める割合をσT，pとすると，そのστ，pの動向を描いたものである。株価レベルの変動にかんする1つのノン・パラメトリックな尺度なのである。フォーマルに書くと，Tστ，j≡Σmゴ．1，＝1

1〜≡万貫m・x（O・・i・・σ・1）・（Nτ：第下期における株式標本数）。

もしも諸σえが相互に独立ならば，NTNτ，戸は2項分布をする。そして，次の統計量（ぴT，P一π）
1／π（1一π）／Nr

は，五（UT，p）＝πという帰無仮説のもとで，漸近的に，平均値0，分散1の正規分布をえがく。もしも各々の会計変更がいかなるインパクトをも株価にあた（91）これは，よくあるような，残差の分布として正規分布を仮定した区間推定ではない。正規分布をその1つの特殊例としてふくむ（symmetricstab1eの適用として注目すべきである。（乃倣，ApP㎝dix
154「対称的安定的分布

distribution）」が仮定されている。1つの進んだ統計技法

Aを見よ）。

会計利益情報と株主意思決定（中野）第7図

投資クレジットに関する変更

週51015202530354045505560％
80％信頼区間
2
−

1

0
−1

％
U1

3

2

1
0
・一

P

Q
R
一一

・一

一．6：

Ut．P

一5一
一、4…

えなかったとすれば，五（σT，p）＝舌（92）となるはずである。たとえば，有意水準を5％にとると，五（σ。・，P）＝去という仮説の受容域は吾±O．059である。

ところで，たとえば上の第7図の最下図において，札1，PはO．509となっている。この数値は上の受容域に入っている。したがって，このノン・パラメン
トリックな検定によると，投資クレジットにかんする会計処理の変更が株価水

準にたいして有意なインパクトをあたえたという仮定は，5％の有意水準にお（93）

いて棄却されなければならない。
以上が図の説明である。

（92）∫あ5泓，p．239．

（93）

〃

〃，P．240．

155

経済経営研究第23号（1）

第8図減価償却に関する変更
ヨ目51015202530354045505560．

80％信頼区間

一

1

0
−1

0

Ut

一一1
一一2
一一3
一一4
一5

一一 U
一一 V

一．6：

Ul．P

一5．
一．4．

次に，それらの図示されたパターンでついて，Kap1an

and

RolIは以下のように解釈している。

（三）投資クレジットにかんする会計変更
第7図の最上図からわかるように，この会計変更をおこなった諸会社は，第25週から第36週までの期間一つまり利益発表週をはさむ10週間一において，各週あたり株式報酬（仏）の異常な上昇を経験した。そして，これが原因となって，これらの期間にはまた，株価の絶対的水準（σ1）も急激な上昇を経験している。

（第7図の中間図）。そして，この激しい変化は，さらに，第1週以来の株価変動差がプラスである（i．e．リ，p＞O）ような株式の比率も，またこれらの期間に急増していること，にも反映されてい乱つまり，その比156会計利益情報と株主意思決定（中野）率は，第25週にはO．416であったのに，第36週にはO．562へと，14％以上も増加している。

これらの株価のかなりの急上昇は，投資クレジットに関する会計処理として「くり入れ法」へ切替えがなされたことによる利益上昇と時期の上で一致している。したがって，両者のあいだには正の相関関係があると推測されるわけで
ある。

けれども，

このような株価の急上昇は長つづき一しなかった。第8図（真中区）によれば，一且上昇した株価水準は，第39週から第53週にはまた大幅に下落し打消されている。Kaplan

andRollによれば，この下降は「前に報告された高い利益にかんする真の理由についで庸報がもれてき一たことによるものに相違ない。年次報告を読むことで，その利益は人為操作がなされていたことを投資家は学ぶことができたにちがいない。年次報告の公表は，利益発表が経済関係の刊行物に出された後しばらくしてから，おこなわれる。第39週よりも後におけるこの下落傾向の一部分は，この年次報告をうけとり，それにともなって（94）
投資家が行動したことに起因する可能性があろう。」（ii）減価償却にかんする会計変更
第8図（真中区）の株価レベルのパターンは第36−38週に最大値をとった

後，大幅な下落を伝えている。このことからみて，減価償却方法の変更によって利益を増額させようとした企業グループは，全般的に，業績のわるい諸企業にかたよっていた，と云える。しかし，これは図のうえからいえるが，統計学的には「諸業績尺度のうちのいずれも，五（α）・・0という仮説，つまり，これらの企業は会計変更および利益発表によって影響されていない，という仮説（95）を，棄螂していない。」

しかし，第8図のパターンから直観的に判断すると，利益発表日の近くにお（94）〃倣，PP．240−241．
（95）〃〃，P．241．

157

経済経営研究第23号（1）

いて一時的な正のインパクトが存在した，ということは云えるようである。

（ex．真中図におし）て31週の前後においてぴ1およびぴ1，Pが上昇気味であるこ』）もちろん，この正の影響はすみやかに打消されてしまっている。この点からみて，投資家達は，異常に高い利益の発表をみて，それらが会計変更から生じたことに気づかずに，株価水準をやや押し上げたこと，そして後になって事実を知ってからは，その水準を訂正する行動にでたこと，が説明として考えられるのである。

以上を要するに，Kap1an

and

Rouの研究結果から考えると，Mly㎜rczykの調査結果から推定された株価変動パターンの存在が，確認されたものといえよう。すなわち，報告利益の仮生的な増大をもたらすような会計方法変更が，ある決算期末において実施されたものとしよう。すると，投資家達は一時的にはその仮生的利益増大にまどわされて，株価を多少とも押し上げる傾向がみられる。しかし，やがて年次報告が公表され，「学習効果」があらわれるにつれて，その株価水準の上昇はとり消され，もとの水準にもどってしまうのである。

（ただし，Kap1an

and

Ro11にあっては，かかる傾向は直覚的には示されたが，その変動パターンは統計学的にみて有意に0から離れてし）なかった）。

会計方法の相違（同一企業内での会計方法の変更をふくむ）は，論理的にかんがえると，株価の絶対的レベルにたいして影響をおよぼす可能性があると考えられる。なぜならば，その会計方法の相違を知った投資家達は，その効果分だけ株価の絶対的レベルを修正する可能性があるからである。しかし，単位期間における株式報酬率（＝株価変動率）に対しては，会計処理方式のちがい
は，かならずしも相違をもたらすとは思われない。

れば，単位期間における株式報酬率は，（ポートフォリオ理論によその株式の将来価格変動のバラツキ

ーその意味のリスターの大きさに比例す孔ところで，会計方法の相違がこのリスクに影響するとは誰も考えないであろう。）このことは上ですでに主張した。この仮説を例証することに役立つと思われる研究がGOnedes（1969）

棚会計利益情報と株主意思決定（中野）によって行なわれている。

彼は，既述の，週あたり株式報酬率の自然対数値州（乃十Df）／戸］｝を被説明変数とし，特定事項にかんする会計処理方法の相違を反映する3つのダミー変数（X、。，X、里，X珊）を説明変数として含む1つの回帰方程式をつくった。
他の説明変数としては，経営危険（X、），企業規模（X2），財務危険（X宙），ならびに産業区分をあらわすダミー変数（X。〜X、。）がふくまれている。X11は，

投資クレジットについて，償却を行なっている企業と，そうでない企業とを区別する。X，2は，加速償琿にもとづく「利得」が期間配分されているかどうかを識別する。そして，X．3は，資金運用表が年次報告書の1つとして投資家に提躁されているかどうかをあらわす。

全部で61の会社を標本としてとり，1964−1967の各年度に対して上の諸変数に対するパラメータの値を別々に推定した。そして，それら推定値の有意性が検定されたのであ乱その結果によると，会計処理にかんするパラメーターとしては，1967年度についての「資金運用表」にかんするパラメーターだけが5％の有意水準において有意にゼロから異っている。残りはすべて有意ではなか
（96）

った。

このようにして，会計方法の相違又は変更は，株価の絶対的レベルにだし）しては（MlymrczykおよびKapl㎜md

Ro11により示されたように）わりあ

い有意なインパクトを持続的にあたえる。しかし，株価変動率にたいする会計
方法変更のインパクトは，存在するとしてもきわめて短期的である。

（第7図

および第8図の最上図において第31週の周辺を見よ。）その短期間がすむと元に戻ってしまうのである。

要約する。このセクションの冒頭で，会計情報にだし）する投資家達の反応の（96）Nicholas

J．Gonedes，The

Significanoeof

SeIected

A㏄ounting

P正㏄edures：AStatisticaITest，EmpiricalResearchinAccounting＝Se1ectedStudies
1969，SupPlement

toゐe／bmクm〃。グλccomm勿mg

Re5eαmゐ，1969，PP．90−113．

159

経済経営研究第23号（1）仕方として3つの類型を示した。第1は主体的情報利用，第2は受動的情報利
用，

そして第3は，最初のうちは受動的情報利用がおこなわれてし）るが，やがて主体的利用へ移行するというパターンである。

O

Domeu，M1卵arczykおよびKaplan

and

そして，上で紹介した

Ro11の諸研究は，すべて，第3の類型が現実にみられたことを例証している。

とはいえ，この結論にたいしては，次の2つの限定をつけておかなければな
らないであろう。その第1は，彼等の研究でとりあつかわれている会計方法とその変更は，外部の投資家にとって，その存在とその変更が利益におよぼす影
響が比較的わかりやすいものだ，ということである。しかし，現実の利益操作
は，もっと複雑で複合的な型でおこなわれることが多いであろう。そうした全体としての操作によって利益情報が一体いくら歪められたことになっているのか，外部の投資家にとってはよくわからないこともあるだろう。したがって，

現実にはむしろ巧みに隠ぺいされた利益操作によって，投資家を受動的情報利
用においやっているのかもしれない。要するに，上の結論は，きわめて単純なケースについてのもので，情報利用の姿についての一般論をそこから引き出すことはできない。

第2に，かりに主体的情報利用が現実にひろく行なわれているとしても，そのことは，その利用の仕方が適切かどうか，又は，現在利害関係者に提供されている会計情報が質量ともに十分又はのぞましいものかどうか，という問題とは無関係だということである。この点は，しかし，すでに言及しれ

10．投資家が抱く「予想」は，利益情報によっでいかに影響されているか
いままでの論述をふりかえってみよう。第1に，全体としての利益情報，および公式的に発表される会計利益情報が，普通株投資家の売買意思決定にたい

して，はたして取るにたる影響をあたえているかどうか，を考察した。第2160会計利益情報と株主意思決定（中野）に，公式的利益情報の一たしかに存在する一その影響は，どの程度の大きさか，をしらべた。第3に，それがあまり大きくないところからみて，いかなる型で利益糖報は投資家達に流れていくのか（漸次的にリークしてし）くのではないか），という点を考察した。そして第4には，いったいこの「影響」はどちらの方向にむかって作用しているか，をしらべた。すなわち，受信した情報を投資家が主体的に解釈し利用することにより，投資家から企業の方向に究極の作用がむかってし）るのか。それとも，投資家は受信した情報にたいして受動的に反応するのみであり，企業から投資家の方向へと究極の作用は働いているのか。

これらの諸研究は，利益情報と技資家との係りあいにかんして，その外面的な現われの態様を調査したものとして，要約されよう。つまり，一言で云えば，「いかに」利益情報は投資家に作用しているかということの研究であった。

「いかに」影響が働いているかの考察から，一歩すすんで，「何故に」そのような外面的態様があらわれてくるのか，を我々は研究せねばならない。つまり，現象の調査から，その現象を生ぜしめる内部構造の究明へと進まなければならない。この内部構遺にかんする最も基本的な間は，おそらく次のものであろう。

「公けの会計利益情報が投資家の意思決定に大きくは影響しえないのは何故か。」

これと裏はらに，次のように問うこともできる。

「会計利益情報に関連をもつ情報の大部分が事前にリークして行くようであるのに，それでもなお，会計利益情報がその公表時に多少なりとも影響をあた
えうるのは何故か。」

この2つの間は，前節までの帰結を，消極面と積極面とから，2様にながめてみたものである。いくつかの実証研究を手がかりとして，これらの間にたい161

経済経営研究第23号（I）

する客となりうるような，若干の仮説をつくってみよう。
（i）「公けの会計利益情報が投資家の意思決定に犬をくは影響しえないのは何故か」

その1つの理由は，Balljand

Brownの研究結果から明らかなように，会計利益に関連をもつ企業情報の大部分が事前に株式市場へもれてしまう（リークする）点にある，と仮定されえよう。このために，公けの会社利益が発表されたときには，その公式情報は投資家に対してもはや大きな驚きをあたええない
わけであ孔この説明は，上の間にたいする量的な説明といえる。
しかし，このような量的説明だけでは十分ではないという可能性がある。つまり年次利益報告が投資家の意思決定にあまり作用しえないのは，それが新たに提供しうる情報が（たんに量的に小さし）のみならず）質的にも，株価変動には直接作用しないレベルの（低し）レベルの）影響を投資家にあたえるにとどまっているから，かもしれない。この主張の意味はこうである。
投資家の意思決定を規定する諸要因（目標，態度，期待，手段）のうちで，会計利益情報によってもっとも強く影響されるものは，「期待」（expectati㎝）

ないし「予想」という要因である。ところで，投資家はその投資意思決定にさいして，さまざまの問題ないし対象にかんして予想をおこなわなければならないのである。

（a）株式価格の将来の大きさ，又はそれの将来の変動率の大き一さにかんする予想：この予想が投資家にとって最高の直接的関心事であることは自明であろう。しかし，株式報酬にかんするこの予想を，すでに過ぎ去ってしまった当該会計期間にかんする利益情報のみから正しく尊びき出すことは不可能なのではなかろうか。というのは，将来時点における当該株価の水準は，将来の当企業の収益性，成長期待etC．に依存する。

それだけでなく，また，将来の景気，

利子率，全体的株価水準にも依存するからであ乱
会計利益情報のみにもとづいて，将来の株価の変動についての予想が現実に162

会計利益情報と株主意思決定（中野）

投資家により立てられているであろうか。この問題を，下において，Gonedes（1971）の研究にもとづいて考察する。

（b）将来の株価の大きさ，またはその変動率の大きさ，に関する予測は，正

しくは，株価を規定するさまざまの諸要因にかんする諸予測の総合として，みちびき一出されねばならない。たとえば，M二artinの示す次の株価モデルを見よ
（鯛）

つ。

阯

（1一ω万。（1＋9｛）｛（1〕 忙。
P＝Σ

（1＋尾｛）f．

（ただし，P：株価，亙。1当期の1株あたり利益額，6パ第C期の（予想）利益留保率，出：第期の（予想）成長率，冶

：第広期の持分資本コスト）（1）式からわかるように，Pの正しい予測のためには，最少限，伽，glおよび伽の正しい予測を必要とする。そしてこれらすべての予測が，会計利益情
報のみによって行なわれうる（そして現実にも行なわれている）とは，とても云えないであろう。

けれども，（1〕式の右辺のうちのし）くつかの変数一だぶん五〇と幼一については，会計情報を手がかりとしても，ある程度の予測は可能ではないか。
そして，現実にも行なわれているのではなかろうか。

この問題について，Martinの研究を手がかりとして考察する。

要するに，「公けの会計利益情報が投資家の意思決定に大きく影響しえな
い」理由は2つある。

1つは，事前に企業情報がリークするという量的な理由。他の1つは，会計利益情報が投資家の「予想」におよぼす作用は，株価またはその変動率の大きさに関する予測に直接作用するのでなく，株価を規定す
る諸要因のうちのいくつかのものの予測に作用することをつうじて間接的に株（98）AIvin Ma正tin，
An Empirica−Test of the Re−evance of A㏄ounting
Information for Investment Decisions，Empirical Research in Accounting：Se1ected

S如dies1971，Sψがemem

o肋2力m伽〃θゾ㏄m〃肋g

Re5m〃此，No．9，P．3．

103

経済経営研究第23号（I）

価予測に影響するにとどまるという質的理由である。以上が筆者の仮説である。この仮説を部分的に検証する目的で，以下Gonedes（1971）とMartinの研究を検討しよう。
（99）（a）株価（またはその変動率）と会計情報（Goendes（1971）の研究）

Gonedesは，当企業の株式の将来価格（予想将来価格）が，今期（1期さきの価格）についての予想（第￠期）中のさまざまの受信情報のために変化する，という事実に着目す乱そして，その予想将来株価の・当期申の・変動（1oo）率（方向は問わないので絶対値をとる）を，つぎのように定式化する。
P享十rp；

（2）

一
P；

．

（ただし，P葦は，第サ期にっし）ての予想将来株価）。
（2〕式にっし）て補足説明する。

もしも第期中に何ら新しい（意外性をもった）情報が株式市場にあたえられなかったとすれぱ，第ト1期までの受信情報にもとづき第，一1期に形成された第，期予想株価P
の現実の株価に一致し，そしてはそのまま第彦期（第。期には新しいニュースはなし）から）その価格は第后十1期まで不変である（すなわち片十、＝P童）と考えられる。したがって，もしも（2）式がゼロでない値をとるならば（すなわちP十。キ片），

それは，第i期中に受信された何らかの情報にもとづいて，（1期先の）将
来株価の予測値が改訂されたことをあらわす。このような将来株価にかんする予想形成（したがってまた予想の改訂）にたいして，会計情報は貢献しているであろうか。もしも貢献しているならば，それは，ある会計情報項目λ、島1（ξ（99）Nicho1as

Messages
328andJ．Gonedes，

，part

I

Some

and

Eviden㏄on

Investor

ActionsandA㏄ountingII，丁加λ㏄mm伽ぎRm4m，Apri11971，pp．320＿

July1971，PP．535−551．

（100）こう云いうるためには，株価の長期的トレンドや，また全体的株価水準変動な
どのファクターが当該株価の予想値から除去されていなければならない。後述の（4〕式の変数∫｛により示されるように，全体市場的株価変動の影響一トレ
ンドもここに反映されよう一は一応予想値からとりのぞかれている，といえるのである。
164

会計利益情報と株主意思決定（中野）：企業，冶：項目，オ：期間）の内容がそれに関する（第オー1期間までのデー

タにもとづく）予想値刈〃から乖離していたからに他ならない。そこで，
このような，各会計情報項目についての意外性（予想と実績との間のズレ）を（101）あらわす測度として，つぎの（3）式を考える。
ん〃一λ言＾（3）々㍑．

さて，株価予想にたいして会計情報が現実にとるに足る役割をはたしているかどうかを見るには，上の（2）式と（3）式とを何らかの仕方で結びつけた式（会計

情報にだし）する投資家の反応モデル）を考えて，それの回帰により，各会計情報変数にかかっている諸パラメータの有意性を検定せねばならない。しかし，その前に，株価および各会計数値について，その予想値がし）かにして導きだされるのか。この点を先にのべよう。

結論的にいって，これらの予測値は，いくつかの過去期間についての時系列
データを線形回帰モデルに対してあてはめることによりもとめられている。まず，第麦企業の，第オ期にかんする株価予想値（代）は，（4）によりもとめ
（102）

られた。
（4）

片。＝Σω炉、

＿j＋δ∫

十ε〃，

j＝1
ε

＝P1ε．

＿1＋P2ε〃＿2＋m，f，エ；（m、｛）＝O，万（舳2）＝σ2，
五（m、・m、葦十昆）＝0，

舳は正規分布N（O，σ2）．

2段階の回帰手続がとられているが，その理由は，残差εは有意な系列相関をもってし）ることがG㎝edesにより発見されたからである。なお，（4）式（1O1）N．J．Gonedes，〃eλ㏄mm肋g（102）

Rm4m，Apri11971，P・326・∫う5〆，p．325．

165

経済経営研究第23号（I）

（103）

＿

におけるmは5の時に，最適のフィットがえられた，という。決定系数R2は平均0，870であり，（4）式のモデルは非常に高い現実適合度を示しているのである。

なお（4）式について注意すべき点が2つ存在する。第1に，Pパは，第期における全般的株価水準ムの変動の影饗を排除した株価となっていることである。会計情報をもちいて翌朝の全体的株価水準を見積ることは不可能であるから，このような排除は必要なのである。第2に，第，期の株価を，以前の諸期間の株価データに対して回帰することのロジックについてである。このロジックは，投資家達が翌朝の株価を見積るにさいして過去の株価データから外挿することにより，それを推定するということではないようであ乱むしろ，
Gonedesによれば，各期の株価はその期の「耕しし）情報」を反映すると考えられる。そこで，今期の株価予想値が現在までに入手された諸情報の関数であると考え，その情報を反映する「写体」（Surrogate）として各期の株価を上の（104）モデルに入れているのである。

次に各会計情報項目の（数値の）予測についてのべよう。この予測値は，次の（5）式に示す簡単な1段階の回帰手続によりもとめられた。
（5）

刈・＝7，o＋7，1λ．此｛＿1＋ε。毘｛．

つまり，来期の各会計情報は，今期までの同種の情報の蓄積にもとづいて予測される，という仮定に15）式は立っている。この（5）式の現実適合度はそれほどよくない。Gonedesによれば，R2は，（各会計情報項目ごとに異なるが），（105）
0．34〜O，50程度であったという。

さて，これら（4〕式および（5）式についてパラメータを推定し，その推定値を挿入したこれら諸式にもとづいて，1期先の将来価格および将来会計数値を予測する。そして，それら諸予測値を上の（2〕式および（3）式に入れると，株価および（103）N．J．Gonedes，丁肋λccmm〃mg
（104）
（105）

166

倣，Ap正i11971，p，323．
∫あ泓，Ju1y1971，pp−541−543．

Re〃em，July1971，P．537．

会計利益情報と株主意思決定（中野）会計情報の各々について，その予想値の変動ないし予想と実績とのズレが推定される。会計情報にかんするこのズレが株価予想値の変動といかに，どの程度関連しているか。これは反応モデルを組み立てる問題に他ならない。

この反応モデルは，株価予想の変動を被説明変数とし，会計情報についての
上述のズレを説明変数とする回帰モデルである。まず，このモデルにふくまれる会計情報項目の種類を説明しよう。G㎝edesによれば，それらは次の5つ（106）の諸比率である。

（a）自己資本利益率（b）流動比率（C）負債比率（d）売上高（純）利益率。

当初，これら以外の諸項目も回帰式に入れられたが，それらは統計的有意性が低いかまたは共線性（CO11inearitieS）が高かったために結局除去された，

と

（107）

いう。

あらかじめ説明すべき今1つの問題は，被説明変数にふくまれる株価（P．｛）

として，どの月のものをとるかという点である。
まれる会社はすべて12月31日を決算日とする

Gonedesのサンプルにふく（ランダム抽出された80社）。

G㎝edesは，結局，各年度について，決算日をはさむ6つの月を考えた。

そして，その月中における株価予想値（直前月までのデータによる推定値）の変（108）

動率を，回帰モデルの被説明変数とするのである。（〜は指標。）
王＝1：10月，J＝2：11月，J二3：12月，J＝4：1月，

二5：2月，＝6：3月。

さて，Gonedesは，上の諸準備の後に，次の3種類の代替的な反応モデルを仮定する。そして実際にデータをあてはめて検定する。
（線形モデル）（6）

P：峠rP＝H

戸＝、，

¶十貴酬

A．店にA＝H

λ＝、，

十＆・・1

（106）乃倣，P．541．
（107）∫あ4以，P．54旦（壬。otnote

11）．

（108）吻倣，P．544。
16一

経済経営研究第23号（1）（109）（離接的モデル）（1）

P肯P㌦一舳・左（（出土星づ）似皇・邑舳・（合接的モデル）
片

（8）

十、一片

戸；。

二φ

4

三

o＋∬（X、〃）φ柵十ε〃十1．

同ただし：
i一会計年度，≡当年度申（j＝1，2，3のとき・）又は当年度後（J＝4，5，6のとき一）の月，

月二、、＝第ε企業の普通株式の・第オ年度の第月にかんする・

予想価格，

λ＝＝第｛企業の・第サ年度にかんする・第尾番目の会計情報についての・予想値，λ、昆斤第ε企業の・第サ年度にかんする・第冶番目の会計情報についての・実際値。
9＞mω（X洲），
＾，

X，昆F

ん〃一々＾
λミ〃

．

上の（7）式，（8）式についても，両辺の対数をとった後に，通常の線形回帰手続がもちいられた。

株価および会計情報の各々の予想値は，1947年から1965年（前者は66年）までの時系列データにもとづいて推定されている。
さて，各月（＝1，2，……，6）と各反応モデルにかんする回帰の結果がもとめられた。Gonedesによれば，その諸結果は「相互にまったく類似している。
すなわち，それらは，年次報告から選出された諸データが投資家達の株価予想（price−expectati㎝s）におよぼす影響の測定値はゼ1コから有意に異なってはい（109）〃♂，P．544．

168会計刹溢惰翻と株主意思決定（中野）
■

●

■

■

■

●

●

●

●

●

■

■

．

…

．

（110）

ないという帰無仮説を，否認するにいたっていなし㌔」（傍点引用者）

このような，投資家が抱く将来株価にかんする予想値は今期の会計情報によっては取るにたる影響をうけていないという結論は，はたして，前節までにおいてわれわれが紹介・検討してきた調査結果（とりわけBeaver，B㎝ston，
Ball

and

Brownの結果）と矛盾し鮎）であろうか。つまり後者の諸研究によれば，公の会計利益情報はその発表時を中心とする短期間にも，あまり大きくはないが有意なインパクトをその時その時の株価にたいしてあたえているのである。このように，その時その時の株価にはっきりしたインパクトを与える会
計情報が，それにもかかわらず，将来株価の予想に対しては，有意な影響をあ（ユu）たえなし）ということは可能か。

筆者は，それを可能だと考える。その理由を下の第9図により説明しよう。
第

9

図

P．

p。

P．

p。

P。

／

↑

／

／

↑

→P1一一一一＞P2→P3→P4→P5一→
↑

↑

／

／

1nf。

lnf。

lnf．

1nf。

〈

Acg21，lAcg2〈

Acg3NAcg3〈

Acg4NAcg4〈

Acg5NAcg5（nO）∫肋，P．544．

（111）Gonedes自身は，この点について否定的である。つまり，会計情報が将来株価にかんする予想に有意なインパクトをあたえないという彼の調査結果から，ただちに，年次会計データは投資家の行動に有意なインパクトをあたえない，と彼は考えている。（♂，p．545）、169

経済経営研究第23号（I）

第g図の意味は次のようである。P三。・（第｛斗1期の当該株価についての・

第｛期の・予想値）は，第｛期の実際の株価P、およびそれに先行する諸期間の実際の株価P，一・，ハー2，……P1一・の関数である。

しかも，時の経過につれてのハの移行（P・からP、・・への）は第｛期中に株式市場に提供される
全情報∫n∫．によって規定される。そして，この全情報エm∫．は，第｛期中の（意外な）会計情報λCg．と非会計情報NλCg｛とから構成されている。

さて，Beaver，BenstonおよびBa11and

Brownによって例証されたことは，第｛期中の株価変動率，すなわちP、→P．。・への移行は，第｛期中の（意外な）会計情報んg，とある程度の相関をもっているということである。

たとえば，（P3→P。）という移行はんg。とある程度の相関をもっというわけである。

ところでこのGonedesにとっての問題は，上とはちがって，P，とP．十1との差（予想の変動）がλCgと有意に結びついているか，ということにある。

しかるに株価の予想値（P，およびP，。、）というものは，いずれも（Gonedesのモデルによれば）過去の5会計期間にわたっての実際株価（したがって過去の諸情報）によって規定されており，たんに最近の過去期間の実際株価（P．一、およびハ）のみの関数ではない。

したがって，P・がいかなる方向と大き・さの動きを行なってP・となるかは，第9図からわかるとおり，たんにエm∫・（したがってλCg。）のみによって定まるのでなくて，∫m∫畠，∫m∫2，∫n∫ユ…

．

等によっても影響されるのである。つまり，P。→P。というプロセスは，諸過去期間にわたる提供情報の全体により規定され，その全情報のうちでんg・が占める作用力はきわめて小さい。

そもそもん銚がP5にたいして持つインパクト（つまりエm∫・におけるんg・のウェイト）すら小さいのであるが，ん銚とは論理的に独立した諸過去情報（んg・，NλCg。，ん出，NλCg3，
んg2，NλC酌……）をもふくむ全体のうちにんg。が占めるウェイトはもっと小さいことは自明である。
1τ0会計利益情報と株主意思決定（中野）このようにして，会計情報はその報告時点の近傍において株価に短期的イ；！
パクトをあたえるということと，会計情報は未来の株価レベルの予想値にはインパクトをあたええないというGonedesのファインディングは両立するのである。

さて，G㎝edesのこの否定的結論を証拠立てる彼の回帰分析の結果を第10表
（1ユ2）

に示す。

これは

＝4，すなわち決算日（12月31日）直後1ケ月目（1月）についての各反応モデルの現実適合性を示してし）るのである。各回帰係数が有意にOと異っているということを5％の有意水準において主張するためには，
同＞2．16とならなければならない。けれども，な条件をみたしていない。

どのパラメータもこのよう

また，決定係数R2が5％の有意水準のもとでOから異っていることを主張しうるためには，R2≧O．49でなければならない。
けれども第10表によれば，いずれの反応モデルもこの条件にかなっていない。

このようにして，会計情報は投資家達がいだく将来株価の予想にたいしては第10表』4のときの統計結果

反応
モデル

パラメ

タ

・決定係ダービ

諱E変数1第・変数1第・変数1第・変数i定数鮒似

線偏回帰0．004288
形係 数0．0084ユ47

0．O1ユエ03−O．025646

0．039957

三0．0175600．020752

アルま値

O・15142

0・11308

0・13807−O・21310

0．020391

合偏回帰O．0053008
接係 数0．0056278

0．0091316−O．026341

0．038319

三0．0149980．020786

ア
ノレ

ま¶直

O・10829

0・093363

0・11316

離偏回帰0．00497470．0144290．011829
接係 数
モ

デ
ル

−O・19284

0．019667

一〇．02888

0．041919

O一。．。。。。。。．。。。。。。1値

O・148480．1288802023800206890．14023（1旦2）乃倣，PP．545−547．

171

経済経営研究第23号（1）

取るに足る影響（変更）をあたえることはできない，というGonedesの調査
結果は，第10表によると，承認することができよう。

もちろん，

このような否定的結論がだされた主たる理由は彼の予測モデル（株価や会計情報の予想値をみちびぎだすためにG㎝edesにより用いられたモデル）や反応モデルが現実を正しく反映していないことにあるのかもしれな
い。また，彼は上述の4種類の財務比率のみを会計情報として「反応モデル」に入れているが，これらだけでは本当は不十分なのかもしれない。もっと違った種類の情報が反応モデルにとり入れられるべぎだったかもしれない。これら

2つの不適切さが無視しうるという条件の下でのみGonedesの結論は支持しうる。

彼の研究について注意しておくべき今1つの点は，彼が実証したことは，会計情報が投資家の将来株価予想を変更するとはいえない，ということである。
したがって，「変更」ということ以外の仕方で会計情報が将来株価予想にイン

パクトをあたえる一たとえば事前の予想を会計情報がいっそう強く確証するかもしれない一という可能性は，G㎝edesによっても否定されていないのである。

b）企業の成長予想と会計情報（Martinの研究）
もしもGonedesの研究が実際と反対の結論，つまり会計情報は将来株価についての投資家の予想の変革に作用をおよぼすという結論を示していたなら

ば，それに対応して，会計情報の公表はBeaverやBenstonによって例証されたよりももっと強力なインパクトをカレントな株価におよぼしていることであろう。したがって，逆にいえば，上のG㎝edesの否定的結論は，現実にみられるインパクトの小ささを質的に説明するために役立っている，といえる。

けれども，公表会計情報は現実において少しとはいえ投資家に影響をあたえていることも，他方では，否定しがたい事実のようである。ということは，公表
会計情報が，将来の株価にかんする予想形成や変革には有意なインパクトを与2

会計利益情報と株主意思決定（中野）えてし）なくとも，投資家における他のなんらかの予想（expectati0皿）の形成，

変革または確証のためには積極的に働いているのではなかろうか。いったい，
いかなる種類の予想にたいして公表会計情報は取るに足る影響をおよぽしているか。

Martinが行なった実態調査を筆者が解釈した結果によると，企業の成長見
通しを投資家が形成する場合，その形成または事後的確証にたいして会計情報
は有意な作用をおよぼしている（その結果として，カレントな株価に若干の変動をあたえる）という仮定を立てうるのではないか，と考えられ乱くりかえ
していうと，公表会計情報は，株価見通しではなくて企業成長見通しにたいして有意なインパクト（変革。r確証）をあたえるのではなかろうか。

Brealeyも云うように，「一般に，いっそうすぐれた利益成長の見込みのある諸会社の株式は，もっと成長の低い諸会社よりも，利益に比していっそう高（l13）も）価格で売られる。」したがって，投資家達がいだいている企業成長見通し
は，かなりの程度まで，その企業の株価収益率（株価にだし）する正常利益の比率）の大きさによって，推定されうるであろう。例えばVolkertの調査によれば，New

and

Kisor

York銀行のアナリスト違により予測された，135の諸会

社にかんする予想成長率の間の差異によって，株価収益率の間の差異の約60％が説明された，という。またCroweHの研究によると，公益事業関係の56社のあいだの，株価収益率の差異のうちの55％が，予想成長率（ある投資｛im（114）の公益事業関係アナリストによる予想）のあいだの差異により説明された。

株価収益率は，成長見通し以外にも，また利益留保率の大きさ等によっても左右される。したがって，成長見通しの差異と株価収益率の差異とが五00％の（113）Richard A．Brealey， An Intmduction to Risk and Retum from
Common Stocks ，〃e M．五τPm∬，1969，pp，77＿78．
（114）Richard A．Cmwell， Eamings Expectati㎝s，S㏄urity Valuation and
the Cost of Eq出y Capita1 ， Unpublished Ph．D，disseエtat三〇n，Massachu昌昌etts Institute of Tec㎞ology，1967，cited in R．A．Brealey，
P，79．

1冊

経済経営研究第23号（I）

相関を示さなし）ことは当然である。けれども，予想成長率のあいだの差異は，ある程度まで，株価収益率の差異によって測定されるであろ㌔

さて，Martinは，次のような重回帰モデルをつくり，統計的に検定しようとした。

（・）1・・㈲一物・払・払（ただし，X1〜X。：年次会計報告にもとづく諸会計情報項目，X。〜Xu：当
企業がぞくしている産業をあらわすダミー変数。）
要するに（a）式は，株価利廻り（被説明変数）を諸会計情報により説明しようとするモデルである。

このように，M航tin自身は，株価収益率

P瓦）ではなくて，その逆の株価利廻り（eami㎎S（すなわちyie1d）を被説明変数として設定している。けれども，会計情報が株価利廻りに対してもつインパクトを調査することの意味は，どうもMartinによって十分に説明されておらず，理解しがたい。幸い，株価利廻りを被説明変数とする回帰方程式は，その諸独立
変数のパラメータの符号を逆にする型で読みかえることにより，株価収益率に対する回帰方程式とみなすことができ一るであろう。

Martinによると，〈a）の回帰モデルとして，「ラグのないモデル」と「ラグをつけたモデル」との2つが使用された。前者では，1965．1966および1967の株価利廻りが，各々その同じ年の会計情報に対して回帰された。そして，後者のモデルでは，1965．1966および1967の株価利廻りが，それぞれ，1964．1965
および1966の会計情報変数にたいして回帰された。

この「ラグをつけたモデ

ル」は，今期の会計情報によって，来期の株価利廻りをどの程度予測しうるかを示すのである。

さて，上の（9）式にふくまれる諸変数についてMartinはつぎのように説明する。

（a）株価利廻り（被説明変数）：第（9）式の左辺にあらわれている変数である。これは，当該年度およびそれに先立つ4年度の報告利益数値（一株あたり1刑

会計利益情報と株主意思決定（中野）利益であろう）を考え，それらを指数逓減的に加重平均する（この意味は下にのべる）。そして，この平均利益数値の，当年度のその株価の最高値と最低値との平均値にたいする，比率を考える。その比率の対数値をとったものが，ここでの被説明変数となっている。

この「比率」の分子となる平均利益をだすために，指数逓減的に各年度の利益を加重平均するという意味は，各年度利益に対して次のウェイトを乗じ，そ（115）
れらの和をとるということである。
（O．8）1

当該年度に対するウェイト＝

丘

Σ（O．8）｛；1

1年前の年度のウェイト＝（O．8）2。

Σ（O．8）

31

4年前の年度のウェイト＝（0．8）5目

Σ（O．8）｛l1

他にも，指数逓減的な加重平均の数値をもちいる変数がいろいろでてくるが，それらはすべて，上の加重ウェイトが用いられる。平均の計算にとり入れられる年度の範囲も，すべて，当該年度（ラグのない回帰モデルの場合）又は当該年度の直前年度（ラグをつけた回帰モデルの場合）およびそれに先行する
4年度である。

この指数逓減的加重平均方式がここで適用された理由とその意味およびO，8という係数がもちいられている理由は，いずれもMartinによって説明されていない。

（b）OCFGRO：この項目以下はすべて（9）式の右辺の変数（説明変数）である。OCFGROとは，オペレーティング・キャッシュフロー（利益プラス減価
償却およびその他の償却）を時間（の経過）にたいして単純線形回帰した場合のその直線の傾ぎ（回帰係数）を，それら諸年度におけるオペレーティング・（115）A．Martin，P．8．
1−5

経済経営研究第23号（I）

キャッシュ・フローの算術平均値で除した結果，えられる値であ乱つまり，

このキャッシュ・フローの，期間当り平均成長率をOCFGR0は示すのである。利益成長を反映する指標として，アメリカのアナリスト達はこのようなキ（116）
ヤッシュ・フ1コー指標を好んで使用している，とMartinはいう。

（c〕Captos：第2の説明変数。資本的支出の・売上にだし）する・比率を指数（117）
逓減的に平均した値であり，一つの成長指標としてとり入れられた。
（d）Sa1ests：第3の説明変数。期間の経過にわたってみた場合の売上の安定性を反映するものである。諸年度にわたっての売上の期間あたり算術平均額を，「売上」を「時の経過」にたいして単純線形回帰した場合の諸残差の標準偏差によって除した値である。つまり，この指標は，バラツキ（変動性）たつ
いて割引き一された売上額として解釈され，売上の安定性が高いほど（つまり上（ユ18）記の標準偏差が小さいほど）Salestsの値は高くなる。

（e）Payout：普通株主にたいする分配可能性利益にたいする配当の比率を5（n9）

年度にわたって指数逓減的に加重平均した値なのであ乱（f）Assets：全資産の指数逓減的加重平均値であり，経営の規模をあらわす（120）

変数である。

19〕CFTDT：利益プラス償却（i．e．キャッシュ・フロー）を負債金額により除した変数であり，財務的リスクを投資家がきらう度合を探究するために，（121）

この変数がもちいられている。

（h〕OPMARG：売上にだし）する「純営業利益」の比率を指数逓滅的に加重平均した値である。営業活動にもとづく利益余剰の大きさを反映することが意図されている。ただし，ここで云われる「純営業利益」とは，減価償郵および（n6）A．Ma正tin，P．8．
（117）∫ろ倣，P．8．
（118）∫脇．，P．8．
（119）

乃5泓，P．9．

（120）∫肋泓，P．9．

（121）∫〃a，P．9．

1冊

会計利益情報と株主意思決定（中野）（122）
他の償却を加えもどした数値である。

（i）BKROR：普通株主への分配可能純利益を自己資本総額（networth）

で除した値を指数逓減的に加重平均した数値である。自己資本利益率をいみす
（123）

る。

以上8種類の会計変数のうち，OCFRRO，PayoutおよびCFTODT以外のものは，すべて対数値に変換された。この手続によって，諸変数の分布が，（124）
いっそう正規分布に近いパターンになる，といわれ乱

データについては，Compustat

amua1industria1tapeがもちいられ，合計98社の会社がサンプルとして選択された。

さて，これらのモデルおよびデータにもとづく回帰の結果は、下の第2表に（1お）要約されている。

第11表のR2の値はいずれも，すべてのモデルとすべての年度について，1％又はそれ以下の有意水準において，有意にOから異なっている。かくして，

これらのモデルにとり入れられた8種類の会計情報は，全体として，株価利廻
り，したがってまた（その逆数としての）株価収益率と，有意な相関をもっていることが例証されたわけであ乱このことはまた，筆者の解釈によれば，諸会計情報の全体は，当企業の成長性にかんする投資家の予想に対して，ある程度のインパクトをもたらすことを考えさせるわけである。

個々の会計情報としては，㏄FGRO（平均的キャッシニ・フロー），

OPMARG（純売上高一償却差引前純利益率），CFTODT（キャッシュ・フ
ロー＝負債比率）が株価収益率，したがってまた成長予想と有意に関連している。そして，特筆すべきことは，BKROR（自己資本利益率）は株価収益率に対してマイナスの作用をもたらすような関係に立っていることであ孔伝統的（122）〃♂，P．9．
（123）〃倣，P．9．
（124）〃倣，PP．9−10．

（125）〃〃，P．26．

1η経済経営研究第23号（I）

第11表

会計モデル（その回帰係数，下値，および煽相関係数）
ラグなしのモデル（Log）Salests

OCFGRO

ユ965

1966

．6177
，038

一．048

，017

，029

，029

，801

−1，269

，396

，717

，607

−1035

，087

一．136

，043

，078

，066

一．4992 一．5172 一．7092 一．182−4，164 −3，405 −4，544 −1，189．0002（Log）Assets（Log）Captos

CFTODT

一．346

一．OO1
−1．040
一。112

一．442

．6503

一．3658 一．3361−2，859 −2，194

一．128

一．295

一．232

．00005 一．OO03
1，274
一．578
，137
一．063

一．0003
一．450

一、0001
一．135

一．049

一．015

一．3111 一．4712 一．3622−2，386 −3，560 −3，306
，360

．6292

1967

・6249

一．251

（Log）BKROR

．4688

1966

一．319

，281
，030

（Log）0PMARG

17008

1965

一．O12

一．412

Payout

ラグつきモデル

1967

一．338

一．091
一．678
一．073

一．4372 一．4292−3，151 −3，220
一．323

一．330

．3862

．4632

．4102

．2271

．4272

．4162

3．447

3．880

4．358

2．259

3．576

3，461

，350

，388

，427

，238

，361

，351

一．O1O

．027

，051i

一．010

，027

．0661

一．460
一．050

1．064
．115

2，395
，251

一．380
一．041

1．161
，125

2，580
，269

，013
，178
．O19

，019
，243
，026

一．029 一．095
一、430−1，324
一．047 一．142

一．0111 一．00王−2，344
一．881
一．246
一．095

．O03
一．O17
，040
一．222
．O04
一．024

一．O02
一．0141 一．0152 一．001−11311 −2，574 −2．94
一．844
一．141
一．269
一．304
一．091

（産業のダミー変数は，ここに記載されない）

1

・5％レベルで有意，2・…・・1％レベルで有意。

には，投下資本効率を測定するものとして，この自己資本利益率はき一わめて重視された。そして，この意味の重要性をそれが現在でも，なお持っていることは否定されえない。しかし，自己資本利益率はいくつかの欠点をもつことも指摘されている。たとえば，それは（売上に対する）収益性のみならず，また自己資本回転率の大小によっても左右されるので，真の経営効率の尺度とはなりえない。それゆえまた，経営効率の会社間比較も不可能である。さらに，ソロ
1¶8会計利益情報と株主意思決定（中野）モンによれば，同一の設備規模をもつ非成長会社と成長会社とを比較する場
合，後者は逓増的に新規投資をつづけて行くために前者よりも設備総価額中の未償却部分がいっそう多く，そのため，後者の自己資本利益率は前者のそれよ
りも小さく示される傾向がある，といわれる。つまり，成長企業がもっている（126）
高い将来の収益性が自己資本利益率には反映されないのである。このように考えると，BKRORの高い諸会社において，かえって株価収益率が小さい，たがって将来の成長性見込みが小さい，しという調査結果は大変もっともである。

要するに，Martinの上の調査研究が例証したように，諸会計情報の全体は企業の利益成長について投資家が抱く期待レベルにたいしてある程度の変革をあたえているようである。そして，このことが，利益発表時をめぐる短期間の範囲内で，公表利益情報が（株価したがってまた）投資家の意思決定にたい
して有意なインパクトをあたえている1つの理由であろう。しかし会計情報が投資家の期待にもたらしうる影響のレベルはこの「企業成長予想」のレベルにとどまり，「将来の株価予想」にたいして取るに足る変革に与ええない。そのため1こ，会計利益情報が投資家にあたるインパクトが，有意ではあるが，かな
り小さいのである。

以上がGonedesおよびMartinの諸研究を勘案して筆者がつくり上げた1つの仮説である。この仮説の積極的な検証は，後日にゆずりたい。

（ii）「会計利益情報に関連をもつ諸情報の大部分が事前にリークして行くようであるのに，それでもなお会計利益情報がその公表時に多少なりとも影響をあたえうるのは何故か。」

この問に対する1つの答は上において，すでに与えられた。すなわち，会計（126）Ez正a

Tme

Solomon，

Yie1♂

，in

Retum

on

Investment：The

RelationofBook

A．Rappaport，ed。，∫m力7mακom力7Decづ54om

Yield

to

M

肋m＆

Prentice−Hall，1970，p−323．

1−9

経済経営研究第23号（1）

情報は，投資家の将来株価予想は変革しえないとしても企業成長予想は変革しうる，という仮説が，その答である。

しかし，いっそう深く考えてみよう。そもそも，会計情報が投資家の抱く期
待にたいしてインパクトを与えると云う時，そのインパクトのあたえ方は，期待を変化させる（変革する）ということに尽きるであろうか。もっと異なったインパクトの与え方はないであろうか。

Pat㎝（Jr．）は，上に紹介したBenstonの研究について論評したさいに，次のようにのべた。「彼（Benst㎝一引用者）はつぎのように述べた。「もしも実際の利益と予想された利益とが同じならば，その株式の市場価格が変化するであろう，と予測すべき理由はない。」……（しかし一引用者）あるアナリス
トがある特定の会社の諸活動を注意ぶかく跡づけていると想像せよ。ある時点において，公表された利益データにより彼の予想が確認（Confim）されると仮定せよ。この確認一意思決定状況における1つのエレメントとしての一は，『売れ」又はr買え」という勧告を出すように彼をうながすかもしれな
い。その確認（confimation）は，市場で行動を結果するかも，またしないかも知れない。一・・『確認」は，おそらく，会計データの公表を待ってはじめて（127）行なわれる。」

Patonのこのコメントが示すように，投資家の事前の期待にたいする会計情報のインパクトのあり方には，少なくとも2つありうる。1つは，その期待を変化させるということ，他の1つは，その期待を確証するということ，である。

では，このような「期待の確証」ということは，もしも現実に存在するとす

れば，どういう型であらわれ，どういう社会的機能を発揮するか。Ba11㎝dBrown（1969）によれば，耕しし）情報が投資家に提供された場合，それは2つ（127）W．A．Pat㎝，Jr．， Discussi㎝of Pub1ished Corporate A㏄omting Dataand St㏄k Prices ，Empirica1Research in Accounting：Se1ected Studies

1967，∫m〃mm㍑o肋e力m舳180oグλ㏄omm肋g地5m励，1967，PP．20−21．

会計利益情報と株主意思決定（中野）（128）の機能をもつ。1つは「当企業の価値にかんする期待の改訂」であり，これは自明である。しかしまた，「企業価値について生じうる分散の減少（reduCtiOn
（129〕

in

the

potentia1variance

of

the

value

of

the

fim）」という効果をももた

らす。すなわち，情報が新しくあたえられると，当企業の諸活動と業績が未知であることに起因する不確実性が減ぜられる。不確実な世界にあっては，いかに情報の事前的なリークが存在していても，それは公認された最終データではない以上，ある平均値を中心とする期待のバラツキは残っているであろう。最終的な会計データの公表は，この分散を減少させるという効果をもつのではな（I30）かろうか。このことは，株価および株式報酬の分散を減少させる。

このように，「期待の確認」という型での情報インパクトがもつ機能は，企
業価値と企業業績にかんする予想のバラツキないし変動（人々の間そしてまた同一個人内での）を縮少させ，このようにして株価と株式報酬についての変動を減少させる（i，e．投資リスクを減少させる）点にある，と考えられ乱
そこで，会計情報のインパクトとして，「予想の確認」ということを我々は考慮しなければならない。上のGOnedesの研究により，「将来株価にかんする予想」を変化させるという機能を会計情報がもつことは，証明されなかった。しかし，その予想を確認することにより，株式投資リスクを減少させるという働きは，会計情報の申に存在するのかもしれない。また，Martinの研究からは，「企業の成長性にかんする予想」を変化させるという働ぎを会計情報がもっものではないか，と筆者は考えた。しかし，株価収益率と企業成長予想との関連は決して100％ではない。

したがって，この推論は統計的に確証されたものではない。しかし，このようにして，かりに「企業成長予想」を変革しないとしても，それを確証することはありうるのかも知れない。
（128）Ray

Ball

力m伽

and

PhiIipBrown，

Po正tfolio

TheoryandAccounting，丁屹eoグλ㏄mm肋星Re∫emcゐ，Autumn1969，p．315．

（129）

エ

（130）

∫｝才以，p．316．

泓，p．315．

181

経済経営研究第23号（I）

このようにして，会計情報が投資家の期待におよぼす影響のあり方として，「期待の確証」ということを導入すると，「会計利益情報が（事前のリークにもかかわらず）その公表時に多少なりとも影響をあたえうる」理由を説明するための仮説の内容を，いっそう豊かにすることができ・乱要約すると，次のように云えよう。この節では会計情報が投資家の抱く期待にたいして，どのように作用するかを考察した。この考察は，前節までの諸結論を支えている証拠をさぐるという意義をもつのである。2様の問題が提起された。第1に，「公の会計利益情報が投資家の意思決定に大きくは影響しえな
いのは何故か」ということを考えた。利益情報に関連をもつ企業情報のほとん
ど全部が利益発表よりも以前に株式市場へ流出するということが，この問に対する量的な理由である。しかし，今1つの（質的）理由がつけくわえられた。
それは，会計利益情報というものが投資家による「将来株価の予想」にたいしては取るに足る変化をあたええないということであ乱たかだか，「企業の成長性にかんする予測」に変化ないし確証をもたらしうるにとどまる。

第2の間は，第1間を裏から見て，「情報リークにもかかわらず，公の会計利益情報はその公表時に（大きく帆）としても）有意な影響を投資家にあたえうるのは何故か」を考察した。第1の答えは，もちろん，企業成長予測にたい
してはカレントな会計情報が影響をおよぽしうることである。そして第2に，その（情報の）影響の仕方として，（何らかの）期待を積極的に変化させることの他に，それを事後的に確認することも，かぞえられうることを主張した。

たとえば，会計情報は，投資家による将来株価にかんする予想を一般に変化はさせなくても確証をあたえ，それを通じて予想の変動とバラツキを減少させる
ことが考えられる。この仮定が現実にあてはまるならば，それは，会計情報の投資家にたいするインパクトがゼロでない1つの理由となるであろう。

182

会計利益情報と株主意思決定（中野）

11．結

論

この論文の研究目的は，普通株投資家グループの売買意思決定にたいして会
計利益情報がいかに役立っているかを調べることである。筆者の研究上の立場
では，これらの会計問題は計量的に研究されねばならない。多くの諸論文の調査結果を検討することにより，一応，現在のところ，以下のような暫定的結論
に到達しれ

（ただし，

これらはあく迄もアメリカ合衆国での現状分析である。）（1）事前に外部に流出する企業情報をもふくむ全体としての会計利益情報

は，普通株投資家の意思決定にたいして取るに足るインパクトをあたえている。

（2）公式的利益発表もまた，ある短期的効果を投資家にあたえている。
（3）しかし，公式的利益情報のインパクトの程度は，その情報が株価にあたえる変動の大き一さにより測定すると，かなり小さい。

（4）公式的利益情報のインパクトがそのように小さい1つの理由は，公表利益情報と関連をもつ諸企業情報が，株式市場へ事前にリークすることである。
（5）投資家達は，受取った利益情報を解釈し利用する場合，はじめは受動的
情報利用を示すが，やがて主体的情報利用に移行する。ただし，このことは，利益操作の存在とその影響の大きさが，彼等によくわかるケースについて調査した場合である。

（6）公表会計情報が投資家の意思決定におよぼす影響が小さい理由は，情報のリークという量的理由のほかに，その情報は投資家達の将来の株価にかんする予想を変化させることはできない一確証はするかもしれないが一のであり，高々，当企業の成長についての見込みに対してある影響（変化又は確証）をあたえうるにとどまるということ，にも存している。裏から云えば，これらの理由は，会計利益情報が小さいながら，ある有意なインパクトを投資家にあ103経済経営研究第23号（I）

たえている理由でもある，と考えられる。

これらの結論は，諸研究者達が適用していた統計的手法の妥当性をかなりナ
イーブに信頼した場合に一応ひきだされうるものである。統計学的にいっそう厳密な検討をくわえるならば，上の結論のうちいくつかのものには留保がつけられるかもしれなし）。このように考えるならば，上の諸命題は，多少の妥当性を持っているが．まだ高度の確証はなされていない仮説の集合として理解されるべきであろう。

上の諸命題はいかなるインプリケーションを会計学にたいしてもっているか。この問題の本格的な検討は別稿にゆずりたい。しかし，筆者にとっては，
公表利益情報の投資家へのインパクトが，企業情報の事前的な漏洩のために，かなり小さいということが印象的であった。このことは，もしもコストの面から許されれば，現行会計情報の意思決定への役立ちを高めるためには，もっともタイムリーこ情報提供を行なうべきこと，とりわけ予算等の未来志向的情報（I31）

を外部利書関係者に提供すべきことを，示唆するのではなかろうか。
（131）英国では，目論見書の申に企業予測情報をふくめることが近年義務づけられている，と伝えられる。アメリカ合衆国でも最近，予算を年次報告にふくめることにかんする論文や世論調査が多く見られている。

Skousen，Robert

A．Shaエp

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Systematic／bmクmα184

DiscIosu正eofCorporate，Ja1＝1・一Feb・1973，pp・64−71・

F物

粥。加

S．GrayIII，n

砂3お力mm〃，

Proposals

Forecasts，〃mmcわiforλ〃α砂5チ5単純最小2乗推定量の有効性
巾等共分散行列の場合
定

1．ま

え

道

が

宏

き

一般線型モデルの最良線型不偏推定量（BLUE）に関する定理としてGauss・Markov定理，Aitken定理があるが，何れも誤差項の共分散行列と説明変数（1）の積率行列がともに正則な場合に限られていた。しかし，線型代数における一（2）

般逆行列の研究が深まるとともに統計学にも応用されて非正則な共分散行列，

非正則な積率行列の場合にも適用しうるようGauss−Markov定理の一般化が（3）行われた。この一般的な仮定の下では逆行列記号を一般逆行列記号でおきかえ

たAitken推定量（準Aitken推定量と以下では呼ぶことにする）は，必ず（4）

しもBLUEとはならず，また単純最小2乗推定量より有効であることさえもいえない。本稿では，（1）共分散行列が巾等行列であるときには単純最小2乗

推定量がつねに準Aitken推定量より有効であることを証明し，（2）Basmam

推定量は共分散行列が巾等行列であり，しかも単純最小2乗推定量がBLUEなるための必十条件を漸近的にみたすモデルの単純最小2乗推定量であることを示す。第2節では一般逆行列の性質を概略し，第3節では一般化された（1）Theil（1971）p−119，p．238．

（2）Bou11ion
みよ。
（3）Zyskind

and

and

Ode11（1971），Rao

andMitra（1971）およびその巻末文献を

Ma工tin（1969）．

（4）AIbert（1972）p．92．

185

経済経営研究第23号（I）

Gauss・Markov定理をのべ，第4節では巾等共分散行列の場合の単純最小2乗

推定量の有効性を調べ，第5節ではBasm㎝n推定量についてのべる。

2．Moore−Pemose一般逆行列（5）

一般逆行列に関する基本定理を概観しておこ㌔〔定義〕任意の行列λに対して次の4つの等式をみたす行列XをλのMoore・Penrose一般逆行列（簡単に一般逆行列）といい，X＝λ十で表わす。
（2．1）

λXλ＝λ

（2．2）

XλX＝X

（2．3）

（λX）

＝λX

（2．4）

（Xλ）

＝Xλ

〔定理

2．1〕任意の行列λに対して一般逆行列λ十は一義的に定まる。

まず，一義的であることを示す。λ十とBがλの一般逆行列とすると，何れも（2．1）一（2．4）をみたすから
B＝BλB＝B（λλ十λ）B＝B（λλ十λ）λ十（＾十A）B
＝（BA）
≡（λ

（A＋A）

λ十

A＋（AA＋））λ十（λ十

（AB）

＝（〃B

〃）λ十

λ十λ十

（〃B

〃）

〃）＝λ十（λλ十λ）λ十＝λ十λA＋二λ十となりB＝λ十に一致する。つぎに，λ十が存在することは〔定理〔定理2．7〕とより明らかである。

（注2．1）λが正則であるとき，λ十＝λ一工（注2．2）λが巾等であるとき，λ十＝λ2．5〕と〔定理2．2〕（λ十）十＝λ一般逆行列の定義式はXとλとが対称関係にあり，X＝λ十，X＋＝λ，
したがって（λ十）十＝λとなる。

（5）詳細についてはRao
186

and

Mitra（1971），A1bert（1972）をみよ。

単純最小2乗推定量の有効性：巾等共分散行列の場合（定道）〔定理2．3〕（〃）十＝（A＋）・

定義式の転置をとればよい。
〔定理

2．4〕（〃λ）十＝λ十（〃）十，（λ〃）十＝（〃）十λ十

定義式に代入して等式が成立することをみればよい。例えば＝λλにX＝λ十（）十を代入すればλ＝〃ムλ十（λA＋λ）二λ（注〔定理

λλ十λミλ

λλ十（A

）十λ

λ＝

λX

λ

λλ十（λλ十）

λ．

2．4）一般に（λB）十キB＋A＋2．5〕λ十＝（〃λ）十〃二λ・（λλ。）十〔定理2，3〕と〔定理2．4〕とを用いてλ十＝λ十λλ十＝λ十（λλ十）＝（λ十λ十

）λ

昌λ

）十．

（λλ

（注

＝（λ

A）十λ

λ十＝λ十Aλ十＝（λ十λ）

λ十＝〃（λ十λ十）2．5）（i）〃λが正則であるとき
λ十＝（λ

（ii）λ

λ）■1λ

が正則であるとき

λ十＝〃（λλ）一I

これは，〃λまたはλ〃が正則行列であるときλ十を具体的に表わす式である。

（iii）一般に次のようにも定義され乱λ十二1im（〃λ十λJ）■ユλ

白1imλ

』→o

〔定理

（λ〃十λエ）一ユλ→o2．6〕γ（X）をXの列ベクトルで生成される線型空間とするとき

γ（A＋）；γ（λ十λ）＝γ（λλ十λ＝（λ十λ）

＝λ

）．

（λ十）

γ（λ十）⊆γ（λ十λ），λノ＝λよりγ（λ十λ）⊆γ（んλノ十λ；λ十（λλ），λ十＝（λ十λ）λ十より）よりγ（λ）⊆γ（λ十）．

以

上より
γ（

）⊆γ（λ十）⊆γ（ん十λ）⊆γ（）となり表式をうる。

〔定理2．7〕λが対称行列であるとき
18一

経済経営研究第23号（I）

A昌τDτ

，ム十宝TD＋τ

ただし，τはλを対角化する直交行列であり，Dはλの固有根を対角要素とする対角行列であり，D＋は0のゼロでない要素をその逆数でおきかえた行列である。

一般逆行列の定義式に代入して等式が成立することをみればよい。
（注2．7）λが対称行列であるとき，ゼロでない固有根を対角要素とする対角行列をD，対応する固有ベクトルからなる行列をτ・とすれば，A＝
τ、D・τ・，λ十＝τ・D・一1Tユ．

〈〔定理2．8〕任意のベクトルッはγ（ん）のベクトルッとγ（λ）の直交＾〈補空間肝（λ）のベクトルッとの和として一義的に表わされる。ツはγ（λ）
〈へのツの射影とよばれ次式で与えられる。ツ＝λλ十ツ〔定理〈2，9〕ツのγ（λ）への射影ツはγ（λ）の中でツヘの距離が最短であるベクトルである。したがって（ツール）のノルムHツールllを最小にす

る

は次式をみたす

である。

〈

λ

＝ツ＝λλ十ツ〔定理2．10〕λX＝Bが解をもつための必十条件はλλ十B＝Bであり，解は
X＝A＋B＋（J一λ十λ）Zで与えられる。ここにZは任意の行列である。
（注2．10）山ツール112を最小にするは次式で与えられる。

＝A＋ツ十（五一λ十λ）z〔定理2．11〕llツーん112を最小にするは一義的に定まり，

108＝λ十ツで与えられる。

のうち最小のノルムをもつもの

単純最小2乗推定量の有効性：巾等共分散行列の場合（定遺）（6）3．一般化されたG舳ss・M趾kov定理
線型モデルは次のように表わされる。
（3．1）

ツ＝λ

一トm

ツは（揃×1）の従属変数ベクトル，＾は（nx冶）の石個の非確率変数からなる説明変数行列，

は（屋x1）のパラメーターベクトルである。〃は（π×1）の誤差項ベクトルであり，平均値O，共分散行列γ2の確率変数である。
（3．2）ε作O，ε伽㌧γ2

ある与えられた既知の係数をもつパラメーターの一次関数をパラメーター関数とよぶ。パラメーター関数ηは既知の係数ベクトルをλとするとき次式で与えられる。

（3，3）η＝V

ηの不偏線型推定量が存在するとき・，ηは推定可能といわれ孔〔定理3．1〕ηが推定可能であるための必十条件はλ十A＝λである。
線型推定量は，旦を非確率ベクトルとするときμツで与えられ孔であるためにはεμツ＝v件である。任意の
（3．4）

ノし

をみたす

，

したがってμル＝λ

不偏であることが必十条

に対してこの式をみたす∫が存在するためには二λが存在しなければならない。

したがって

〔定理

2．10〕

より

λ十λλ二λをうる。

〔定理3．2〕η＝λ

〈

〈

（7）

が推定可能であるとき・η＝μツはBLUEである。

ただし
く

（3．5）

＿

＝（∫一γ十γ）（ノけ）

λ（3．6）γ＝γ（∫一〃十）（6）Zyskind

andMartin（1969），Albert（1972）PP．85−93．

（7）この定理の以下の証明はAlbert（1972）P．89．によるものである。
189

経済経営研究第23号（1）ηは推定可能であるから！は（3．4）をみたす。〔定理（3．7）＝（ノピ）十λ一（∫一ノユノ⊥十）zユ

εμツ＝μλ＝λであるからμツの分散はε（μツーv＝ε（μ刎）2＝μγ2王＝l

W！12＝llγ（Aγ十γ（〃）十λ十（∫一γ十γ）狐一2．10〕より＿）十λ一γz．l12．

（注

ル）2

2．10）よりzF（3．7）に代入して＿＝（∫一γ十γ）（λ十））』ε（μツ．五

＿

〈

＿

＿

λ一（∫一λλ十）（∫一γ十γ）z2二j一（∫一λλ十）（∫一γ十γ）助

また，
川

く

ε（μツーμツ）2＝娩

＿

＿

＿

（∫一γ十γ）（∫一λλ十）γ2（∫一λλ十）（J一γ十γ）z2＝llγ（エーγ十γ）z．1」2＝0〈となり，確率1でμツニμツ。

〈

したがってηのBLUEは確率1で

ツと表

わされる。

〔定理

3．3〕一般化されたGauss−Markov定理

く一（3．8）工＝（∫一γ十γ）（λ十）

とするとき
（3．9）

く

く

コ＝＝エノツに関して次のことが成立する。
〈（3，10）ε ＝λ十んく

（3．11）λ＾〈ε（はBLUEである。

＾＿

昌ε〃ツ＝〃ル＝λ十λ卜λ十γ（γ十）．

＿ル．（γ十）＿

γλ＝γ（エーλλ十）λ＝O）したがってλ十γ（γ十）〈が成立。一方，V

〈

＝VL

〈

ツ＝μツ．

〔定理

一

一

λ＝（γγ∫）十γλ三〇・λ＝Oとなり（3．10）〈

3，2〕よりV

はBLU亘である。

4．巾等共分散行列の場合の単純最小2乗推定量の有効性
共分散行列が正則である場合，準Aitke皿推定量

BLUEである。
190＝（〃V2＋λ）十〃V2＋ツは

単純最小2乗推定量の有効性：巾等共分散行列の場合（定道）〔定理

4．1〕γ2が正則であるとき，〔定理く（4．1）トγ3．3〕のムは2λ（〃γ一2λ）十（8）〈で与えられる。そのとき，；（

γ■2λ）十γ一2ツ．

しかし，共分散行列が正則でない場合，準Aitken推定量は一般にはBLUEとならない。また，単純最小2乗推定量に比して有効であるか否かも不明である。以下では共分散行列が巾等行列である場合について単純最小2乗推定量の有効性について調べてみよ㌔その場合，さらに次の仮定をおく。
（4．2）〃γ2λは正則である。

この仮定によって

λも正則となる。

したがって

λ＝∫としても一般（9）性を失わない。

単純最小2乗推定量およびその共分散行列は次式で与えられる。
A（4．3）炉λ十戸（〃λ）一1〃ツ＝λツ（4．4）Coη（A ）＝〃γ2λ

一方，準Aitken推定量とその共分散行列は次のようになる。

ただし，（γ2）十＝γ2．

（4．5）＝（〃γ2λ）■1〃γ2ツ（4．6）Coり（Aと一）＝（〃γ2A）一1はともに線型不偏推定量であり，その何れがより有効であるかは共分散行列の差が定符号行列であるか否かを調べればよい。
（4．7）M＝（〃γ2λ）一L（〃γ2λ）

〔定理
（4．8）

2．7〕より7■ハ47，

γ明は対称行列であるから直交行列丁が存在して＝7リつ一17■一コ1工）τ

＝7『（j）一1−jワ）7■

ただし，Dは〃γ2λの固有根を対角要素とする対角行列である。
（8）証明はAlbert（1972）PP．90−91をみよ。
（9） λキ∫のとき，T λ λT＝∫となる正則行列τが存在する。

したがツ＝（λτ）（T−1∬）十mと変形すれば，T■1κのBLUEとκのBLUEとは必十条件の関係にある。

191

経済経営研究第23号（1）ってMの固有根は，られる。

γ2λの固有根をδ｛で表わせば，（δ

一」δ

）で与え

さて，γ2は巾等行列であるから，その固有根はすべて1またはOである。〃γ2λは正則であるから，その固有根はすべて正であり，

また

（1O）

PoincareSeparation定理によって1より大き・くならない。つまり，0＜δ1≦1．

したがって（δ一1一δi）≧Oとなり，Mの固有根はすべて非負となる。Mが半正値定符号行列であることになり，単純最小2乗推定量が準Aitken推定量より有効であることがわかる。

〔定理

4．2〕線型モデル（3，1）において誤差項の共分散行列が巾等行列であり，仮定（4．2）が成立するとき，単純最小2乗推定量は準Aitken推定量
より有効である。

この場合，単純最小2乗推定量は一般にBLUEとはならない。

5．Basmam推定量
単純最小2乗推定量はllツール112を最小にするのうち最小のノルムをもつものであり次式で与えられる。

A＝ノ1＋ツ

（5．1）

＾
5．1〕λ

〔定理

がλ

のBLUEであるための必十条件はγ（γ2λ）⊆

γ（λ）である。

λのBLUEは〔定理3．3〕よりVるための必十条件はλめにはλλ十（∫一γ十γ）

λ十（γ十γ）

ノー十（17＋17）

SePa「atiOn定理

Bを（m×K）行列でB（」B

ノuB）≦λλπ一ゴ（B

ただし、λ192

で与えられる。両者が等しくなツ＝λλ十篶ツに関係なく成立するた

また，すべてのλに対して成立するためには＝0o（10）POinca「e
λ

＝0。

〈

Rao（1965）p．52．

β＝∫Kとするとき（ノ⊥）

4＝1，・・・…

）≧λ〃一j（λ），K

トO，1，……，K−1（乃はzの第4番目に大きい固有根を表わす。

単純量小2乗推定量の有効性：巾等共分散行列の場合（定道）〔定理2．6〕よりγ（λ十）＝γ（γ）であるから（γん）＝γ（λ）であるからγ十γλ畠O。さらにγ（γ十γ＝O。したがって）

γ呂（五一λλ十）＝O。γ（J−AA＋）筥γ⊥（λ）であるからγ（γ2λ）⊆γ（λ）。

同時方程式体系モデルの一つの構造式は一般に次のように表わされる。
（5．2）ツ呈Zκ十〃

ツは内生変数ベクトル，Zは他の内生変数および外生変数からなる説明変数行列，は構造パラメーターのベクトルであ孔ωは誤差項のベクトルで平均値と共分散行列は次式で与えられる。
（5．3）

εu＝O，

ε

ω

呈J

すべての外生変数からなる行列を〃で表わすとき，
（5−4）

C＝H（H

H）

工H

は巾等行列である。
《

Basmann推定量
＾

（5．5）

＝（Z

（11）

は次式で与えられる。

CZ）一ユZCツ＝（CZ）十ツ

さて，Zは他の内生変数を含んでいるから誤差項〃と相関している。しかし，（5．2）にCを乗じた式では（5．6）Cツ＝CZ

十Cn

説明変数CZと誤差項C（12）とは漸近的に相関しなくな乱また，誤差項の平均値と共分散行列は（5．7）εC炉0，Coη（Cとなる。さらに，〔定理）＝C5．1〕の条件がつねに成立している。すなわち，（5．8）γ2λ＝C・CZ＝CZ雪λ（11）Basmann（1957）．

（12）巧を説明内変数行列，凪を説明外生変数行列とすれば，Z＝（巧，1）。γ、の誘導型をη；〃n・十万で表わす。■・は誘導型係数行列，巧は誘導型誤差項である。

p1im（〃H）・1〃巧岩n1であるから
li・亙（・・）…一1i・〃…一1i・嚇粥1書；1：〕舳一1募：1〕1i・舳一・193

経済経営研究第23号（I）

以上から（5．6）の単純最小2乗推定量は漸近的に最も良い推定量であるこくとがいえる。それは一致する。

＝（CZ）十ツで与えられ，（5．4）のBasma㎜推定量に

このとき，一般化されたGau附M1arkov推定量，準Aitken推定量，単純最小2乗推定量はすべて同一となる。したがって次の定理をうる。

〔定理5．2〕Basmam推定量は共分散行列が巾等行列であり，しかも単純

最小2乗推定量がBLUEなるための必十条件を漸近的にみたすモデルの単純
最小2乗推定量である。
〈

Basmam推定量はまた（5，2）の拡張操作変数推定量であることがいえ（13）る。拡張操作変数推定量は次式で与えられる。
〈

（5．9）

＝〔（WZ）（WZ）〕一1（WZ）

Wツ

wは操作変数行列で（5．10）

W＝F

C

ここに，FはCのゼロでない固有根に対応する固有ベクトルからなる行列である。

（5．2）にWを乗じると（5．11）F

CツニF

CZ

十F

Cm

このとき，誤差項の平均値および共分散行列は（5．12）ε〃C仁0，C・砂（FCm）＝∫

で与えられる。したがって拡張操作変数推定量は（5．11）の単純最小2乗推定量に一致し，（5，9）で与えられる。

（5．9）を変形すればく（5．13） ＝〔Z （CFF C）Z〕＿1Z （CFF C）ツ

となる。

（注

2．7）よりDド∫，＝C・0・C＝Cとなり，二CであるからCFF（5．13）は（5，5）のBasmam推定量に一致する。

（13）Sadamichi（昭和47年）P・64．
194

したがってFFC

単純最小2乗推定量の有効性；巾等共分散行列の場合（定道）

考（1）Albert，A．，肋gms55m
Pエess，1972，NewA

coefficientsMθogeneralizedina（3）Boullion，T．ana
New

m6肋e

献

置・Pmm5eP5m北4mmse，Academ三。

York．

（2）Basmann，R．L．，
of文

structuraIclassical
equation

methodof1inearestimation，亙ωmme切。α，25（1957），77−83、Odell，P．，Gmem〃m7me㈹M

舳e5，Wley，1971，

York．

（4）Kmska1・一一W…When

are

the

Gauss・Markov

identical？Acoordinatefreeapproach（5）Mitra，S．K．and
simpleleast

theory（6）Rao，C．R．，〃mm∫チ
1965，NewIeast

squa■esestimators，λMS，39（1968），70−75．

Rao，C．R．，・Conditions

squaresmd

foroptima1ity

andvalidityof・，λMS，40（1968），1617−1624・

桃地αU卯拓mc2md〃5切〃。〃m5，Wi1ey，

York．

（7）Rao，C．R．and

Mitra，S．K．，0mem〃地6∫mm脳。グ〃α〃。esαnd〃5

助枇肋m5，Wiley，197i，New（8）Sadamichi，H．，

York．

操作変数推定法の一般化について，国民経済雑誌，125（昭和47年），60−73．

（g）TheiI，H。，PmImc刎e50グ五ωmom召mc∫，North−Ho11and，1971，Amsterdam．
（1O）Watson，G．S．，・Linear

Least

squaresregression，λ〃S，38（1967），1679−1699．

（11）Zyskind，G。，
best
38

and

On

simplecanonical
least

forms，nonnegativesquarescovariancematricesline趾estimatorsinmode1s．λMS，Onestimation

andgenera正linearand（1967），1092＿1109．

（12）Zyskind，G，andGauss−Markov
coval＝iance

MartinF．B．，

theoremstructu正e，

in

best

linear，S∫ノ1ルf／bm7，om

linearmodelswitharbitrary／1力ゆ五．Mαfゐ．，17

anonnegative（1969），ユ190＿1202．

195

経済経営研究第23号（1）196明治期「三ツ割」制度の一考察＊
高

1．

2．

は

し

が

橋

久

一

き

「三ツ割」法について

3．

山口家布屋両替店の財務管理について

4．

むすび一策百四十八国立銀行について一

1．はしがき近世における商業・貸付資本の在り方が，し）かに近代に連続し，あるいは非連続の連続をするかの問題を，銀行史のなかで捉えてみたい。そのさい焦点を
資本の蓄積過程におき・，いわゆる前期的商業資本と呼ばれるものが，激動する

幕末・維新期を経ての近代化過程のなかで，どのように自己発展を遂げ，やがて日本資本主義発展史上，いかに大きな役割を果すまでに巨大な資本となることができ・たのかを究明してみたし）と思う。

本稿では以上の問題について，事例を三和銀行の前身である大阪・山口銀行

および鴻池銀行にとり考察す乱

ことに中心を個人銀行時代の山口銀行におき・，同行の母胎である幕末・維新期の両替店経営に遡って，その財務管理制度の発達過程を分析し，爾後，大正期の株式会社組織にいたるまでを追求す孔
主として山口銀行を事例にとった理由は，幕末・明治・大正期の山口家の事業経営は，一応金融機関関係の諸事業が主力であり，前述の目的を果すには格好＊本稿は昭和47年度文部省科学研究費補助金による研究成果の一部であ氏
19一

経済経営研究第23号（I）の素材と考えられたからに外ならない。すなわち，山口家の財務管理ことに会計技術が，江戸時代から近代へと連続するものがみられ，また同家の利益処分法にわが国固有の特徴である「三ツ割」法が，相当長期に亘って用いられている点にある。

しかし，

ここでは山口家の経営そのものの分析をする余裕がな

く，ごく簡略に述べるに止める。

まず，わが国固有の会計技術とも考えられる利益処分法における「三ツ割」法について述べ，ついで山口家布屋両替店・第百四十八銀行・山口銀行の順に，その経営について考究する。おわりに大阪における個人銀行・山口・鴻池・加島銀行などと，株式銀行・三十四・近江銀行などとの比較により，利益処分に現われた特色を明らかにして，個人銀行の性格を探究してみたい。しかし，本
稿では紙数の関係もあって，江戸時代から明治前期に及ぶ間における「三ツ割」制度の在り方についての考察に止める。明治期個人銀行の性格についての究明は，別稿に譲りたい。

2．
（1）「三ツ割」法について

江戸時代における三ツ割法ビ）伊勢商人の場合「三ツ割」法については，現在のところ管見にして，元禄期における江戸木（1）
綿問屋長谷川次郎兵衛家の算用目録帳に掲げられたものである㌔長谷川家の場合，江戸の木綿間屋は松坂の本家とは実質上別会計であり，江戸の木綿問屋
は長谷川本家から店元金の提供をうけ，番頭・手代を中心にして間屋経営を行（2）ない，利潤を計上するシステムをとり，独立会計であった。長谷川家が江戸の（3）
木綿間屋として成立した直後の元禄期の資本構成はつぎのようであった。
（1）北島正元編著「江戸商業と伊勢店」，170頁。
（2）同書，169頁。
（3）同書，169頁。
198

明治期r三ツ割」制度の一考察（高橋）本家からの店元金分と手代元金（手代出資の資本金で退職のさい利足をつけて本人に与えられる）によって構成されてし）るが，後者の比重が意外に犬き一い。それは毎期計上利潤の3分の1が手代取分となり，残りを長谷川本家が受取るように
く4）なっていることにもうかがえる。

この事例として元禄11（1698）年2月の算用目録帳には店元金の分配が示さ
（5）

れている。

（4）同書，171頁。

（5）江頭恒治『近江商人中井家の研究」によれば，同家には「出精金」「出世金」と呼ぶ制度があった。この制度にはつぎの三種のものが行なわれているとされる。すなわち，①

末端の出店で支配人の勤労意慾を刺激するために，給料以外に徳用の配分に持歩を与える制度である。相馬店の場合については，天明3（1783）年制

定の「相馬店定目」につぎの記載がある。

（同書、784・785頁）

一，店塑性金
千両也
一，利
息
月六朱
但し，閏月も桂1り侯事

一，店歩割

廿歩

内

十歩
仙台持
又 九歩
中井持
又 壱歩
支配人
是は出信金に遺す，尤損金之参侯節は，十九歩に可仕侯
一．利息年々本店へ為差登可申侯事
徳用之分は，右利息勘定にて店に預り置可申事
この場合，出情（精）金とは労務に対する賞与というほどの意味である。
利益配分は底積立金80％で，あと2％のうち中井家の取分が19％，残りは支配人に対して労務出資分を1歩として認め，しかも欠損が生じたときでも19
歩として計算し，支配人には負担をかけない仕組である。自己資本利子である塑性金に対する月6朱の利息は，年々本店へ納付され，徳用（利潤）は同店の積立金として内部保留され，これも月6宋の利子付で計算される。
⑨

店員の給金を一定の利息つきで積立てておき，退職のさいに開業資金として返還する制度であ乱 「奉公人給分小遣積金」と呼ばれ乱③年々の利益金の申から一定の利付きで積み立てられ，その額も多く，退職金や賞詞金・別段賞詞金などは、このなかから支払われ乱
享和2（1802）年の仙台質店の店卸目録における利益処分はつぎのようになっている。

（小倉栄一郎『江川申弁家帳合の法」159・工60貢参照）

利益■［：：ζ一■二畿塞蟻三内申保（但し利益は利息控除後の利益）199

経済経営研究第23号（1）

引残金六捨三両壱歩

銀八匁壱分五厘

三ツ割
一，金弐拾壱両

銀七匁七分壱厘右は源兵衛延金也
一，金五拾両三歩

銀九匁六分

弐口合金七拾弐両

銀弐匁三分壱厘

内金六両弐分

銀壱匁弐分

源兵衛元金

借シ引

引残金六拾五両弐歩

銀壱匁壱分壱厘

一，金四捨弐両壱分

銀四分四厘

右者店延金也
一，金千両

店元金

三口合千百七両三歩ト銀壱匁五厘
内一，金四捨弐両壱分銀四分四厘
右ハ伊勢へ上ス
引残金千六拾五両弐歩

銀壱匁壱分壱厘

この事例にみられるような店元金と「利益金の分配」いわゆる「三ツ割」制
度は，ぽぽ元禄16（1703）年8月まで行なわれている。その後，「三ツ割」制
度が行なわれなくなった理由は必ずしも明らかでないが，北島正元氏は「元禄期と享保期以降の総資産規模の拡大と関連していることは見逃すわけにはいかない」とされている。
（口）近江商人の場合

つぎに近江商人西川甚五郎家の場合について考察する。江戸出店の開店は元

和元（1615）年といわれ，店名は当初は近江屋作右衛門，のち作兵衛と号した。営業の中心は蚊帳と畳表で，高宮嶋・晒類，あをはななども売買し，元文3（6）（1738）年には弓売買をはじめ，さらに安政年申からは小間物も取扱った。寛（6）「西川四百年史稿本」15・16頁。
200

明治期「三ツ割」制度の一考察（高橋）政11（1799）年7代目西川利助は家政の大改革を行ない，積立金および「三ツ割銀」制度を制定しれ積立金制度はそれまで除銀などによって積立金をしていたが，これを整理し，「勘定三法」を樹立しれすなわち，火事による類焼のさいの再建資金を確実に備えることを眼目に「普請金・仏事金・用意金」という三法による積立金制度を制定した。このために地代，純益の一部をこの積立金に充当し，直接営業資金へ繰込まないで，それぞれの積立金自体も確実な担保をとって貸付けておき，その元利が一定額を越えれば，さらに土地・屋敷（7）を買入れ，それを掛屋敷として貸付けて行くという方法をとった。この三積立金は後述する準備積立金の性格をもち，その財源は，普請金の場合「大坂仕入金内式分引」の累積であり，仏事金の方は「持分地代ニテ仏事帳定書之通相勤ム可キ事，尤類焼之用意トシテ弐百両遊金之レ育ル可キ車」とされ，用意金については江戸表の地代および貸付利足などによって資金の蓄積を進め，「樹屋舗普請用意三百両，其上本家之違変」の用意に準備するものとなっている。用意金の運用は「第一に，普請金，仏事金等からの借入れに対する利子払いや一時立替え等により，他の積立金制度の円滑な運用を支える。第二に，管轄下にある家屋敷土地の維持，保全を行なうことによって，不動産の形をとった蓄積を確保し，不時の出費に備える，という機能を果していたのであるといえよ

（8）

う。」

「三ツ割銀」の制度は毎年二期勘定の純益の3分の1を奉公人に配分すると（9）いう一種の賞与制度であり，出情意慾の増進を計ったものであった。さきの積（10）

立金三法に先立つ寛政元（1789）年以降実施され，明治に及んでいる。同家の（7）同掲書，8頁。
（8）同掲書，94〜10G頁参照。高村直助氏は，「経営の拡大，支店の増加という傾向の中で，このような資金の動きにも一定の機構的な処理が要請されてくるのであると考えられる」と述べている。（同書，88頁）（9）同掲書，8頁。
（1O）同春には「三ツ割銀」の一例として，安政5（1858）年に江戸店に奉公したものの場合を示した，安政5年から明治n年後期にいたる配当額表が掲げられている。（同掲書，39頁）

201

経済経営研究第23号（I）

別家は独立自営のさいに，自営資金を本家から与えられるが，それは江戸中期
までは，その時々に応じて本家から元手金と称して支出されていれしかし，「三ツ割銀」の制定以後は，この制度と結合された。すなわち，当初この「三ツ割銀」は，「私共之商内高ヲ以」て店支配人から店員各自に渡され，その使用をゆだねられたようであるが，毎期に入る収入が奉公人の間にぜいたくの風をもたらし，また彼らの遊び心を誘発するという害を持つとされ，2代目利助が当主となった享和2（1802）年からは，これを本家預けとした。そのうえ，「店不動ハ不甲及家内不堵之物又ハ小遣（店経費）等定敷ヨリ遣過仕侯節ハ右（11）

御預ケ申上條銀高ニテ御引下サレ侯」という改定を行なった。このように「三ツ割銀」は本家に積立てておき，（一定の利子を付与される）独立のさい店員に渡される仕法である。店員は別家として独立するにさいして，在府申の賞与の積立額を受取り，自営の資金とすることとなった。

この「三ツ割銀」制度は，毎年二期の勘定のつど，各府の「正味銀」（純益にあたるもの）の3分の1を店員配当としているが，あとの3分の2は「伊勢へ上」せ，そのあとどのように割当てされたかは不明である。したがって，西川家のこの「三ツ割銀」は純益の三分害口法を予想させるに止まっている。

以上のように，いわゆる「三ツ割」制度は，元禄期には江戸の伊勢店ですでに行なわれており，また，寛政期には江戸の近江店においても実施されていたことが予測され，さらに広汎な検索をすれば各地の大店においても，この制度（12）のあったことが発見されるものと思われる。すなわち，いわゆる「三ツ割」制
度は，明治維新期において通商・為替会社の利益処分法に採用されていること
によっても記せられるであろう。

（11）同掲書，39頁。

（12）作道洋太郎教授のご教示によれば，住友家においても寛文2（1662）年に両替業務を開始したさい，本家の銅吹業・銅貿易・唐物取引などによる収入の3分のユをもって，両替店の経費にあてている。
202

明治期r三ツ割」制度の一考察（高橋）（2）明治初期通商・為替会社の「三ツ割」制度
周知のように，明治新政府は権力基盤を速かに確立し，その財政的基礎を強化するため，太政官札の流通を促進し，いわゆる「国産会所」方式による全国的商品流通機構の再編成を計った。そのため，明治2年には通商司の指揮・監督下に東京・大阪・京都・横浜・神戸・大津・新潟・敦賀の各地に，通商会社（13）

・為替金杜を設立した。

これら通商・為替金杜の規則中にいわゆる「三ツ割」の思想が盛り込まれたのである。すなわち，各社規則の利益処分の項目に，この「三ツ割」法が規定されている。『会社全書」申の「東京為替会社之部」には，つぎのように定め（14）られている。

（前略……筆者）

一，為替会社金利所得之内
警壱万両所得有之侯ハ，一，弐百貫匁

国力積立備金一，弐百貫匁

会社諸雑用諸月給共一，弐百貫匁

社中徳分トシテ身元金高二応シ割合配分

一，御国内開市場一同右同様可為事
名ケ条之趣堅相守取扱可申者也

上記の規定は忠実に守られており，後述するように各地の地方商社の規則にも同様のものが掲げられている。しかも，この三ツ割は，実際勘定においても利益金の均等割となっている。例えば，明治2年11・12月分「東京為替会社勘（15）定調書」には，利益金の配分につき，つぎのように記載されてい乱（13）新保博「日本近代信用制度成立史論』54・55頁参照。
（14）r日本金融史資料」明治・大正編，第1巻，168・169頁。

（15）「日本金融史資料』明治・大正編，第2巻，5・6頁。
203

経済経営研究第23号（I）（前略……筆者）

高金五百九拾七両
永七捨五文

之内三ツ割

金百九拾九両永弐捨五文
金百九拾九両

国力三ツ割壱分
会社諸入用

三ツ割壱分

社中割符金

三ツ割壱分

永弐捨五文
金百九拾九両永弐捨五文〆

右之通相逢無御座候以上

つぎに大阪における通商・為替会社の場合を考察する，この両社は明治2年8月に設立され，同月付けで通商会社規則・為替金杜規則も公布されている。
（16）

通商会社規則申の利益処分の項目は，つぎのニカ条のうちにみられ乱

第七ケ条

売買に付き益金損金の割合は社中一同出金高に応じ割掛け可申，尤組合違ひの社中へは下掛。（後略……筆者）

第十ケ条

会社中最初より差加金致候者は右金高に応じ利分割は勿論其金の益金をも毎

年六月十一月両度に為替会社より社中一同へ可相渡，迫て加入の者も同様可為事。
但最初より差加金利分は一ケ月一分より一分五厘迄相渡可申事。

この2カ条のうちには，三ツ割の規定はみられないが，出金高に応じて1カ
月1分から1分5厘の利息が付されることが削る。資本金に対する一定利息を付ける観念は，江戸時代の商業資本にとって通念であり，この事例は，前述の元禄期長谷川家における主なる手代の出資額（手代元金）および伊勢松坂の本（16）「明治文化全集」第9巻，経済篇，「経済間題雑纂」479・480頁。
204

明治期r三ツ割」制度の一考察（高橋）（17）

家の元手金に対して利息を付けたことからも明らかであり，明和期近江商人中（ユ8）

井源左衛門家における塑性金（望姓銀）に付ける利息など，当時企業に対する持分権に定率の利息を付けることが一般に慣習として行なわれたのである。明治期に入っても，通商・為替会社はもちろん，各地の地方商社にもこの例は多
（19）

（㎜〕

く，その後に群立する銀行類似合杜におし）ても若干の例がみられる。

このように持分権の集合体である資本自体に対する利息的観念は，後述する（21）

ような配当に対するものへと持続されてい㍍
さて，大阪為替会社規則では利益処分の条項に，東京為替金杜と同様の「三ツ割」規定がある。
（17）北島正兀編著『江戸商業と伊勢店』169〜173，596〜598貢参照。
（i8）江頭恒治編著「近江商人中井家の研究』519〜520，801〜803頁。出店により利子率は区々で，年1割前後であっね仙台枝店・小泉店は年1割，後野席は
年9分1厘余，相馬店・仙台店は年7分2厘であり，同じ仙台店の分でも古望性金は6分5厘余である。小倉栄一郎「江川申弁家帳合の法」には，「申弁家は支店に対して一定の率の利益の確保を義務づける方法で経営能率を管理する方式を強行しれこれを「利足」と呼んで，塑性金に対して支店毎に定められた一定率の金額を毎年累加せしめ，この額を損益計算では利益算出に先立って控除するのである。いわば自己資本利子の計上である。したがって，中井家の会計原則では，利益すなわち「徳用」は右の「利足」を超過する額の謂である」としている。 （同書，28頁）。また，塑性金利子は利益留保したもので、r利益の前処分に相当し，一般に内部保留とされたから積立金の一種である」。
実に「強烈な業績管理基準」と説明している（同書，158頁）。 この財務管理
方式は通商・為替会社でも採用されているわけで，各自の出資額（持分権）に対し一定率の利息が付けられ，利益算出に先立って控除される。
因みに中井家における塑性金（銀） （もうしょうきん）の用語は，当時は元手金の意に広く使われてい乱 「西鶴織留本朝町人鑑」には「望姓」（もとで）が3図もみえ，岩波版，日本古典文学大系，「西鶴』下，529頁には，その出典が示されている。
（19）拙著『明治前期地方金融機関の研究」95・229・624・637貢参照。

（20）常陸興産会社第一支社の第2回半季案際報告（明治14年7月）．同本社第6回同報告（明治14年7月）には，「積立金」および「純益預り金」に年2割の利息を計上している。

（進藤寛氏所蔵資料による。）（21）明治6年設立の丸屋商社における規則第2則定約利益と配分利益（『明治文化全集」第9巻，491〜492頁），同年蓮葉社における「創立方法」第8条「保安券ハ利足八歩ヲ以請合トシーケ年両度七月十二月二箕利息ヲ渡スヘシ」宮本文郎r明治初期の企業と企業家一蓬莱社の場合一」（「経営史学」第4巻3号）
参照。

205

経済経営研究第23号（I）

第十八ケ条
為替会社金利所得壱万円有之侯は史但本文所得と有之候は一ケ月一分五厘にて貸付金差出し候ものへは一分の割合を以て利息相渡候に付，則正厘づ」の差金有之，其余手形貸等にて益金相成候得分に有之侯

金壱万両

所得

内

金三千三百三十両余

別段積立備金

金三千三百三十両余

為替会社諸雑用手代其他月給手当等仕払

金玉干三百三十両余

最初より差加金致候者へ出金高に応じ割渡

但商社のものにても為替会社元備金へ最初より差加侯者は此割合壱歩五厘に相当り

侯迄は割渡侯事

以上のように，大阪為替会社の利益処分規定は，やはり三ツ割法であり，しかもその金額は均等割であった。

三都および諸開港場などに設立された通商・為替会社にならって，各地の諸藩・県に設置されたいわゆる地方商社では，この「三ツ割」制度がどのようにうけとめられていただろうか。

（3）明治初期地方商社における「三ツ割」制度
明治2年i1月設立の大津為替会社では，資本金は20万両であり，社中の持分権である出資額には月1歩の利子付きであった。すなわち，「社中は月一歩の利息を受ける権利を保有し，なお純益があれば三ツ割にして国力積立金通商司（22）

納，諸雑用月給，それと社中へ身元金高に応じて割渡しをした。」この大津為替会社の分社ともいえる彦根産物会社は，明治3年11月に彦根に設置された。
産物会社規則は17ケ条からなっているが，その末尾につぎのような利益処分の規定が掲げられている。
（22）拙著『明治前期地方金融機関の研究」95頁。
206

明治期r三ツ割」制度の一考察（高橋）金利所得壱万両有之侯ハ・
但本文所得と有之侯ハ（大阪為替会社規則と同文につき後略……筆者）

一，金壱万両所得

内参干参百歩拾両余

生産局へ元入，樹芸開拓等之口手当

参干参百歩拾繭糸会社諸雑用，手代其外月給手当等仕払

参千参百歩拾両余

最初右差出金致候者へ金高二応シ割川

右之通所得分配の規則之事

このような均等割の「三ツ割」制度が定められ，大津為替会社規則とは僅かに最初の三割分の一つが「生産局へ元入，樹芸開拓等之口手当」となっている違いだけであり，ほぼ同文である。しかし，大阪為替会社規則の「別段積立備金」となっているところが，彦根藩「生産局へ元入」であり，この点は当時，同藩が北海道開拓を計画していたから，「樹芸開拓等之口手当」がその方への資金として回されたものと考えられる。したがって，彦根産物会社の事例は，つぎに述べる彦根融通会社の場合と同様に1日藩との関係が深刻であったこと（23）を，この三分割法が物語っている。

つぎに明治3年4月，彦根藩の財政政策から同藩と密接な関係の下に設立された彦根融通会社の場合について述べ孔同社の規定申には利益処分について
以下の3項目がみられる。

一，他所掛会社貸附利品一ケ年式割ト相定，其以上利益八掛リ之者月給並雑用として配分之事
一，於他所二入金之向ハ，利足区々町有之候得共．適宜之取計数シ，利益半ハ積金，半ハ掛リ之者へ配分之事
一，利益縦令ハ壱万両有之侯ハ！左之通（23）同掲書，139・624頁。

201

経済経営研究第23号（I）

三千三百両余証印税として官納三千三百両余

救荒之為積立金

三千三百両余

雑用並礼申月給等二道払当テ「融通会社規定」には利益処分について，やはり三ツ割法を採用しており，例示した近江の三会社とも同様の仕法を行なっていたのである。しかし，彦根
融通会社の場合の「三ツ割」は，官納と救荒積立および雑費・月給の三分割であり，この中に社中への配当規定はなく，設立目的に近江の地域経済の発展を（24）謳いながらも，やはり旧藩の財政救済が目的であった点を如実に示している。

この他，地方商社の例としては，

明治5年，金沢における財本会社定規に（25）も，やはり為替会社と同様の均等割型「三ツ割」法の制定がみられる。

（4）三井組・小野組における利益処分規定
ビ）三井組の場合

三井家では明治3年6月の「改革申渡覚」第一条で，「維新以来，呉服店・糸店・間之町店の売上が犬減少し，物価高で費用が嵩み，季々の勘定がなしがたく，その上，両替店筋においても，貸付の返済が滞り，容易ならざる形勢になったので，大改革を行なう」とし，その第二十一条の「別丹誠物」について
は，「純益の二割をその店配当，四割を大元方納，残り四割をその店の積立金（26）とすると規定している」この「三ツ割」法は小野組の場合と同様，均等割でない点が類似している。

また，明治5年から実施予定の広々改正規則について，「第九条は広々定式
功納の廃止である。この改正によって，半季ごとの決算尻をつぎのとおり処分することになった。二割を広々の別宅たちと支配以下の店員に配当する。ただ（24）同掲書，229頁。

（25）「日本金融史資料」明治・大正篇，第1巻，27頁。
（26）安岡，同掲書，245・249頁。

208

明治期「三ツ割」制度の一考察（高橋）し，この配当はニカ年の据置きであって，この間にその店で欠損が出た場合

は，この配当で補填する。二割はその店の積立金，残り六割を犬死方へ納める。大元方創設時（宝永71710〕〕年正月）に定められたところでは，一定の功納を納めたあとの利益金は各府で留保され，三年目ごとに犬決算を行なって，その九割を大元方へ納め，残り一割を店員に配当することになっていた。この配当が各季毎に二割に改訂されたのは，明治三年六月の改正以来である。倍増された配当も，二年間預り，その間の欠損補填の準備金の性格をもたせている。各府の営業成績に対して，こうした形で責任をもたせているのである。ま（27）

た純益の二割をその店の非常積立金とし，大元方納の比率は大幅に減じた。しかし，同時に，各府の自主的運営を期待し，制度的にそれが実現される方策をとったのである。」この点も後述する小野組の「大坂店仮法則」但書の部分に極似し，「各府に対する統制を強化しながら，財務的に，大元方と各店とを切りはなす方向」すなわち独立採算制への方向をとっている。
（口）小野組の場合

明治初期における三井組の経営機構の改革は，3年5年および7年と実施さ（28）

れたが，小野組においてもそれと撰を一にして行なわれた。まず明治3年ユO月の「議事書案」では，本店元方帳場のほかに糸方・為替方・絹方をおいて4帳場の組織とし，諸店規則のとおり半季ごとに諸店惣勘定差引尻（勘定目録）を
本店元万へ集める。その利益処分法は本家元方における配当割が示されるが，（27）同掲書，249〜250頁。明治5年より実施されたとみられる「広々改正規則」第9条の利益処分法は，その後7年4月まで変更されなかったようである（同書，268・279頁）。しかし，実際には大元方への功納は規定のとおりには行なわれなかった。 （松本四郎「幕末・維新期における三井家大元方の存在形態」「三井文庫論叢」第2号参照）。
（28）宮本又次『小野組の研究」第4巻，第14章，579〜639頁による。「小野善雄文
書では，明治三年「議事書案」となっているので，それが実施されたかどうか，
なお若平の疑いがあるが，六年一月の「小野組当分路則表」に，r壬申九月詣
府議事書」に基づくとあるから，実施されたものであろう」と述べられているので，これによって説明を進める。

209

経済経営研究第23号（1）

諸店における割方は不明である。小野組の配当割方について，宮本又次博士はつぎのように述べている。

井筒屋小野は善助を本家とし，助次郎・又次郎の両家からなっていた。そしてこれまで
は月々小遣いを渡してきたが，これをやめて惣勘定の差引玩を半季ごとに本家元方へ集めて一万両（エ天両）を定めとし，その一割である千両（大雨）を次の歩割でわける。すなわ

ち，善助本家200両，助次郎・又次郎家150両ずつ．主人隠居ならびに元服以上部屋住主人
ら100両（これを衆議でわける），惣括人へ100両，それに臨時手当300両で，千両になる勘定であ乱このように半季勘定をして寄合のとき渡す。主人奥方ならびに女子方の分はこの歩割のうちから主人の心得で月小遣いをまかなう，余分の金は1OO両以上，月5宋の利足をもって本家元方に預る。

この惣勘定差引尻1千両以下，あるいは不足勘定のときには，前の歩通り臨時手当を積立て，1割の利足をまわして1千両の高にまとめ，そこから割渡すことができるようにする。1千両以上，2千，3子とあっても高に応じて渡す。臨時手当は万一不勘定の節のため備えおくものである。臨時手当金が多分にできたときには，国家のため「新田畑開墾方」へ廻す。また万一、商内向き不引合い，不勘定になったり，また時の元方手代などに，なにかのことがないともいえないから，家名相続のために，かねてから惣括人・諸店元方はそのことを心箇けて，余剰金を備えるようにしておかなければならない，新田畑開墾に廼すというのは土地資本家としても，小野家が機能していたことを物語るであろう。

以上のように小野組諸店から半季利益金が本家元方へ納付され，その合計額の1割分のうちから7分はそれぞれ歩割で本家・両家主人などと元方重役へ配当され，残り3分は配当準備金・非常積立金的な性質の臨時手当積立金とし，これの剰余金が多額となったとき一は「新田畑開墾方」へ廻すというものであ

孔このように本家元方納付総額の9割は諸費用を除き，残余は元方に留めおかれたものと考えられる。したがって，諸店における割方がどのようなものであったか明らかでないので，半季ごとの諸店惣勘定差引尻からの本家元方への納付割合が，その強化策に関連があると察せられるもののやはり推測の域を出210明治期「三ツ割」制度の一考察（高橋）ない。しかし，諸店における利益金配当割方は，「議事書案」のうちに，「其死方惣勘定歩割ハ仕来リ之通可相渡義勿論之事」とあり，内容を明らかにする資料は発見できないが，後述する「大坂店仮規則」によって，あるていど類推することができよう。

宮本又次博士も，小野組におけるこの時点の改革は，三井組の3年6月の改革に比べて，それほど根本的なものでなかったといわれ孔

明治5年の改革は，同年2月の小野バンク設立の出願にさいし，「抜本的に（29）

小野組自体の店制を確立し，家の礎をきずく必要」から企図され，8月にいたって「家礎芝草稿」が制定された。このとき本店を西京から東京に移し，若年でも中年雇入れでも才能があれば元方重役に登用すると定めている。利益処分（30）については，つぎのような規定をもうけている。

一，惣勘定分割改正二付当秋則来酉正月勘定より各府差引徳用手形を以目録相添東京へ集り侯ハ・分割左之通可取斗恨事

差引尻（＊かっこ内著者注）

十之内
三ツ非常積金（三割）

壱ツ内

三ツ本家（一割のうち三分）

弐ツ半ツ・

衣棚（一割のうち二分半ずつ）

両替丁
弐ツ

〆
半

隠居部屋住，惣括人（一割のうち二分）

元服以上

主人方勉強次第割渡し候事

但，追而バンク株高取極候迄右分割を以手当とし諸賄向是迄之通惣勘定より可相掛ケ事

壱ツ半

一等元方五人（一割半）
若人撰不足といへとも分割ハーツ半ヲ走（29）宮本，同掲書，590・591頁。
（30）宮本又次『小野組の研究』第4巻，594・595頁。
211

経済経営研究第23号（一）

壱ツ壱ツ

二等元方十人（一割）

三等元方十五人（一割）

弐ツ

各府一二三四等手代（二割）

右之通廻達を以及相談侯，人撰入札封申否当十月中東京着相成候様御取斗可被成侯

壬申（明治五年九月）

以上

本家元方

諸店元方申

二季勘定の利益配分規定のはじめは，「非常積金」に3割をとり，あと本家関係に1割5分，店員への分配金が5割5分となっている。全体の5割5分ま（31）

でが店員への配分となっており，三井組に比べて非常に高い率である。安岡重明氏はこの点について，「明治初年における小野組の拾頭の秘密の一つはこの辺にありそうである。小野組の手代が豪遊して役人の反感をかい，これが同組破綻のぎっかけになったといわれているが，これも手代への利益配当の大きさと関係があろうし，あまりの積極策が小野組瓦解の大きい原因になった」のではなし）かと指摘している。内部留保としそ3分の1を非常積立金に計上はしているが，残り3分の2が配当に廻されていることは，勤労意慾の刺激であるけ
れども，維新の変動期に処するには非常な危険が伴なったものと思われ乱しかし，不均等型ではあるが，「三ツ非常積金」の規定には，「三ツ割」制度の痕跡が認められる。

明冶7年3月の改革では，「協同一和，小野家家名相続の目的をもって，主人はじめ，諸店元方一同が衆議して，東京において「第一号仮則」なるものを（32）定めた。」この時における経営機構の概要は第一条第二条に記述されている。

第1条では東京を根拠本家とし，田所町を本店とし，此内に総元方を設け，内和事務諸出店及支店新規之事務は其管轄店を経て熟考を乞うべしとし，第二（31）宮本，同掲書，594頁。 「一手代弁申年雇入等之月給井手当向ハ其店其掛リ見込ヲ以莫高徳之内右福渡，南高利益二応分割福渡シ侯共時宜莫店頭元方相談之上司取斗，右中年雇入等江八働応シ手厚ク分割可相渡候，此義惜候而八人才集
リ不申侯事」。
（32）宮本，同掲書，607頁。

212

明治期「三ツ割」制度の一考察（高橋）条では総元方局は主人及び総監・総理取締，兆三役之詰所なり，家事利害得失，各府二季之勘定目録集め総勘定を立，内和中五店元方へ布告すべしとする。

この5店とは本店・糸店・大坂店・西京店・盛岡店を称し，その管轄店を支店と呼んだ。当時，この仮規則に準じて，後述する「大坂店仮法則」が作成されたものであろう。

総元方第一号仮規則の第五条および第六条には，つぎのような利益処分の規（33）定が掲げられている。

第五条

各五店二季勘定目録毎年四月・十月ヲ限遅滞なく総元方江収ムベシ，此目録

五日延引毎二罰金ヲ収ムベシ，若一ケ月ヲ後ル・時ハ総元方より更に検査人ヲ差出スベシ，純益諸入費引去残高
一十之内積金トシテ其店へ傭置相当ノ利足ヲ付半季刊倍ヲ以毎季勘定目録へ顕スベシ亦
第一国立銀行江預ルモ妨なし

二其店元方以下分配スベシ，此割方ハ其店長之見込にマガスベシ

三

総元方へ収之ヲ以主人宅賄及総元方入費其外別紙負債ノ元利ヲ消却シ，二季侮
惣勘定ノ布告ハ第二条ノ通リタルベシ
但兆五歩通リバ何円以上タルベシ上端ハ凡積ヲ以莫店二歩通リベ繰込ベシ

第六条

各府不慮之損失又ハ天災ノ損失ハ莫店ノ負債ナレハ其底積金ヲ以引去ル事勿論，総元方より弁償スベカラス，其底積金未備ナル時ハ翌年勘定純益ノ内何分数ヲ消却スベシ，其時々詳細総元方衆議シテ指揮スベシ

上記の第五条は，各府における毎季の決算で，「純益諸入費引去残高十之内」をもって，積立金・店配当・総元方納付金の三科目に歩割配当を行なう定めであり，第八条ではこれを「勘定見込割合之法」と呼んでいる。また，この条項は第五条三を具体的に説明する。すなわち，「従前主人及惣括之者ハ其商業ヲ不覚，内和之事務ヲ取扱政商業上之益分配ヲ不請取，諸店勘定差引尻ノ内（33）宮本，同掲書，610頁。

213

経済経営研究第23号（I）

ヲ以歩割配当ノ法仕来ルト離モ」とあって，明治3年の「議事書案」の利益処分規定を裏付け，なお，「西京元本家名儀ニテ御一新以来不得止損金其他銀行
創立二付而ハ，諸費多分有之負債ヲ総元方債ヲナシ年々元利ヲ払戻ス」とあって，その後の営業経過の不順にも触れている。したがって，第玉条のとおり「勘定見込割合之法」を制定して向う3カ年間の試行をするというものである。

明治7年3月の「第一号仮則」によって利益処分制度を考察したが，この「仮則」の細則とみられる「小野組家則」にも，以上の各種の規定の総括とも（34）

いえる数カ条がある。このうちには自己資本利子の規定がつぎのように2カ条
（35）

ある。

第九条

一所有ノ資本ハ時機至当ノ利息ヲ勘定スヘシ，現今是ヲ走ムルニ第一国立銀行周年
預金ノ利息ヲ走ムルヲ以テ目度トシ，二季総勘定ノトキ足ヲ資本二進加スヘシ
但シ資本二時機至当ノ利息ヲ払ヒ全益ヲ走ムルニ，国立銀行株二属スル益ト難
モ資本定則ノ利息ヲ払ヒシ余ハ全益ノ内二勘定スヘシ

上述したように第九条は，江戸時代における商業資本の元手金に対する利子生みの思想であり，一定率の未収利息を資本金に付属させるという利息的観念からする条項である。

第十条

一従前各所諸店有備ノ元台金ト唱ユル者ハ更二家主資本金ノ内二加入シ其儘真地二
備へ置キ家業ノ資本トス，耐テ年々利息ヲ勘定追加スル第七条ノ如シ

第十条は近江商人中井家における出店に対する出資金に計上する利息と同様の法則によるものである。
（34）宮本，同掲書，615頁。

（35）宮本，同掲書，618・619頁。
214

明治期r三ツ割」制度の一考察（高橋）

さて，「小野組家則」における利益処分法は，つぎの第十一条，第十二条，（鎚）

第十三条にわたって詳細に規定されている。長文であるが，ここに再録する。

第十一条
一

毎年両季総勘定ハ総理所二於テ諸店各課一般ノ総算計ヲ立テ，月俸及ヒ百般ノ費用ヲ減シ全益ヲ定メ明瞭ナル小表二掲載シー般二公告スヘシ，而テ其全益ラニ種
二別ツ，五割ハ則チ倍（陪）従スル者其分ヲ尽ス所ノ至当ヲ賞恵ス，有余五割ハ家名永続ノ積金トスル次条ノ如シ
第十二条
恵割金五割

内四割

右ハ職掌ノ高卑ヲ論セス普ク月俸ノ多寡二応シ比例式ヲ設ケデ公平二足ヲ恵割ス
ヘシ，然レドモ此金ハ其者二与ヘス時機至当ノ利息ヲ以テ厳重二足ヲ預置キ其者
入用アルトキハ総理所二出願シテ公議ノ上必用テルハ渡ス可シ，此金積畜（蓄）スルニ随ヒ万古不易ノ良法及ヒ不動産ヲ超スノ資本トナシ終身活着ノ目度ヲ定メ
与フヘシ，須ク此預金八家主水テ是ヲ預二非ス，家中二社ブルノ赤子終身ノ目度ヲ与ブルノ厚意ヨリ預金ノ方法ヲ設クル者ナレハ，預券ヲ以テ金銀貸借ノ抵当物ニスル歎或ハ他人工売渡ス事有ヘカラス，厳重是ヲ禁センカ為メ若違犯ノ者アラ
ハ預券即チ反古トス，依テ券申二判然是ヲ記載スヘシ
但シ預金利息ハ両季総勘定ノ節二払ヒ与フヘシ，好ミニ依テ猶預ケ金ヲ欲スル者ハニ十五円以上ナレ八本金二追加シテ預リ与フヘシ
ー

一割
右ハ功労アル者数或ハ抜群勉励スル者二足ヲ賞恵スヘシ．有功勉励ヲ撰挙スルニ
ハ毎年両季総勘定ノ第四等以上及ビー店一課ヲ管轄スルノ司長平生注意スル所ヲ以テ賞恵スヘキ人員ヲ撰挙シ，詳記書ヲ以テ総理処二訳出ヘシ，総理役是ヲ公議
シテ賞恵ノ軽重ヲ調整シ金賦ヲナス等法テ愛隣ノ所分ヲナス可ラス，耐テ足ヲ家主二合ケ又家主ノ視見ヲ以テ可否ヲ論シ，愈公平愛憎ナキニ至テ賞恵ヲ施スヘシ

第十三条
一

家属積金五割

内三割（36）宮本，同掲書，619・620頁。
215

経済経営研究第23号（1）

右ハ積金トシテ年々歳々資本二夏入追加スヘシ
一一割五分

右ハ非常天災償補ノ用途トシテ判然区別ヲ立テ年々歳々是ヲ積蓄スヘシ
一五分

右ハ内事則ノ定額二体テ比例式ヲ設ケ家主是ヲ割賦スヘシ・抑家主ハ常例ノ定額金有ト盤モ家業繁盛スルトキハ交際其他ノ費用増加スルハ勿論化，敬二其費用ヲ補フ或ハ家業繁盛スルニ随ヒ至当ノ栄利ヲ助クルニ用ユ・即チ家主ヲ束縛セサルヲ表スル所ナリ

この場合の利益処分制度は，3種類に分けられ，5割は店配当金，残り4・5割は「家名永続」のための積立金であり，なお残り0・5割は交際費であ乱しかもこのうち9．5割分の2種とも内部保留であるところに特徴がみられる。この条文について宮本又次博士の説明はつぎのようである。

恵割金五割，うち四割はあまねく月俸の多寡に応じ，比例式を設けて，公平にこれを恵割する。しかし，これは本人に与えず，時期至当の利息をもってこれを預けおく。また一割は功労あるもの，抜群の勉励あるものに賞恵する。「家属積金」は五割とし，そのうち「三割」は積金として年々資本に追加する。「一割五分」は天災償補の用途として，判然区別をたてて積立てる。「五分」は家主がこれを割賦し，交際その他の費用に自由に使える。

諸店各課の行業二季総勘定は総理所において統計算をなし，恵割すますうえは，小野組
一般の損益を考え，甲府に遊金あるときは乙店に融通し，乙店に余りあるときは丙店に送り，有無あい通ずる。金銀の取引きはもちろん，百般の事務駈引きは口伝のみをもって取扱わず，規則により各府各課の印をもってせよ。

明治7年8月の小野組家則の制定について，宮本博士は「財閥としての体制（37）とその運用方式を確立している」と評価されている。しかし，店配当分である

恵割金5割は，明治5年の「家礎芝草稿」の規定からは配当率の減少はみたも（37）宮本，同掲書，615頁。

216

明治期F三ツ割」制度の一考察（高橋）のの，依然として高配当である。積立金は資本繰込みの3割と非常積立金の1割5分とに区別され，5年の規定からみれば内部留保に視点を批）たものとし）
える。

さて，

つぎに紹介する「大坂店仮法則」は，7年に制定された「第一号仮則」に準じ，小野組五店において作成されたものの一つと考えられる。したがって，ほぼ同年代のものと推定される小野組の「大坂店仮法則」にも，均等割（38）型ではないが，「三ツ割」法とみなされる規定があ孔（前略……筆者）

ユ

六ケ月目総勘定之義は出張所之人員月俸諸入費引去，全益之内三割五分方出張所人

員江分配，六割五分方扱店江可講取之所定二弐割五分方

出張所積備金

四割方

扱店江

三割五分方

分配

右四割方之分其節為換二付簿冊と共坂地江可被差送，且三割五分方の分真人二等級二応するト錐も家族之有無ヲ樹酌致し，猶其者之精不精ヲ以其出張所之長たる者権撰分配すべし，此全益所々出張所土地柄二因リ益分無之場所之介ハ，前書四割方之分ヲ以扱店
右足を附与すべし，将兆分配金八人々末々之ため別簿冊二記載預リ置．当人江は端書証ヲ相渡し，此預リ金六ケ月目毎二時機至当之利息相払可串，若当人真店退身致し侯歎，且無余儀鞘これあらハ評議之上現物渡し胴取扱事故朱位
但於其出張所人々不埼之儀は勿論不体裁之儀二て引負損失等於有之ハ，此預リ金ヲ以償却なさしむへし（後略・・…筆者）

小野組出張所においては6月12月の年2回の総勘定を行ない，大坂支店へ総勘定簿冊を提出することに定められており，そのさい三分割制度によって，出張所積備金・扱店への納付金・出張所人員への分配金の三ツ割を，上記の配分（38）十八銀行所蔵小野組関係文書。大坂店の設立年と場所については，宮本，前掲書，第2巻，840頁および第4巻，544・545貢参照。

217

経済経営研究第23号（i）

率で行なった。しかし，大坂支店への納付金も，土地柄によって利益金のない出張所へ附与する方法がとられている。これも三井商店が，事業部門の鉱山会
社・工業部などの財産損失および起業費損失に支出する準備積立金に相当する（39）と思われる。

以上のように「三ツ割」制度にも，均等割型と不均等割型の規定がみられるが，わが国会社企業の急速な発展過程に即応しない比較的単純な規定の均等割型が次第に後退し，やがて後者がその大勢を占めるようになる。つぎに大阪における山口吉郎兵衛家の経営にかかる布屋両替店の財務管理のなかに，

この「三ツ割」制度がいかに作用しているかを考察する。

3．山口家布屋両替店の財務管理について（40）（1）山口家の系譜

初代山口吉郎兵衛政道は寛政9（1797）年の生れ，文政7年，28才のとき元手銀8貫目をもって，大坂瓦町5丁目の本家（半兵衛）の東に分家し，布屋吉郎兵衛を名のり呉服・太物商となった。その後，唐物町に転居し，弘化2（1845）年に至って洋反物業に替った。政道は「此君強壮にして非常の名主人也」といわれ，山口家の基礎を築き上げた。天保14年隠居したが，なお家業を助け慶応3年に71才で死去した。天保14年に2代吉郎兵衛政樹（古山氏，文政2年〜明治4年，天保4年15才で山口家へ入る。仁兵衛）に家業を譲り渡したとき，資財は銀250貫目となっていた。2代目政樹も布屋の事業経営に手腕があり，37，
8才の頃，長崎にて外商と直取引を始め，横浜開港とともに一段と洋反物業を拡張し，大阪において同業者のうちでも重きをなすに至った。しかし，幕末の政情は騒然となり，ことに文久年間，擦夷派浪士は三都をはじめ各地に暴動を起し，貿易商人への迫害を強行した。ことに舶来物品商への警告・襲撃が頻発（39）「三井事業史」資料篇四上，「三井商店理事会議事録」51〜53頁参臥（40）山口家文書「当家之記」による。
218

明治期r三ツ割」制度の一考察（高橋）（41）

しれここに至って政樹は家業の永続の困難と，さらに生命の危険をも痛感して，文久3（1863）年止むをえず洋反物商内を閉じることとした。しかし，文
久初年には布告では洋反物・舶来物品の販売で早くも巨額の利益をあげ，同3
年，「浪人騒にて舶来業は外商」したが，資財は銀18，000貫とも20，000貫とも推定され，当時「金1両銀百目」として「此金十八万両」ないし20万両に上っていたのである。同年11月21日，この資金をもって新規に両替屋を開業することになった。

布屋吉郎兵衛では舶来物品・洋反物販売による巨富を基礎に，いわゆる経済
外的な危険負担を避け，そのうえ国内市場の形成からまだほど遠いところにある洋反物商内から両替商への転業には，すでに貸銀や洋銀の投機による収益の経験もあったから，金融業への経営組織の変換も，わりあい短期間に意志決定がなされたものと推測される。このように事業経営の一大転換の意志決定を行った政樹は，開業に当って「斯業未熟，三ケ年歳益無き見込に付き一，店方一同王ケ年無給銀にて相勤める覚悟ありたし」と諭告したといわれる。以後，布屋両替店として明治維新を迎える。この激動期を乗り切った政樹は，明治4年，53才にして死去した。3代政運（嘉永4年〜明治20年）が家業の両替店を継いだ
ときの資財は，15万円前後であったといわれる。
（42）
以下，布屋両替店の勘定帳についてその財務管理の分析を試みたいと思う。

（2）布屋両替店の勘定帳について
現存している布屋両替店の勘定目録のうち，慶応元年から明治12年に第百四十八国立銀行を創立するまでの間を取扱㌔すなわち，第1表のように同店の資本蓄積の過程を考察するとともに，利益処分法のなかに前述した「三ツ割」（41）菅野和太郎「幕末維新経済史研究」第3章「外国資本主義の侵入に対する対抗策」申の「貿易商人に対する脅迫」97〜105頁，拙稿「長浜生糸商人の経営構造について」 （宮本文次編「商品流通の史的研究」所収）。
（42）竹内一男「布屋両替店の勘定帳」（三和調査資料M304）による。

219

経済経営研究第23号（1）制度が採用されているか否かを検討してみたい。

第1表および第2表が慶応元年から始められ，利益金の計上が同2年からとなっている理由については，前項でみたように文久3年，両替店を開業したが，「何分新規開業之義二付表三ケ年之問店方一統申合せ無給金二面椙働申侯
様被仰渡侯に行店一統承知之事，依而元治元年開店文久三年の翌年の事なり，

子牛慶応元年五同二実年と三ケ年之間店卸不敏侯事」によって，この3カ年間は勘定帳に決算関係の記載がなく，したがって，利益の欄は慶応2年から計上（43）が始められている。

布屋両替店の勘定帳には，本家の決算関係部分を示す「内」勘定帳と，「店方」両替方勘定帳とがあ乱石屋勘定帳の分析をされた竹内一男氏の説明によると，「もともと二つに分れたのは慶応三年からで，それ以前は内勘定幅一本であったのであるが，内勘定帳には貸借対照表形式のものが，店両替方勘定帳には損益計算式のものが書かれてあり，しかも内勘定帳から算出した利益と店両替方勘定帳に計上されている利益とが合致しない。普通我々が簿記というときは複式簿記を意味し，資産・損失を借方に，負債・資本・利益を貸方に記帳するのであるが，日本古来の簿記としてお棚式簿記というものがあり，資産・負債の各項目を計算し（それを店卸という），その差額から資本（正味身代）を算出する。而してその資本（正味身代）を前期の資本と比較することによって，増加しているときはそれが利益，減少しているならばそれだけ損をしたというわけである。布屋両替店の内勘定帳には資産・負債の項目だけで，損益勘定に属する科目がないので，上述のように当期末資本を前期未の資本と比較することによってのみ損益が算出し得孔処がこのようにして算出した損益が，店両替方勘定鰻に計算されてし）る損益と一致しないということは，内と店両替方とが別の企業であることを示すものであ孔勿論同一の経営者によって営まれて（43）同書，5〜7頁。慶応2年の勘定帳の表紙には「慶応元年申の勘定なり」と後年に朱書した注記があり，さらに，同幅の末尾に前記の書入れがある。
220

明治期r三ツ割」制度の一考察（高橋）はいるが，内勘定帳および両替方勘定帳の項目を見ると，内の方は純然たる貸金業，店の方は預金・貸付・為替等を営む現今の銀行に近い両替店業務を営ん（坐）でいたものと思われる。」

第1回「慶応二年寅正月」内勘定帳は貸方・借方に分けられる。まず資産の部とみられる貸方から始められ，そこに記載されている勘定科目にはつぎのものがある。山口家では洋反物商時代に長崎・江戸に出店をもち，また別に総店をも経営しており，これらに対する本支店勘定ともみられる「出店元手銀」・「縄店元手銀」などの出資金，ついで商人に対する貸付金（信用貸）と，それ（45）につづく未収利息の記載がある。担保付としては，血合貸しあるいは家質によるものや，商品担保の引当貸がある。また，同業者と組入（組合い）れの大名

貸もみられ，その後のものには単独の大名貸しも記されている。これらの大名貸は少額であり，「明治六甲成十二月」内勘定帳（エO）では公債分とされ，藩債処分による新公債の交付分が掲げられている。

なお，

明治3年正月の分には，通商司身元備（金）2千両も計上されている。そのほか担保晶流れ商品（主として唐物商関係の品物が多い）や，所有不動産の記入もあり，年賦返済となった滞貨と奉公人貸の記載もある。これらの勘定科目からみても，本家自体が金融業を営んでいる状況が明白であり，内勘定帳の「貸方」項目のもとに連記されてし）る科目は，「内」と呼ばれる本家経営体からみた貸しの部の勘定科目と看徴してよいと考える。例えば鴻池家の寛文年間の算用帳の「預ケ銀・有銀
覚」（資産の部）と内角方（負債の部），中井家仙台店の享和2年「酒店卸目録」の借方之部（負債・資本の部），正金有物之部（資産の部）と比べるならば，記載

順は資産および負債となっていて，鴻池の算用帳に類似の方式が採られている。

（44）同掲書，30・31頁。「慶応二年寅正月」の勘定帳には，表紙に「此時既二内と店の区別ありしなん」の注記が認められ乱（45）作道洋太郎「鴻池両替店の帳合法」（「社会経済史学」第32巻，第2号）。

221

〜
〜
〜

第1表山口吉郎兵衛家資本蓄積表（内勘定の部）

＼
慶応1年

資
銀

貫匁分厘

貫匁分厘
241．922

7，865．933

155．069

0

金

6

8
4

両分朱

11
65，927． 31
72，483． 10
56，720．

資本（A）

債

6，913．80859

9，989．256

明治1年

負

産

128．414

0
7
6

5
6
6

両分朱

10
2，370． 21
4，592、 22
1，733．

7，710．86332

10

8

貫匁分厘

1，038．976

7

41

12
計

13．4

17，716．

9，860．84198 2，149．97866
両分朱両分宋1O，OOO

21．8

1O，OOO

18．5

10，OOO

13．5

1O，000

6．4

54，987．

63，557
67，890

01
10
22
23

円

85，562．31

7，428．18

78，134．12

90，729．49

9，050．49

81，679．OO

95，148，51

10，408．30

84，740．20

97，693．84

10，287．19

87，406．64

1OO，441．03

10，143．23

90，297．80

106，921．36

ユ2，OOO．51

94，920．85

018，570． 03
4，333． 125，224． 01
5，O19． 43
3，544． 87
3，061． 20
2，666． 44
2，891、 15
4，623． 05

1O，165、

7．1

10，000円（注）

竹内一男『布屋両替店の勘定帳」（「三和調査資料」M304）による。厘以下は切捨。￥印

慶応2年，同3年中の銀平均
相場は，それぞれ1両につき銀115匁，127匁（宮本又次編

12．571185

6．4

12，500．00

4．3『近世大阪の物価と利子」であるが，布屋両替店の換算率

12，500．OO

3．6

は1両につき銀180匁替とな

12，500．00

3．1

18，575．OO

3．2

4．9

11
（1〜5．31）

ψ

両分朱

8

＊

73，114

円

B／A

貫匁分厘

6，671．88654

＊＊

円

銅箱入

利益（B）

繭
球
繭
嚥
串
畿
識

っている。したがって，北印
9，860貫841匁は44，822両となる。糞明治4年の新貨条令の施行以後，「勘定帳でも次第に金目（両，分，糸）による表示はなくなり，明治5年末
138，745．16

28，696．69の勘定帳からは全く円，銭，110，048．47

円

円
67，815．

1

7

18，575．OO

厘，毛による表示になっている。」（同書，10頁）

明治期r三ツ割」制度の一考察（高橋）

第1表の内勘定の部は本家の資産・負債・資本の明細を示す財産勘定の推移を一覧したものであり，明治4年，11年の両年の部分が欠けるほかは，大体にその資本蓄積の状態をみることができる。

「銅箱入」の科目は別途に計算され，貸借対照表に当る勘定部分には入っていない。したがって，年々の利益計
算とは別計上である。「慶応二年寅正月」の勘定帳の末尾の注記に，「尤右三ケ年中に溜金之分ハ別備として内儀録幅二記し在之事」とあって，文久3年か
ら3ケ年の不勘定の間に蓄積された収益を，非常積立金に当て置き，いわゆる穴蔵金としたものであろう。

さて，山口家の資本蓄積過程は第1表のように，慶応年間および明治2年までは高利潤の蓄積が行われ，その後は逓減傾向を迫る。幕末・明治維新期にお（ω）

ける商業資本の利潤率は，一般にいちじるしく低下していたといわれる。鴻池家をはじめ近江商人の中井家・松居家などの諸研究からも明らかになっている。安政以降，ほとんど2．5〜1％，松居家では1％以下となった場合もみら（47）

れ孔三井家でもこの期間は苦況に喘いでいる。このような時期に山口家の事
業経営が21．8％〜13．5％の利潤率を保ち，諸家に比し好況を謳っているのは，

文久3年以来三カ年の特訓計画が効を奏したためだろうか。資本増殖過程は急速であった。しかし，「当家之記」の筆者は，つぎのように当時の状況を述べている。

批一，二年前より明治維新迄数年間は実に天下騒しく，正金銀位の吹替，手形銀の下落，賊難，御用金，火災特に銀目廃止杯，我に大不利のみの大変動あり，此事短き筆に尽しがたし，当時大風波中に立てる主人の苦心讐るに物なし，後代の主人たるもの謹で是を恐察すべし，特に銀目廃止のため多くの資財も一朝にして莫大部分を失㌔（46）安岡重明「財閥形成史の研究」54〜57買。江頭恒治「近江商人中井家の研究」
884頁。同氏『星久二百二十五年小史」および同氏「商業資本の蓄積について」（「彦根論叢」

80〜82合併号参照。

（47）安岡，同掲書，脳5・248頁。松本四郎「幕末・維新期における三井家大元方の存在形態」 （「三井文庫論叢」第2号）参照。

223

経済経営研究第23号（1）

この一文には，幕末・維新の動乱期に処した経営者の労苦を偲ばせるものがある。当時，鴻池家でも「混乱期における貨幣需要が，利貸経営に利益をもたらせ」，明治3年の算用帳では，前年の2年に例年よりもき一わめて多額の刈入（48）があったことを，安岡重明氏は指摘してい孔
つぎに，山口家の主たる事業経営である布屋両替店の資金増殖の過程と，利（49）

益処分の方法とを考察する。第2表の出典は両替方勘定帳であり，内勘定帳とともに作成されている。以下に掲げる慶応2年の数値は，翌三年正月に調整された内勘定帳（2）（「慶応二年申の勘定」の注記がある）の末尾に2代吉郎兵衛の自筆による「両替方仕方」として記載されたものであるが，これは山口家当主の経営理念の表象とみられる財務管理システムと思われるものであ乱

1．百貫目

残〆

内

拾貫目

坪金納

拾貫目

非篇備

但卯年右五ケ年王納

拾貫目

御用手当

但大幅二て残し拾貫目

上分銘々割符但兆分卯年右三ケ年の後二百致蓼
残六拾貫目

此壱割
六貫昌

店申技爾二応し割符

残丘拾四貫目（48）「当家之記」は明治33年夏8月，櫓三郎謹書となっている。3代吉郎兵衛の妹
すがと結婚した山口檜三郎である。嗣子竹治郎は大阪貯蓄銀行の頭取となった。
（49）安岡，同掲書，58頁。

224

第2表

年度

曽

利 （a） 益
貫

利

準備金
（b）

布屋両替店利益処分表（店勘定の部）
益

積立金
（C）

処
全（

分

用）1重ぞ、琴与
貫

貫89．53951

89．53951

890．OO

890．OO

1，420．OO

1，420．OO

14，741．03

1，560，O0

4

19，210．22

5

貢

貫

資本繰入
貫

b／a

C／a

d／a

e／a

％

％

％

％

483．55715

1O．6

1O．6

10，6

10，6

890．OO

4，810，00

10，6

10，6

10，6

10，6

1，420，00

1，420，00

7，669．O0

10，6

10，6

10，6

10，6

1，560．O0

1，560．O0

1，560．O08，501，OO

10，6

10，6

10，6

10．6

2，090．OO

2，090．OO

2，090．O0

1，468．OO

11，472．22

10，9

10，9

10，9

7．6

17，108．11

1，839，50

1，839，50

1，839，50

1，287，00

10，302．61

10．8

10，8

10，8

7．5

6

16，807．18

1，807，00

1，807．O0

1，807．O0

1，265．OO

10，12且．18

王O．8

10，8

10，8

7．5

7

18，642．17

2，050．O0

2，050．O0

2，050，00

1，O05．00

ユ1，487．17

u，0

11，0

11，0

5．4

8

23，044．67

2，530．O0

2，530，00

2，530，00

ユ，243．00

14，211．67

11，0

11，0

11，0

5．4

9

18，315．18

2，010．OO

2，010．OO

2，010．OO

987．0011，298，18

11，0

11，0

11，0

5．4

10
11
12

15，511．54

1，750．O0

1，750．OO

1，750，00

860．00

11，3

11，3

11，3

5．5

14，240，34

3，120．OO

1，560．00

1，560．OO

769．009，401．54
他1，700．O05，531，34

21．9

11．0

11．O

5．4

251．002，878．88

計229，787．39

慶応3年

841．71519

89．53951

89153951

明治1年

8，370．OO

890．O02

13，349．00

3

両

両

両

両

3，129．88
21，619．50

20，059．50

20，059．50

両

両

13，558．OO（注）竹内氏同掲書による。厘以下は切捨。店「利益処分」欄の科目は壼金玉納を積立金，調達手当を準備金．非常備正納を同（非常用），上方銘々割符を重役賞与とし，店申割符は省略した。

8．O

経済経営研究第23号（1）但兆分大幅二て残し八分

証文かし二で廻ス事

質物入れる

（50）

萎（鷺幾幾又幾1
この「両替方仕方」は，山口2代政樹と従弟山口櫓三郎とで立案した利益処分法である。「坪金玉納」（壷金ともし）う）の坪金とはいわゆる穴蔵金に類似のものと思われ，余備金として現金を別途保管する準備積立金である。「非（51）常備正納」はいわゆる「非常天災償補ノ用途」としての積立金である。御用手
当は当時幕府あるいは明治新政府により，しばしば富豪に御用金を課したから，その準備のための積立金である。明治元年度からは「調達手当」という科目に変った。以上の三科目の積立金・準備金に，利益金の3割が当てられている。「上分銘々割符」は山口家一族に対する配当金で役員賞与に類する。「店（52）

方銘々割符」は店両替店関係奉公人に対する賞与である。しかし，「上分銘々割符」分も，例えば御用金・調達金などが多額に課せられたときなどは，御用金の科目へ廻されている。明治4年制定の山口家の「家風書」第一条には，「店方棚卸之儀は凡是迄相定置侯通には侯得共，其時々重役人数二等，多方割

符増減町有之事，依之多々丹誠して上勘定二百有之様上下和合出情可政事」と（53）あり，また，重役人数のうちには，3代吉郎兵衛政運となる孝三郎（好三郎）など山ロー族の若年者と重なる手代西田永助・越野嘉助などが含まれている。

したがって，諸積立金・上分配当金などを差引した残額の1割分が店配当であり，これも家風書のとおり出精に応じ歩割され，重なる手代は永助3割で最も（50）後年，山口櫓三郎の筆になる註釈。櫓三郎は2代吉郎兵衛政樹の従弟で，彼の長女寿賀と結婚し濃い血縁関係にあった。なお，屋号を布屋と称した。
（51）明治7年8月，小野組家則第十三条，第十四条にも非常積金の用語をもって積立金の科目を設けている。
（52）竹内一男，同掲書，52・53頁。

（53）山口家の「家風書」には，嘉永四年十月「江戸出店之者へ家風之申定書」，万延元年「江戸出店之者へ家風心得書」の二書があ乱
226

明治期「三ツ割」制度の一考察（高橋）多く，次位嘉助2割，筆頭に名前をあけられた好三郎は1割となっている。明治2年正月の両替方勘定帳では，この店配当分について但書がある。「但兆一割方店申銘々割符目録，格二て割渡し実体二相勤之上は後年二別家後相渡遣ス仕法也」とあって，この割符金は利付で店員預り金として処理されていたので（54）ある。店勘定帳の「出」に「広之者利品渡」とあるから，毎季勘定のとき一にはその利息だけが渡されていたのである。この預り金は内勘定帳の借方に計上されて運用されたのである。

さて，収入の主なる科目は，日歩・為替打・京為替・金利・切賃で，その他
正金・洋銀の売買益や公債の売買益と利息収入などがある。これらの収入源のうち日歩によるものが最大で明治3年から10年までの間をみても，全収益に占める日歩収入の割合は，85％〜75％の高率を保っている。

布屋両替店の店卸帳には貸借対照表部分を欠くので，運用資金量は不明であるが，明治4年の「家風書」第二条にはつぎのように書かれている。

一，内之金銀は血合家質を専一にして，其余遊金有之ハ半高店方へ廻し可申候事
担金銀廻し万ハ店内相談之上其懸リ之者被計可申侯尤主人自由二貸附等不相成事

上記のように，「内」においては商品担保あるいは不動産担保による貸出を主な事業とし，資金に余裕のあるときはその半額を店方に出資して，両替方で運用すべきことが定められている。

さて，布屋両替店における利益処分法は，前述したように慶応2年の「両替方仕方」によって実施され，積立金・準備金・上分銘々割符とも均等割となっている。しかし，明治4年から重役賞与分は逓減し，12年の国立銀行創立にさいして上昇する。積立金・準備金の方は10年に至るまで均等割が続くが，11年に準備金だけ倍増される。これについては同年の勘定帳によると，利益処分は（54）明治5年の店勘定帳には，前年に死去した政樹の遺言によって，預り金に対する利率を従来までの「壱」を改め，「壱弐」にするとある。年1割2分。

22一

経済経営研究第23号（1）

一応均等割となっているが，これを差引いた残額より更に同額分を準備金（調達手当）に「増傭」している。その理由として但書に「寅年損毛相立ル故別臨
割出し増傭」とある。

この「両替方仕方」による利益処分法は，明治2年の両替方勘定帳のときから「法立」と称せられている。さらに4年同帳では「法制」と呼ばれる。山口家の財務管理方式が次第に整備され，企業内部留保分を利益総額の「三ツ割」として規定したのである。翌5年にはこの法制から，「内角々上分江割符」（重役賞与）が除かれ，純粋に「三ツ割」分がまず総利益から優先的に控除され，その残額から1割が「内角々割符」とされ，また1割が「店名々江割符」となる。

この二科目を差引いた残額が「納」とされている。

この法制の改革は，明治5年1月3日の店卸のさい，同幅の末尾に山口仁兵衛・同楢三郎両名
立会の署名があり，「是迄とは割方並二名々割方椙換侯得共，二代目主人病中
二御遺言二体相改侯也」と，その改革理由が記載されている。このことは上述の三井・小野組の改革とも撰を一にするものと考えられ，山口家においても，激動する社会状勢に対応すべく，家政あ改革を行なったのである。

したがって，第2表では重役賞与分は7．6％となり，前年に比べて3％の減少となっている。内部留保分をより多くして企業の存続・発展に資したのである。山口仁兵衛・楢三郎とともに中心となって行動したのは西田永助・越野嘉助であった。さらに，7年の店勘定嬢では「上分名々割符」は1割から7歩に歩割が低下し，この3歩は「出精二付臨時店へ」とされ，重役賞与分を縮少して，店員の勤労意慾増進のために振替えられ，事業経営の能率向上に努める。

以上のように山口家では，慶応2年に「両替方仕方」という利益処分法のモデルを制定し，均等割型の「三ツ割」制度を設定したのである。その後，明治3年，5年および7年と，第1表のように利益率の急落に即応して，3回にわたる「法制」の改定を行ない，いわゆる「三ツ割」制度を整備して，両替店における資本繰入額の増大を計っている。6年には大口貸付先の長田作兵衛など
228

明治期r三ツ割」制度の一考察（高橋）の倒産があり，7年には小野組・島田組などの破綻があって，これらの直接，間接の影響から，山口家の財務管理方式にも一般と厳しい改革を迫られたのである。7年から10年にかけてこれらの滞貨が逐次償却され，店主・重役への配当を極力おさえて内部留保に努め，徐々に資本蓄積を進めて企業経営の基盤を確立しようとする。やがて，この蓄積された資本の一部をもって国立銀行の設立に向う。明冶9年国立銀行条例改正以後は，大阪商人による銀行設立計画が急速に起り，12年国立銀行設立停止までの数年問に，大阪府下に創立された国

立銀行数は11行を数える。この間，10年5月第十三国立銀行，11年3月第三十四国立銀行，そして12年3月第百四十八国立銀行が設立される。

4．む

す

び

一策百四十八国立銀行について一銭上のように，われわれは慶応末年から明治12年にいたる山口家の勘定帳の分析によって，江戸時代における巨大商業資本の財務管理方式の特色のいくつかが，同家のうちにも存続していることを明らかにした。ことにいわゆる「三ツ割」制度の在り方をつうじて，同家の3回にわたる改革問題が，資本蓄積過程における危機意識に密接な関連をもち，企業経営の存立と拡大，事業経営の基盤確立のための経営者活動によることを考察した。2代山口政樹が死を眼前にして家業の改革を指揮し，それを継承した一族と主なる手代による再度の財務管理組織の変革が事業経営の将来に曙光を与え，同業者の破産，巨大商業資本の没落という当時の非常な商状をも乗り切って，「是より壷金銅箱之書そへ無し，や1天下太平二代正を仕り蓄置の必要無くなりし哉」と3代政運が勘定帳（55）にその感慨を書き認める。

やがて，明治12年3月18日，第百四十八国立銀行を創立するまでに，資本蓄（55）明治十一年寅春，内勘定帳に記された末尾の追で書きによる。
229

経済経営研究第23号（I）

積の基盤を固めた山口家は，その年の両替方勘定1帳に，「十二年四月限リ両替

止メ，資本十万円第百四十八国立銀行創立」の袖書きをする。この銀行創立のための資金10万円の明細（工株上00円）はつぎのようである。

山口

吉郎兵衛

600株

60，OOO円

笹倉正兵衛

30株3，O00円

山

仁兵衛

90株

9，OOO円

越野嘉助

30株3，O00円

口

和井田藤助
山

口

橘次郎

50株5，000円
50株

5，O00円西田永助40株4，000円

山

口

虎次郎

30株

3，000円

山

口

り

16株

1，600円同族および使用人17名64株

6，400円く

頭取山口吉郎兵衛の持株分は資本金100，000円に対し60％である。また，この財源は「内」勘定から30，000円，「店」勘定（大福榎勘定に変更）から同じ
く30，O00円とが支出されている。その他，山口仁兵衛は一族，和井田藤助も主（56）なる手代であり，明治13年内勘定帳によれば，主なる手代越野嘉助ほか6名分の貸金452円75銭に「銀行創立二附則貸也」の摘要が記入されている。一族のものについても，前記吉郎兵衛分30，000円を最高額として，山口菅名儀，同楢三郎分銀行加入金5，000円，山口虎次郎右同断見当金3，000円，陸女銀行加入不足金，とめ女同断などの摘要がある。この点からみても，一族ならびに手代たちの銀行株金は，ほとんど山口家内勘定から出金されていたことが判明する。

したがって，第百四十八国立銀行の資本金は全額とも，山口吉郎兵衛の企業経営から支出され，株式銀行の組織とはなっていてもやはり個人銀行の性格をも（57）

ち，鴻池家設立の第十三国立銀行同様のものであった。安岡重明氏は第十三国（58）

立銀行の性格について，つぎのように述べている。
（56）明治十二年，内勘定帳分二冊は既存せず㌧（57）作道洋太郎 「国立銀行の成立過程一明治前期における定款の原文とその解題」 （「大阪大学経済学」第11巻，1・2合併号），伊牟田敏充「松方デフレ期の大阪第十三国立銀行」（「証券経済月報」第46号），

高嶋雅明「明治前期

における大阪第十三国立銀行の分析」 （宮本又次編 「大阪の研究」第2巻所収），安岡重明「財閥形成史の研究」（第1部第2節「第十三国立銀行」）なとを参照。
（58）安岡，同掲書，176．

230

明治期r三ツ割」制度の一考察（高橋）明治ユ2年の改革によって，分・別家は，全株式の約五分の一を所有し，それに対し制限つきの権利を認められたが，以上の諸事実からみて，完全な権利をもつ株主でなかったことはあきらかであり，同銀行が株式会社形態をとっていても，彼らの権利は持分資本家的なそれであったと考えられるのである。（中略）ただこれら旧分・別家の多くが同行の行員であったと考えられるから，ある場合には，同行の営業方針を決定する立場に立った者もあったであろうが，それは株主総会によって選出された重役という性格にもとづくよりも，むしろ主家の奉公人としての機能にもとづくと考えた方が実態に近いてある㌔

鴻池家の銀行経営とほぼ近い性格をもつと考えられる山口家の場合，同族楢三郎は，「当家之記」のうちで頭取山口3代政運について，つぎのように述懐
（59）

している。

明治の基礎漸く確く・逐日文明に進み銀行といふ物始ま．り，我も遅れながら第百四十八銀行を組織す，資本金拾万円也，主人は是が頭取たりしも業を見る事希也，歳入は減少せざるも，主人の歳費年々嵩みければ，分家別家より諌争せし事もま』ありしかど多くは用いられず，以て明治二十五年に至り享年三十七歳にて病死し給ふ，此時財産金三十五万五千円余

明冶13年に政運自身で計上した内勘定帳の奥書に「元両替方なりし大福帳に円

円

在る資産高後二別山口分」179，424，047と，「此内勘定」の正味75，918．2677とを合計して，「二口金二十五万五千三百四十二円三十一銭四七，十三年民有らん限りの惣資産此如し」と記載されている。この資産が徒然の生活を送る政運の下で10万円の増殖が遂げられるのである。その後，明治16年には増資して20万円となり，主人持株1，605株（80．25％），さらに3代政運死後21年には越後津川第三十一国立銀行を買収して資本金30万円となり，そのうち主人持株は

2，391株（79．7％）となる。やがて国立銀行営業満期のとき，31年6月には主人持株は2，541株（84．7％）となり，株価平均値135円90銭にして315，344円の（59）山口家文書「当家之記」による。
231

経済経営研究第23号（一）

増額となっている。そしてその年1月の「財産目録勘定媛」の利益勘定には，差引

金八万四千八百六拾弐円六拾六銭壱銭

延ル
此弐割
金壱万六千九百円

三十年度積立金
残金六万七千九百六拾弐円六拾六銭壱厘
此壱割
金六千七百円

三十年度

非常積立
又庇壱割五分
金壱万百円
此内訳

ミツ割

圃

金玉干三百八拾円

臨時入費手当金三千三百六拾円

上分手当積金金玉干三百六拾円

賞与金割当

以上のような利益処分が行なわれ，ここにいわゆる「三ツ割」制度の存続形態があることを知る。しかも，この財務管理方式は少くとも大正5年頃まで存続したのである。

本稿の目的は江戸時代における商業資本がいかなる様相をもって近代に連続し，あるいは非連続の連続をするかを，経営内部の資料によって，財務管理方
式のなかに見む）出そうとした。その焦点を利益処分法に当て，いわゆる「三ツ割」制度の在り方を考察し，均等割法と不均等割法とがあることを指摘した。
さらに自己資本利子の問題をも若千とりあげ，また内部保留の増大に努力する

ことにより企業経営の存続を計って，その基盤を強固にし，一段と資本蓄積過程を刺激していることをも考察してきた。

今後われわれは，山口家が国立銀行から個人銀行・山口銀行に組織の変更を232

明治期「三ツ割」制度の一考察（高橋）行ない，一躍資本金を100万円に増加して，急速に資本増殖を進行していく過程に視点を集中する。そして明治・大正期における個人銀行の性格の分析をつうじて，いわゆる「三ツ割」制度がどのように進展していくかを見定めたい。

また，一方自己資本利子の思想が，株式配当における利息的観念として定着し，わが国の商法における規定に盛り込まれる過程についても述べたいと思う。しかし，ここでは詳述する余裕もないので，これらの問題については別稿
に譲る。

233

経済経営研究第23号（I）

234

〔資

料〕

企業の発展と社名の変化＊

一製造業の場合一
生

ほ

じ

め

島

芳

郎

に

わが国の産業・経済の発展は，工業生産量の増加と製品種類の多様化をもたらし，それに伴なって企業面では経営規模の大型化が進行している。さらに企業間における資本集申と産業構造の変動，及び国際関係，国際経済事情など外的環境の変化は，わが国の企業活動に多くの影響を与えている。そして，この様な変化による企業の発展一事業目的の追加や変更一，あるいは合併などに伴なって社名の変更が行なわれているのは，常にわれわれの目にふれる所である。すなわち主要製造業企業491社に限っても，最近10年間にその約16％o）（78社）が現社名に改称しているのである。

本稿の目的は，これら社名とわが国諸産業の勃興，発展或いは衰退，及びこれらをとりまく経済環境，時代性との対応と関連についての諸問題を，各時期の主要製造業企業名の量的観察によって考究しようとする点にある。

I

企

業

と

社

名

1．社名の意義
およそ企業は，いわゆる個人の氏名と同じく，それぞれ固有の名称を持ち他＊本稿は昭和47年度文部省科学研究費補助金による研究成果の一部であ乱（1）昭和45年東証第1部上場製造業企業の社名変更を昭和36〜45年の10年間につい
て調べた。

235

経済経営研究第23号（1）と区別する根拠としている。これは法規上では商号と称せられ，登記所で商号登記簿に登記されねばならないことが商業登記法（同法第6条）で決められている。商法では，会社の商号申に「合名会社，合資会社又ハ株式会社ナル文字
ヲ用フルコトヲ要ス」という規定（同法第17条）があるが，「商号選定自由の原則」によって，商号は「其ノ氏，氏名其ノ池ノ名称ヲ以テ商号ト為スコトヲ得」（同法第6条）とあり，一般に「氏，氏名その他の名称」に「合名，合資，株式会社」を加えたものを社名と称している。ただ金融業には商号の制限が定められていて，その名称申にそれぞれ銀行，証券，信託，保険という文字（2）を用いることが義務づけられていると同時に，他業種の会社のこれら文字の使用を禁止している。

社名は会社毎の固有の名称であるから，同一市町村内ではほぼ企業数と同数（3）の社名があることになり，全国には同一重複社名を除いても何十万の社名が存在する。

企業の創設時，その社名の命名には種々の要件が考えられるが，外面的には他企業との識別の可能なこと，内面的には自社の事業目的に関連あるイメージを与え得ること，

この二点が社名選定にあたって通常考えられる要件であろう。従って従来から社名に具備すべき最低条件として，（1）他社名と区別出来ること（2）覚え易く，分り易いこと（3）業種，生産品又は製造過程などが推測出来ることなどがあげられる。

2．社名の構成
社名は通常一個乃至複数個の語によって構成されており，次例のように分解（2）銀行法第4条，証券取引法第41条，相互銀行法第6条，信託業法第3条，保険業法第4条などによる。
（3）商法16条に「他人ガ登記シタル商号ハ同市町村内二於テ同一ノ営業ノ為二之ヲ登記スルコトヲ得ズ」とある。
236

〔資料〕企業の発展と社名の変化（生島）し，最初の語から順に第1，第2，第3称とすることが出来る。

兼松羊毛工業日本起重機製作所

共立レザー
カルピス食品工業
明電舎
第1称は各企業の固有名，第2称は業種，製品を示す名称であり，第3称は製造所，製作所など製造業を明確に示す語で，ここでは「所」を除いて第2称に加えて考えることにする。

社名で最も多いのは，第1称と第2称の結合すなわち固有名と業種（製品）名から成るものである。第1称の固有名は，上例のように個人の姓，地名，国名，商標その他一般名詞など多種にわたっている。第2称の業種，製品名は，産業の発展，技術の開発に伴なって名称の多様化が見られる。このような産業の発展や時代性を反映した第ユ称と第2称の変化，最近の第2，第3称の消去や第1称のカナ文字の使用などの社名形態上の変化についても以下で考察する。

しかし，さきに述べたように，社名は会社数とほぼ同数の多数に上るので，その全数を調査するのは困難である。それゆえ本稿ではわが国の製造工業の主要企業に限定し，主として東京株式（証券）取引所の上場会社の社名について考察することとした。

3．調査範囲と対象年
周知のようにわが国の会社企業は，明治5年の国立銀行条例による株式会社
としての国立銀行の創設によって，その発展が始まり，同26年の会社法の施行，銀行条例の実施など基本的法制の整備に加えて，日清戦争後の好況で会社企業の勃興となり，それまでの銀行，鉄道業はもちろん，その他の諸産業ことに鉱工業の発達となった。そして繊維工業を先駆とした初期的成長段階から，

231

経済経営研究第23号（1）

鉄鋼業，化学工業が興ってきたのである。そしてさらに鉱工業は日露戦争によって一段と発達し，その後は台湾，満洲，朝鮮などの植民地開発と東洋市場の開拓が進行し，そのうえ重工業の発展からその他の製造業，商業分野の会社企業の新設，拡張が促され，ここに近代会社企業が本格的にその基盤を確立し（4）た。これは工業会社数の増加として現われ，明治30年（1897）の1，881社が同44年（1911）は3，921社となり，大正元年（1912）には4，403社となっている。

そして工業生産額も明治43年に初めて20億円台に上った。

かくて明治中期以降の製造工業の発達が，わが国の経済発展の基幹としての地位を占めるようになり，第1次大戦後はさらに多くの企業が多種の工業部門に進出し，それまでの紡績中心工業が，次第に機械，化学，金属など諸工業へ拡大した。

その後，昭和8〜10年の輸出激増による綿布，人絹，雑貨工業の発展，同12
年以降の軍需工業，重工業の発達をみたが，第2次大戦による荒廃を経て戦後の産業復興となり，やがて造船，電機，重化学工業などの発展，さらに世界的な技術革新による新製法と新製品の多様化に進んできた。かくて製造コニ業は，わが国産業，経済発展の原動力として最も大きなウェイトを占めている。

本稿では，会社企業名をこのような工業発展の諸段階に照応させて考察する。明治・大正期は上場工業会社数が少なく，昭和期との比較には少々難が認められるが，ここでは一応調査対象年の起点を大正元年（1911）の上場合杜におき，次点を第1次大戦申から直後の好況期で諸工業が平均的な成長をし，会社企業数の増加した大正9年（1920）においた。それ以後，昭和初年の名目成

長率の停滞期として昭和4年（1929），第2次大戦に入って軍需工業が拡大し杜数の激増した昭和16年（194王），戦後，朝鮮戦争の特需景気を拠り処として（4）日清戦争後の企業の新設拡張計画は，鉄道と銀行が主で，両者合計で全体の69．3％，その他の諸会社は30，7％にすぎなかった。日露戦争後（明治38年7月
以降大正2年末）は銀行14．9％，鉄道15．3％にすぎず，製造業29，4％，商業その他（銀行，保険を除く）16．O％，電気12．3％などとなっている。
「我国企業の史的発展」pp．55−56）
238

（高橋亀吉

〔資料〕企業の発展と社名の変化（生島）

復興の緒についた昭和26年（1951），さらに高度成長政策による高成長の最盛期（35〜36年の実質成長率は13．3〜14．4％）を経た昭和38年（1963），及び国
際化時代を迎えて企業の海外進出，集中・集団化の進行する昭和45年（1970）（5）の各年をそれぞれ調査対象年とした。

皿第1称の変化
前に述べたように，固有名である第1称には人名，地名，普通名詞などが使用されている。いま各調査年の社名第1称を，1．人名，2．地名（地域名，国名を含む），3．一般名，4．元号，5．略称，6．商品・商標，7．財閥名（三第1表第1称の種類別社数

1911
大1

1920

1929

1941

1951

1963

1970

大9

昭4

昭16

昭26

昭38

昭45

数

182

260

175

383

556

476

491

第1称なし

9

名

社

大
地

名

称

類

％

％

％
j

11

9

5

52

j8

89

j6

77

j6

83

j7

（1）

25

〃

60

39

22

68

j8

101

j8

77

j6

80

エ6

（2）

100

55141

80

46

144

8ク

189

84

116

24107

22

4

5

36

38

般

名

41

22

商

品

略

財

種

％

3

2

4

21081688 2 7

5

号

九

8

％

8

エ

の

％

5

第
1

％

2 9
81081229 27140

22

80

2エ

名

一

一

一

称

名

閥

名

（註）地名（1）は日本，大日本。

28

2j

129

j

5

j

4

−9217826

5

35

7

5

26

5

−

10

8

121

2

4

7

j

24

（2）は都市名，地域名，1日国名。

財閥名は三井，三菱，住友に限った。
（5）各調査年毎に使用した資料は次の通りである。

大正元年 大阪株式取引所相場表， 大阪屋株式年鑑 大正10年版，同昭和5年版， 東洋経済株式年鑑 昭和17年版， 日経会社年鑑 昭和27年版，同39
年版，同46年版。

239

ゴ経済経営研究第23号（I）

第2表第1称の名称と年別社数
1911

1920

（1）大日本，日

本の社数

1929

1941

1951

1963

1970

大9

4

昭16

昭26

昭38

昭45

25

60

39

68

101

77

80

3
22

13
47

9
30

10

8

9

6

58

93

68

74

1O0

141

80

144

189

116

107

大1
（内訳）

大

日

日

本
本

（2）地域名，地名の社数（地域名の内訳）

旧藩・国名
旧植民地名

束
東

洋
亜

その他の地域名

％

％

8

8

％

13

9
j8

8

エ0

12

j5

ユ3

j8

ユ8

8

8

15

ユ0

6

7

ユ

2

19

j8

2

j8

6

7

j

王

13

2

5

29
17

％

8

20

7

＿

j2

19

3 j02

34

15

3

％

4

4

ユ0

16
3
25

＿

2

エ8

％

％

8

4

〃

14

j8

2j

23

2j

8

5

4

4

（地名の内訳）

京11

その随の地名

東

36

大

元

阪

10

7 13
jjユ6jj78 11
15 j0 15
j0

21

j4

86

37

26

（畿鮎地名）（64）

元号名の社数

2

号

（76）

13

26

（52）

j6

32

49

（78）

84

98

（103）

7 8 7 7 6
8 528 457 486 456

52

（65）

（67）

5

10

12

9

9

3

4

3

2

2

7

8

6

6

38

80

121

138

142

（内訳）

3

2

正
和

一
一

1

1

一般名の社数

41

36

明

名

治

大
昭

2

（内訳）

％

％

帝

国

旭

（朝日）

日

東

大

同

富士（不二）

第
一
中
央
日
清
そ の他

8

20

5

3
3

1

1

3

4
4

6

20

6

％
エ6

1

1

2

7−20

j5

13

7
1

8

〃

9

3

8

4

4

1

1
1
1

3
24

3
50

％

〃

9

5
5

9
4
7
7
4
3
3
3

81

1

％

7

8

6
6

％

4
5

8

j

3
9

6

6

6

3
3

一106

一109

（註）地名の日本には新日本を含む。旧藩・国名は摂津，遠州などを含む。1日植民地

名は朝鮮，台湾，満洲，大連，台北などを含む。
240

％

8
8

8
2

〔資料〕企業の発展と社名の変化（生島）丼，三菱，住友）に分類し，各項目別に概観すると次のようである。

（第1・

2表参照）

1．人

名

社名には森永製葉，松下電器産業のように，創業者の姓を第1称としているものがある。本項ではこれらを人名に区分した。個人企業の多くは人名を冠した商号を使用しているが，今回調査の大正元年より昭和4年の間は予想外に少なくユ0％以下であり，調査社数の多くなった昭和16年では13％を示し，以後若（6）
千上昇傾向を辿ったが，戦後20年間は変化が認められず16％に定着してし）る。

2．地名

社名で都市名，地域名，国名などを冠するものを本項に含め，（1）「大目本」「日本」と（2〕都市名，地域名に分けて考察する。

地名（1）の「大日本」「日本」は大正9年（1920）に総社数の23％にもなっている。これは第1次大戦におけるわが国の国際的地位の上昇という時勢を背景としたものと考えられよう。この申で「大日本」は大正9年から昭和16年にかけて多く，戦後は減少しているのに対し，「日本」は減少気味ながら依然総社
数のユ5％を占めている。これは「大日本」の「犬」が前時代的感覚を帯びているのに比し，「日本」は国名という強味と，国際的に通用するという時代を超えた長所を有するためと思われる。

「日本」，「大日本」を除いた地名12）は，大正9年総社数の54％を占めていたが，以後は徐々に減少し，昭和26年（1951）は34％，同38年（1968）24％，
同45年（1970）22％と低下傾向にある。

一般に地名は，その企業の創設当時の所在地を示すと共に，市場地域をも示（6）昭和16年52社の人名の異なり数は46種（森永2社，池貝3杜，松下4社を含む），同じく45年は83社75種（森永， 1崎，岩崎，古河，豊田谷2社，松下4社を含む）である。

241

経済経営研究第23号（I）

す一面がある。「東京」「大阪」の両地名は，大正9年にはそれぞれ地名（2〕の11％，15％（総社数の6％，8％）もあったが，以後次第に漸減して昭和45年には両者とも5〜6％（総社数の1％弱）になっている。この減少原因は，流通市場の拡大と企業イメージの高揚という視点からすれば，東京，大阪などの
局地名価値の低下を現わすものといえるであろう。東海，山陽，関東などの広地域名の社数にはあまり変化の見られないことも，地名での特徴の一つである。

国外の広域名で最も多いのは「東洋」で，大正9年の15社（地名（2〕の10％）は，日露戦争後の東洋市場への進出と第1次大戦によるわが国の国際的地位の上昇を反映したものとみられる。同様に，大平洋戦争開戦時の昭和16年も11％を占める。しかし戦後もこの比率は変わらず，「オリエンタル」，「東亜」を含めると食料品，化学，機械，輸送機器など製造工業の各業種に存在し，昭和45年は19社（地名（2〕の17％）と増加しており，いわゆる高度成長期には，アジ

アにおける当該製品の主要生産企業という企業イメージを，一般に与え得る名称と評価されていると考えられる。
地名（2）（「日本」，「大日本」を除いたもの）における地名の種類数と社数との比率は各調査年ともほぼ同じであるが，各調査年を詳細にみると，個々の地名，地域名に消滅，新出などの変化がみられる。戦前までは「棒大」，「台湾」，「朝鮮」，「満洲」や「大連」，「台北」など旧植民地の地名を冠した社名が大分見うけられる。これらは在外企業として，あるいは開発，国策会社として設立されたもので，昭和16年には地名（2）の20％にもなっている。これに反して「和泉」，「出雲」，「浪速」，「三河」などの旧藩・国名は次第に減

少し，大正9年の12種が昭和26年には7種となり，同45年には「播磨」，「摂（7）津」，「近江」，「遠州」の4種のみに止まっているのは注目に値する。

（7）石川島播磨重工業，摂津板紙，オーミケンシ，遠州製作。
242

〔資料〕企業の発展と社名の変化（生島）3．元号

わが国企業名の特徴の一つである元号名は，株式会社創設の明治年代から，すでに各業種に相当数の「明治」がみられることからも明らかである。この調査では調査杜数が少ないので，全般的な状況を明確に出来ないが，「明治」の（8）

名称は今日にいたるまで，依然として主要企業名として使用されている。「大正」は昭和45年上場会社（製造業）においても大正製薬のみであるが，「昭和」は改元後すぐに使用され，戦後も第2表のように同数を保っており，昭和45年の全上場会社では14社を数える。

これら3種の元号名のうち，「明治」は殖産興業政策にのっとった企業勃興期の企業者の気概を示す意味で，この元号が当時使用されたものと思われ，今日ではこれが伝統ある堅実さを企業イメージとして与えている。明治末期から大正初期に至る企業停滞期を経て，第1次大戦の好況期に入ると，元号名よりももっと時勢に適した名称が採用されたものと思われ，大戦後反動の慢性不況期には，沈滞した年代からのがれようとして「大正」という名称の採用は少なくなったのであろ㌔もちろん大正期が短かかったことも影響している。そして昭和に改元されると大正の不況期イメージを払拭するため，新企業は「昭和」の元号を用いるのが多くなった。これは現代的な明朗さを企業イメージに与えると考えられたためであろう。

4．一

般

名

ここで言う一般名は，日清，富士，帝国のような普通名詞を第1称に使用しているものである。大正元年，一般名のうち多いのは，「帝国」8社（製糖，麦酒，鉱泉，魚油精製，冷蔵，製麻，撚糸，石材），「日清」6社（製粉，紡績，染布，豆粕，燐寸，印刷）である。「帝国」の名称は昭和16年で9社，同じく26年でも9社がみられるが，同38年は5社（産業，繊維，化工，臓器製（8）昭和45年の全上場合杜中に7社（明治海運，機械，製葉，製糖，乳業，製革，商事）ある。

243

経済経営研究第23号（1）薬，車輌工業）になり，

同45年には4社に減少し，同年の全上場合杜（全産業）でも14社である。

「帝国」は大日本帝国という時代錯誤的なイメージと，帝国主義から連想されるマイナスイメージによって，時代と盛衰を共にしたものと思われ，戦後は新設社名には殆んどなく，「大日本」と同じく衰退名の一つとなっている。

この傾向は，日清戦後に現われた「日清」も同じで，大正9年の日清紡績，
日清製油，日清印刷，日清製粉のうち昭和45年には製粉，製油，紡績の3社が残存し，全上場会社でも日清製紙，日清食品の2社を加えた5社にすぎない。
これらに対し，明治末期より今日に至るまで，時勢にとらわれず依然として多く用いられているのが「富士（不二）」である。

昭和16年は4社（電機製

造，通信機製造，飛行機，瓦斯紡績），同45年は9社で，製造業第1，2部上場
合杜では17社にもなる。戦後の特徴の一つは，「大同」の名称で，昭和26年4社，同45年6社，全上場会社では9社に上るが，すべて製造工業で他業種にないのは興味のある所である。

「東邦」，「日東」，「朝日（旭）」なども過去60年間多く使用されており，主要企業として出てきたのはこの期間の後半である。これらの名称は簡潔で呼称が容易であると同時に，発展性のあるイメージを与えるものとして，将来も減少することはないように思われ乱外来蕗

一般名の種類は上場合杜の増加とともに増えているが，特に注意をひくのは戦後の外来語の使用である。昭和16年の上場合杜中ではオリエン
タル写真工業だけであったが，同27年にはパインミシン，オリンパス光学，シチズン時計，ライオン油脂，ライオン歯磨，キヤノンカメラなどが現われ，同45年にはこれらの外に14社が増加しており，東証第2部上場でも18社（製造業のみ）を数え，特に電気機器など消費財生産業種に多い。

これには会社企業が，その社名を同社の代表的製品の商標（ブランド）に合致させ，社名と製品名とのダブルフォーカスによって需要者に強い印象を与え244

〔資料〕企業の発展と社名の変化（生島）るものと，新立企業（合併も含む）が明治初年の文明開化以来の欧米崇拝いわゆる舶来好みの国民性を利用して外来語名を採用したものとの二つの場合がある。これらは外国語名が，企業のマーケティング戦略を国内，海外ともより有利にするのに視覚的，聴覚的に効果あること，あるいは需要者にその外国語名の商標イメージをそのまま企業イメージに生かすのに有効なことなどの理由で（9）

選好されたものと考えられ，海外市場への進出と経営の国際化によって，この傾向は続くと予想される。

5．商

品

名

会社名に商標そのものが採用されている場合が多くみられるが，この商標とは生産，加工，販売業者等がその商品に使用する文字，記号などの謂であり，会社名の第1称の多くは文字商標として，また一般に社章，マークと称せられているものは図形商標として用いられている。
上述の外来語名の場合，社名とその企業の商標との一致が図られていたが，文字商標，図形商標などすべてを商標使用社名として殊更に分類することは困難である。しかし登録された生産商品名（商品名商標）の社名は，その識別が容易であるので，ここにとり出してみる。調査対象の主要企業として初めて出てくるのは，戦後の昭和27年，味の素（大正14年設立），

カルピス食品工業（大正6年創業），わかもと製薬（昭和8年創立），利久醗酵工業の4社で，同38年には養命酒製造（大正12年設立），三楽オーシャン（昭和g年設立）な（10）とが加わり5社となっている。また江崎グリコ，森下仁丹などは，人名プラス（9）これらには次の例があ孔トリオ（春日無線工業，35年），パイオニア（福音電機，36年），ミノルタカメラ（千代田光学精工，37年），ユニチカ（日本レーヨンとニチボーの合併，44年），シャープ（早川電機工業，45年）。このよ
うに外国名の場合，多くは第1称のみの社名となり，社名の形態上の変化にも関連があり，また漢字からカナヘの移行にも同様な現象がみられる。
（10）上場会社以外でも，コピア（九星機化工業，昭37），フマキラー（大下回春堂，
昭38），サントリー（寿屋，昭38），牛乳石鹸共進杜（共進社油脂工業，昭42）などがある。

245

経済経営研究第23号（1）

商品名商標を使用している。

このような製品名商標と社名の一致は，製品需要者や一般消費者に，商品と企業名の記憶を容易にして親しみを持たせ，流通販路を拡大するのに有利であり，この方法は今後も増加するであろう。

6．略

称

名

社名に現代性を持たせ，簡潔さと憶え易さを与える方法の一つとして略称（略語）が用いられる。東洋レーヨンの東レ，大阪金属工業のダイキン工業，

日本工具製作の日工などがこれで，この事例も最近増加の傾向にある。

主要企業での略称社名は，日本産業の「日産」，理化学研究所の「理研」が初めであろう。いずれも昭和前期の軍需産業を背景にした新興コンツェルンとして成長したが，その傘下の諸会社の多くは自社々名の第1称に日産，理研を使用した。昭和16年には日産化学工業，同じく農林工業，自動車など，理研では理研護謹工業，同じくスプリング，製機，重工業，金属，電具，電機製造，
真空工業などがあったが，戦後には日産，理研のほかにも日曹（日本曹達），
神鋼（神戸製鋼所），

日鉄（日本製鉄）など昭和26年には7種に増加してし）

る。

略称名は，

このような親会杜の略称を附加するもののほか，社名変更の場

合，帝人（帝国人造絹糸）のような1日名表示漢字の抽出略称化に止まらず，漢字毎の最初の発音のみをとって，それのカナ表示を用いるものも現われ，中にはトキコ（東機工業）のようにそれのみでは業種はもちろん，略称かどうかの推測も出来ない社名もある。そしてこれらの事例は昭和38年には26社，同45年には35社にも増加している。このように，略称化はその旧名の略称，株式取引の際の慣用名などを用いる場合が多く，第1称のみに止まらず，業種を示す第（u）

2称をも含めて行なわれることも多い。この傾向は社名の形態上の変化として（11）次のような例がある。

（）内は旧名，変更年。帝人（帝国人造絹糸，昭37），

クラレ（倉敷レーヨン，昭45），ダイセル（大日本セルロイド，昭41），興人（興国人絹パルプ，昭44），東陶機器（東洋陶器，昭45），リコー（理研光学工業，昭37）
246

〔資料〕企業の発展と社名の変化（生島）

後述する。

7．財

閥

名

前項では日産，理研など新興コンツェルン名の略称を第1称に用いる場合について述べたが，財閥名を第1称に用いる社名も多い。ここでは三井，三菱，住友の三大財閥に限定して，これらの名称を第1称に用いた社名を考察する。
（12）

製造業主要会社では昭和16年に10社，戦後の同26年は7社，他産業を含めて17社であったが，同38年には製造業で24投，同45年には28社（うち東証第1部
上場26社）となり，他産業を含めると51社に増加している。

戦後の財閥解体によって，数多くの小会社に分割，分離した財閥系諸会社
は，占領政策により強制的に，また］万では財閥を罪悪視し，憎悪する国民感情に従って財閥名を排除した新社名で発足した。しかし占領時代が終って経済復興期に入り，次第に資本と経営権の系列化が進むにつれて，これら財閥名が企業イメージに与えるマイナス度は徐々にうすれ，かえって企業イメージに安（13）

定感と信頼感を与えると解されるようになった。このような経済情勢の変移と僕を一にして，財閥社名の復活が進行したと思われるのであ乱

皿第2称の変化
1・第2称の種類
一般に使用されている社名は，日本油脂，富士紡績のように，固有名の第1（12）各財閥別は次の通りである。；以下は製造業以外の業種
16年 三井一精機工業，造船所；倉庫，銀行，鉱山

三菱一重工業，鋼機，電機，製紙；鉱業，倉庫，銀行
住友一金属工業，電気工業，機械工業，化学工業；倉庫，銀行
26年 三井一化学工業，造船，木材工業；鉱山，船舶，倉庫，不動産
三菱←化工機，製紙，電機；海運。鉱業，石油，倉庫，錨所
住友一電気工業；倉庫（13）これらの一例として住友ゴム工業（日本ダンロップ護謹，昭38），住友セメン
ト（磐城セメント，昭38），三菱樹脂（長浜樹脂，昭35），三井精糖（横浜精糖が他2社を合併，昭45）などがみられる。 （）は旧社名と改称年。

2〃

経済経営研究第23号（I）

称と製品・業種名の第2称で構成されてC）る。産業の発達と新技術の開発による製品種類や製法の増加につれて，第2称の種類も増加している。

（第3表参

照）

第3表
1911

調査社数

第2称の業種別種嚢数
ユ929

1941

1951

1963

1970

大1

大9

1920

昭4

昭16

昭26

昭38

昭45

182

260

175

383

556

476

491

11

王6

37

200

第2称のない社

数

第2称の種類
（業

72

王25

84

17且

236

エ98

37
94

26
57

22
55

28
74

17

13

46（2）

36（7）

種）

繊維／馨類嚢

食品罐類嚢

王0

8

6

18

19

22

38

26

22

43（3）

37（3）

43（4）

化学／建類嚢

21
27

15
20

30

42

36

33

60（2）

94（4）

97（4）

99（8）

慧鋼

金／聾類嚢

15
21

8

13

33
52

29
56

粥
67

26
67

機械／理類嚢

5
8

4
7

25
71

37
99

29

26

6王（3）

73（6）

電気機器罐類籔

4
4

3
4

8

12

12

19

21（1）

36（3）

42（4）

67（11）

窯業罐類嚢その他／聾類嚢

10

8

13

22

16

16

27

21

2工

39（1）

23

28（三）

12
27

34
81

48

40
103

45
78

2．3

41

1王5

（註）産業，工業，製作所など業種内容を表現しない第2称は除いた。社数の（）は第2称のない社数。

しかし第3表にみられる通り第2称の種類数対社数の各年別比率は，一見ほぼ同様であるが，昭和4年と同16年，同26年以降では，順次3％づつ低下して2佃

〔資料〕企業の発展と社名の変化（生島）いる。これは前述の第1称の変化でふれたような社名の略称化，第1称のみの社名の増加およびこれらの原因になっている事業及び製品の多様化を表示するに足る総合的・包括的な「工業」，「産業」，「製作」あるいは「総業」とい（14）

うような第2称の増加によるものと推測される。

このような全般的傾向を念頭において各業種別の推移を見ると，第3表のように業種によっては第2称の種類数の増減と社数の増減が相応していて，両者間の比率がほぼ変化のないもの，種類数の増加よりも社数の増加が多くてこの比率が低下しているもの，或いはこれと反対に上昇しているものなどがみられ
る。

しかし，

この調査における各年の業種別社数は当該業種の全社数ではな

く，たんに主要会社を抽出したものであるから，第2称種類数対社数の比率はその増減変化の傾向を見る指標として利用するに止める。この比率は第3表にみる通りで，各業種の第2称種類の主な変化は第4表に示した。次にこれら二表について第2称の変化を探ってみよう。（第4表参照）

2．業種別の変化
繊維

わが国軽工業の中心として明治中期より発展した繊維業は，その産業界に占める地位を反映して主要企業としての数も多く，明治末年の上場
会社数は製造業に限っても上場数の約舌に上っており，第2次大戦前までこの地位を保った。戦後復興に際しては，生糸の凋落と化繊の興隆という特色を示してはいるものの，その地位は漸次下降し，東証第1部上場会社数は昭和46年
36社で，製造業上場会社数の僅か7％にすぎない。

これに伴って第2称の種類も少なくなっているので，社数との比率はほぼ変化がない。これは社数の多い大正期には絹・綿・毛それぞれの分野で，製品の（i5）

細分表示を第2称に多く使用したことと，昭和期に入ってからは，これらの一（14）「コニ業」は昭和4年まで樺太工業1社であったが，昭和45年（東証第1部上場）22社に，「産業」は同じく日本産業1社が8社に，また「製作」は大正9年2社（芝浦，島津）が14社に増加している。
（15）生糸，製糸，紡績，毛織のほかに，絹糸紡織，絹紬，絹毛紡織，ラミー紡織，
ビロード，モスリン紡織，キャリコ製織，メリヤス紡織．羊毛整製，フランネ
ル，メンネルなどの名称が見られる。

249

経済経営研究第23号（I）

第4表第2称の主要業種別名称と社数の変化
1920

1929

1941

大9

昭4

昭16

23

25

6
3

5
6

15
3
4

18
2
2

17
4
6

−1

1

1

1

3

2

1

4
15

2
7

2
1

18

そ

1951
昭26

1911

大1

37

23

8
3
2
19

2
4
5
5

28

第2称なし

1963

1970

昭38

昭45

13
5
1

2

5
3

2
2
2

12
2

11
7

社数合計㈹

51
20

94
37

57
26

55
22

74
28

46

名称種類劉B〕

1736
13

種類率1B〕／㈹％

39

38

42

40

37

36

41

17

15

12

（名称内訳）

食

製
精
製
製
表
製
製
冷
乳

4

5

1

3

4

5
1

6
2

そ の
第2称なし
品

2
2

0

19
．3

1

1

3
14
3

3

21
4

社数合計四

37

38

26

22

43

名称種類数1B〕

8

10

8

6

18

37
19

43
22

種類率1B〕／㈹％

21

26

30

27

41

51

51

9
8

18
5

18
4

13

1
1

5

3
3
10
2
5

3

学（工業）
達（工業）

化

密（工業）

油
イ

ン

1

1

3

2

1

1

2

1

2
2

1

ト

薬（工業）
品（工業）

化（成）工（業）

2

4

1

1

2

2

2

1

15

n

2

3
10
3
4

35

42

48

3
2
51

2

4

4

8

94

3

12

他

17

社数合計四
名称種類数1B〕

23
12

27
21

20
15

60
30

42

97
36

99
33

種類率1B〕／㈹％

50

77

75

50

44

40

45

そ

の

第2称なし

250

2

〔資料〕企業の発展と社名の変化（生島）

1941

1951

1963

1970

昭16

昭26

昭38

昭45

5
3
5

4

（名称内訳）

機械（製造・製作）1O
機（械）工（業） 3
銭

工（所）

精
工
製
工

工
機
作（所） 3
業
4

精

機

9

2

1

6

1

1

2
2
6

2
2

5

3

8

一

31
3

38

第2称なし

40

社数合計四

71
25

61
29

73

名称種類数1B〕
種類率1B〕／囚％

30

47

35

そ

の

他

6

26

（名称内訳）

電

電
電
製

電
気

機（製造）

気

工

気
業
作

16
14
2
4
30
11

機

第2称なし

器

社数合計㈱
名称種類数1B〕

67
19

種類率1B〕／㈹％28

部に替って，「染工」，「レザー」，「フエルト」，「レーヨン」などが第2称に用いられたことである。また最近の主要会社は他業種にも進出して，従来の製品，業種を表していた第2称を消去するものもあって，第2称の種類数はほぼ定着し，上場会社数の少ないこととあいまって，第2部上場会社数を含めても第2称種類数と社数との比率には変化がない。

食
に続き

品

大正年代の主要企業は殆んど製糖で，製粉，麦酒，製菓がこれ，社数は第2次大戦まで変動は少なかったが，戦後諸食品工業の成長と共に上場会社数が増加した。したがって第2称の種類も増え，「食品工業」，「畜産工業」などの新名称が加わった上，醸造，醤油，乳業，飼料などの名称

251

経済経営研究第23号（1）を持つ企業が上場企業に拾頭してき一たこともあって，第2称の種類数対杜数の比率は高くなっており，この傾向は多社名業名型と呼ぶにふさわしい。

これは成長産業と取引所上場との関係にもよるが，今後も上場参入企業の増加によって，この比率がどのように変化するかは，製品の多様化による第2称の増カロ傾向と，これと反対の傾向を示すとみられる最近の商品商標と社名との統一による第2称の廃止の動きとに密接な関連があると思われる。
化

学

わが国の化学工業生産額が急激に増大するのは第1次大戦後であり，その後昭和8年頃より第2次大戦にかけて急カーブで上昇する。これを反映して上場会社数は増加し，同16年には60社となっている。戦後の新技術の開発と新製品の増加は，重化学工業化政策によって一段と進み，わが国産業構造において大きな地位を占めてき一た同38年には89社，同45年は91社と飛躍的に延び，上場製造業会社数の吾を占めるまでに至った。

これは第2称の種類にも現われ，大正9年21種が，昭和16年30種，同26年42種と増加し，この状態はたんに種類数の急増のみでなく，その名称内容自体の変化が化学工業発展過程そのものを，如実に示しているといえるであろう。すなわち，「化学」，「肥料」，「曹達」，「油脂」，「製薬」，「ペイント」などの第2称は，明治期より今日に至るまで主要企業に多く使用されているが，この点にもそれぞれに変化がみられる。例えば，大正元年には「肥料」は5社が上場されていたが，今日「肥料」を冠するのは東北肥料だけである。こ（16）

れに反し，「化学」は漸次増加し，昭和16年9社，同38年18社を算する。また
今日，上場社名に現われなくなった名称には，舎密，目西紛，製肥，洋灰，アルカリ，酸曹などがあり，これらに代って化成工業，電化工業，合成化学などが入っている。

（16）昭和4年の主要企業では日本化学工業，電気化学工業の2社である。
252

〔資料〕企業の発展と社名の変化（生島）このように化学部門は，上場会社数と第2称の種類数が最も多いいわゆる多杜多名称変動型であり，両者の比率も戦後は大き一な変化は見られない。今後，

総合化学工業化へと進展しているこの部門では，単なる一製品名の第2称では事業の全容を現わすことは不適と思われることもあり，将来の発展を織りこん（17）たものとして「化学」，「化学工業」のような総合的名称が増える傾向もみられるが，部門全体としては際立った変化はないであろう。

鉄鋼・金属

わが国の近代鉄鋼業は1900年代に入り八幡製鉄所の開設に始まった。しかし，その生産額が急増したのは，鉄鋼・非鉄金属ともに大正4年以降で，大正末期から昭和初期の停滞期を終え，拡大期に入ったのは昭和9年以降である。

この推移を反映して，昭和16年には55社が主要企業に入っている。第2次大
戦後も社数は増加しているが，第2称の種類は最近減少している。「製鉄」，「製鋼」，「鉄工」などは現在も多く使用されているが，「鉄鎖」，「鉄鎖製錬」，「製鋲」などは主要企業から全く消えている。しかし，戦後は「製鉄」，「製鋼」，「金属工業」の3種がこの部門柱数の30％を占め，この外の第2称
も鋼管，鋼銀，特殊製鋼、高周波鋼業，軽金属，電線，アルミニウム，ステン
レス，製缶，橋梁など，

この部門の製品，生産プロセスを現わす名称は，38

年，45年とも変化を示していない。このように，この部門は第2称の種類数と杜数の比率も下降して変化が少なく，いわゆる多種固定型ともいえるであろう。ただ最近の第2部上場会社では上記の固定型名称は少なく，鋼線索，製箔，鉄塔，螺子，ダイカスト，など細分類項目に入る製品名が多く，いわゆる多種拡大型を示している。
（17）例として，日本重化学工業（東化工と日本フェロアロイの合併，昭44），バン
ドー化学（阪東調帯ゴムの改称，昭45）
タミアイ化学工業（イバラ農業の改
称，昭43）などがある。

253

経済経営研究第23号（I）

機械（精密機械を含む）

わが国の機械工業の成長は，化学工業と同じく第1次大戦後に始まり，昭和15年の生産額は同5年の5倍になっている。
これに伴って社数も主要企業の告を占め，戦後も上場会社数の多い部門の一つである。

大正9年には第2称として紡機工業，紡織機械製造，機械製造などが見られ，昭和16年には精密工業，精機，精工，ベアリング，エレベータ，タイプラ

イターなども現われている。戦後もこれらの名称は常在し，新しく化工機，運搬機，農機，工機などが加わっている。戦後これら名称の参入にも拘わらず社数に比して第2称種類数の少ないのは，前述の「工業」，「製作」，「機械」などを第2称に用いる社名の多いことが一つの原因で，昭和45年にr工業」8
社，「製作」7社，「機械」は5社あり，第2部上場会社を含めるとそれぞれ11社，13社，13社にもなる。これは第1部上場の全製造業企業申，第2称として「工業」を使用する22社，「製作」を使用する13社のそれぞれ30〜50％を占めており，この点はとくに機械部門の特色である。

電気機器

電機業界の場合，戦後の発展は目覚ましく，東証第1部上

場会社数は昭和38年46社，同じく45年は67社に増加している。また社名の第2（工8）

称は，昭和16年21社で8種類あったが，戦後は「電気精器」，「電器産業」，「電装」，「電工」などが入ってきた。しかし，これら名称の増加にともない社数が大巾に増加した割には，第2称の種類は増加せず，かえって第2称の種
類数対杜数の比率は低下し，各業種部門申での最低を示していわゆる多社縮小型といえよう。

この原因は，第2称のうち「電気」，「電機」の2名称の使用社名が多いこと，最近の第2称の廃止，すなわち第1称のみの社名が多いことなどのためで（18）電気，竈機，通信機製造，無線，電波機械，真空工業，電具，製作所の8名称

である。
254

〔資料〕企業の発展と社名の変化（生島）ある。強電から弱電まで，多品種生産の大メーカーから単一品種生産の専門メーカーに至るまで，「電気」と「電機」の2名称のいずれかを社名につける企業が多い。すなわち，昭和27年には「電気（工業も含める）」が8社，「電機（製造も含める）」は11社あり，同38年は6社と14社，同45年は13社と16社に上り，この部門の上場合杜の約半数を占めている。また第1称のみで第2称をもたない社名を持つ会社は，昭和27年3社，同38年4社が同45年には10社に増加している。

窯業

主要企業の申では「セメント」が一番多く，大正9年にはこの部門の50％（27杜申の15社）を占めていたが，最近では「セメント」「硝子」を合わせて40％（28杜申11社）である。衰退名には「煉瓦」，「煉炭」，「胡塙」などがあり，代って昭和10年代には「エタニットパイプ」，戦後は「ヒューム管」，「コンクリート工業」，「カーボン」などが参入し，「窯業」，「石綿」などは常在している。

この部門をセメント，硝子，陶器に大別すると，陶器では「製陶」，「特殊陶業」，「陶器」などが散在するが，ほかの分野では専門製品生産が多く，各製品毎の異なる名称（第2称）が多く用いられている。しかし現在は新入名称
は少なく，第2称種類数と社数の比率はほぼ一定し，いわゆる多種固定型といえよう。

以上，主な業種部門の社名第2称の在り方について述べたが，それぞれの生産品，あるいは生産過程を示す名称が，原料と製法の開発によって多種・多様化するにつれ，これを第2称として使用する例も多い。しかし各部門で指摘したように，他方では大企業化に伴なう多種製品生産に適応する第2称採用の多寡が，今後の第2称の問題であろう。

また社名には固有名すなわち第1称がなく，業種・製品名を示す第2称のみのものが，僅かながら諸業種に散在す乱例えば，チッソ，電気化学工業，ヂ
255

経済経営研究第23号（1）

一セル機器，汽車製造，プレス工業，凸版印刷，図書印刷など7社が昭和45年（19）にみうけられる。主要企業でのこの種の社名は，大正9年に羊毛紡織，羊毛整製，毛斯給紡績など8社であった。主要会社中に占める割合は，このように減少しているが，これは第2称のみでは他社との識別に難があり，自社の独自性を明確に表現する必要が強く求められてきたからであろう。

W社名型態の変化
これまで社名の第1称，第2称の変化の様相とその背景などを概観してきたが，次にこれら社名の型態について考察する。型態の特徴とその変化で主なものは，ωカナ文字の使用，（2）略称化，（3）第2称の消去，（4）合併，合弁による複合名の使用の4項にまとめられる。（第5表参照）

第5表社名型態の変化
調査社数

Ig11

工920

大1

大9

工929

昭4

1941

昭16

1951

1963

エ970

昭26

昭38

昭45

182

260

175

383

556

476

491

一

■

一

3㈹

11

16

37

8

4

10

一

型態の種類

第1称のみの社名第2称のみの社名

9

16

8

7（口）

カナ表示の社名

社名全部カナ

一

一

一

つ社名のうち第
1称のみカナ

一

一

一

第1，2称をも

略称名㈱

複合名㈹

4←〕

2

3㈹

10

27

エ2

22

30

2

6

6

10

12

19

（註）㈹ 三共，明電舎，鉄奥社（口）チッソ，電気化学工業，ヂーゼル機器，汽車製造，プレス工業，凸版印

刷，図書印刷㈹

ブリヂストンタイヤ，キヤノンカメラ，パインミシン製造（19）これらは東証第1部上場会社で，第2部上場には12社ある。
256

〔資料〕企業の発展と社名の変化（生島）Hこの外，第2称のみの社名では次の社名がある。
（昭16）ヂーゼル自動車工業，アルマイト工業， （昭26）アルマイトエ
業，タンガロイ工業，ヂーゼル機器，（昭38）プレス工業，（昭45）プ
レス工業，ヂーゼル機器㈱第1，2称とも略名を使用したものに限った。昭和26年は台糖，明糖，同48年は台糖．帝人，東レ，クラレ，興人，ダイセル，工一サイ，日工，
ダイキン工業，ダイハツ工業，トキコ，リコー㈹ 合併・合弁による第1称の複合社名に限った。昭和16年は東示芝浦電気，
日本国際航空工業，同26年は東原芝浦電気，石川島芝浦タービン，東京
日本電線，日本コロンビア，日本ビクター，東洋オーチスエレベーター，
同38年は三楽オーシャン，日本理研ゴム，大臼日本電線，石川島播磨重工業，東京芝浦電気，三菱江戸川化学，日本コロンビア，日本ビクター，及び合併ではなく第1称に固有名を複数個もつものとして東京三洋電機，
江崎グリコがある。昭和45年は38年の日本理研ゴムに代って岡本理研ゴムが入ったほか，三井東圧化学，東伸製鋼，安立電気，アイシン精機，
山武ハネウェル，日本トムソン，日本ナショナル金銭登録機，東京田辺製薬，九州松下電器が東証1部に参入し19社である。

1．カナ文字の使用
従来，社名の多くは漢字表示で，外国地名や外来語の製品名を社名に使用する場合でも漢字に翻字し，適当な翻字のない場合に限ってカナ書き・をしていた。いまカナ文字表示の推移を使用箇所毎に考察してみる。
（1）第1称のみの使用

第1称のカナ文字表示は，大正9年の製造業主要会社の社名にはなく、他の（20）業種で僅かにみられるが，いずれも外国地名のための不可避的な使用によるものである。人名で漢字，カナ文字のいずれか選択可能な場合におけるカナ文字（21）

表示は，昭和16年に2社（ワシノ製機，トヨタ自動車工業）現われている。戦後はカナ文字の使用が多くなり，昭和26年は15社であったが同38年27社，同45
年52社にも増加した。

これら第1称のカナ文字表示には、け）外来語名，伯）日本語名，バ略称などが含まれる。

）にはプリマハム，セントラル硝子，

ライオン油脂，ブラザー工（20）ボルネオ護護，ラサ島燐鉱，ジ目ホール護謹栽培，スマトラ興業などである。

（21）この他に地名ではラサパルプ工業，他業種ではボルネオ水産，スマトラ拓殖の3社がみられる。
25τ

経済経営研究第23号（1）業，シャープなどがあり，（口）といにはグンゼ（郡是製糸，昭42），アマノ（天野特殊機械，昭41），ミツミ電機（三美電機，昭34），

クラレ（倉敷レイヨン，昭45），ダイセル（大日本セル1コイド，昭41）などいわゆる全翻字型，略称翻字型がみられる。

（2）第1，2私共の使用
社名全部のカナ文字表示は，主要企業ではブリヂストンタイヤ（昭和6年設立）が唯一であったが，昭和26年にはパインミシン，

キヤノンカメラが使用

し，同38年東証第1部上場合杜では10社であったが，同45年には27社に増加している。

（1〕，（2〕を通してカナ文字社名の多し）のは，電気機器，機械（精密機械を含む）両部門で，成長企業として第2部から第1部上場になった企業に多い。特に電気機器部門では，昭和43年の第2部上場合杜のうち，その社名又は第1称にカナ文字を用いている47社に対して30％（14社）を占めている。

カナ文字の採用は，社名変更の際にカナ文字の新造名，商標名をとるだけでなく，（1）従来の社名の第1，2称を略称化し，それをカナ文字にする場合，（2）

第2称を消去して第1称のみの社名にし，それをカナ文字表示にする場合などにみられる。（1〕の場合の例には，前出のクラレ，ダイセルやリコー（理研光学工業，昭37），トキコ（東機工業，昭40）などがあり，（2）の場合にはグンゼ，

アマノやニチバン（日絆薬品工業，昭36），アマダ（天田製作所，昭39）などの例がみられる。このほか第2称の前半までの全漢字をカナ文字に転換した例
として，オーミケンシ（近江絹糸紡績，昭43），トーヨーカネツ（東洋火熱工業，昭44）なども現われている。

2．略

称

化

社名の略称化は，外国特に米国では以前からいわゆる三文字会社（threelettercompany）として見られるが，わが国では第1称の変化で述べたように，日産，理研など新興財閥の略称表示が初めと見られる。第1・2称を含む
258

〔資料〕企業の発展と社名の変化（生島）

全社名の略称化は，台糖（台湾製糖，昭25），帝人（帝国人造絹糸，昭37）な
どが早く，富士通（富士通信機製造，昭42），日機装（日本機械計装，昭43），

日工（日本工具製作，昭43），興人（興国人絹パルプ，昭44），東レ（東洋レーヨン，昭45），東陶機器（東洋陶器，昭45）などの改称が見られる。
さらに，このような略称化と同時に，東洋綿花のトーメンヘの改称（昭45）のようにカナ文字表示にかえた例も多い。

さぎにあげたリコー，

ダイキン工業，トキコなどに続き，ほくさん（北海酸素，昭41），ダイセル（大日本セル
ロイド，昭41），クラレ（倉敷レーヨン，昭45）などがこれで，東証第1部上場以外でもアイカエ業（愛知化学工業，昭41），

アイデン（愛国電業社，昭38），サイボー（埼玉紡績，昭42），アマテイ（尼崎製釘所，昭44）など，この用法は増加の傾向にある。

3・第2称の消去
第2称の変化の項で述べたように，戦後は第1称のみで，業種・製品名を表
わす第2称をつけない社名の増加傾向が目立ってきた。すなわち昭和16年には主要企業383社のうち明電舎，鉄興社，三共の3社だけであったが，戦後の同27年には11社，同38年16社となって，同45年は37社と3倍強に増加してし）る。

この申には福助（福助足袋，昭39），不二越（不二越鋼材工業，昭38）などのいわゆる単純切捨型と，ノザワ（野沢石綿セメント，昭44），ニッポー（日邦機器，昭42），セーレン（福井精練加工，昭48）などのような，いわゆるカナ文字変更切捨型とがある。また，これら切捨型のほかに，忠勇（若林酒類食品，昭41），カゴメ（愛知トマト，昭38），トリオ（春日無線工業，昭35），

パイオニア（福音電機，昭36），シャープ（早川電機工業，昭45）などのように，社名と商品商標名との統一を志向するいわゆる商標型などもみられる。

この第芝称の消去という略称化によって，昨年東証第1部上場社名から消えた第2称（業種あるいは製品名）には，「農機」，「紙器」，「汽缶製造」，「真珠」，「印刷製紙」などがある。また田熊汽缶製造のような「製造（又は259

経済経営研究第23号（I）（22）

製造所）」をつけた社名は戦後減少し，冗長さを切捨てた簡明な社名への移行
は，このように種々な諸点で進んでいるのである。

4．複合名の使用
経済の発展と企業の成長に伴なって，資本の集中，経営権の移行が進み，水平的・垂直的合併，系列化，グループ化などで合併・営業譲受の件数も昭和38（23）

年を最初のピークとして次第に多くなっている。

系列化，グループ化による系列参入企業の社名は，一般にその系列名，グループ名に変更される傾向が多く，さきに財閥名の所で事例にあげた日本ダンロップ護謹の住友ゴム工業（昭38）へをはじめ，高野精密工業のリコー時計（昭37）べなどの改称のように，今後もこのケースは増大するものと思われる。

また合併の場合は，ユニチカ（ニチボーと日本レーヨンの合併，昭44）や新日本製鉄（八幡製鉄と富士製鉄の合併，昭45）などのように新造社名をつける
場合と，合併・被合併両社名を連結した大日日本電線（大日電線と日本電線，

昭39）のような複合名となる場合とが通常みられる。この場合，外国では両名称の中間にハイフンを挿入する場合が多いが，わが国では連続表示である点を指摘しておき一たい。

この複合名には三つの場合が想定される。（1）三楽オーシャン（三楽酒造とオーシャン，昭37），石川島播磨重工業（石川島重工業と播磨造船所，昭35），（22）本調査の中で第2称の後尾に「製造」又は「製造所」を付けた社名は，昭和16
年30社，同26年38社，同38年25社，同45年21社で，それぞれ全社数の7．8％，
6，7％，5．3％，4．2％と漸減している。

（23）企業合併件数とそのうち資本金10億以上（合併後）の大型合併の社数は次の通りである。（資料 公正取引委員会年次報告）

260

年度

件数

（うち犬型合併）年度

件数（うち大型合併）

昭和34年

413

（8）

昭和40年

894

（14）

35

440

（1O）

41

871

（30）

36

591

（18）

42

995

（40）

37

715

（29）

43

1，021

（28）

38

997

（45）

44

1，163

（36）

39

864

（30）

45

1，178

一

〔資料〕企業の発展と社名の変化（生島）山陽国策パルプ（山陽パルプと国策パルプ工業，昭47）のようないわゆる単純
連結複合型，（2）東伸製鋼（東芝製鋼と日伸製鋼，昭45），アイシン精機（愛知工業と新川工業，昭40），安立電気（安中電気と共立電気，昭6）などのいわゆる略称複合型，（3〕これらの中間として昭和電工（日本電気工業と昭和肥料，昭14），三井東圧化学（東洋高圧工業と三井化学工業，昭43）のようない
わゆる特殊複合型とである。（1）の単純連結複合型は社名が冗長になる欠点があり，最近の江口日東証券の三洋証券への改称（昭48）のように，新造社名への改称の可能性が残されている。

合弁企業の場合は，日本ビクター，山武ハネウェルのように，第1称の前部に日本を冠した複合名が多い。日本ビクターのように，外国資本から離脱した
のちもそのまま残置しているものや，日本ナショナル金銭登録機のように日本

エヌ・シー・アール（NCR）と略称を採用（昭48）したものも見られる。
なお，複合名にはこれらの場合の外，森下仁丹，江崎グリコのように，一企業の社名で人名と商品名を連結併置したもののあることをつけ加えておきたい。

社名型態の具体的な変化を類型的に考察した場合，まずその大きな潮流と思われるのは，

カナ文字の使用と略称化である。

ら，この変化を進めているといえる。

この二つは互いに関連しながこの原因は，（1）簡潔で記憶の容易なこと，（2）マーケティング戦略上，視覚的，聴覚（発音）的に優位なものへの選好である。社名は他企業との識別上，簡明なものが求められる。簡明で分り易いことは，視覚にも発音にも便利で優っていることが多い。企業がそのマーケテ
ィング政策で，優良な企業イメージを需要者，消費者に与えようとして，その役割の一端を社名に求める時，以上の要素を具えたカナ文字社名が選ばれる場
合は多いであろう。これは良き企業イメージを視覚的に供給するメディアとしての広告印刷物，新聞などの広告効果が，テレビの出現で低下してき一たことにも関連している。すなわち，テレビの普及発達は，映像（視覚）に加えて聴覚261

経済経営研究第23号（一）

面での効果すなわち短時間で最大限の効用を果す目的をも考慮せざるを得ないからである。このため，今後も略称化とそれのカナ文字表示への傾向は増える（24）と思われるのである。

V

社

名

の

変

更

昭和45年東証第1部上場（製造業）491社の56％（275社）は改称社名を使用している。これらの改称社名は，今まで考察してきた社名の諸変化の様相を具体的に表わしたものといえよう。次に，これら社名の変更・改称の原因とその年代などについて考察しよう。
社名の変更・改称の原因は，（1）事業内容が現社名に適合しない，（2）ブランド
名が社名より知名度において高い，（3）企業合併，（4〕経営権の移行，（5）地方企業からの脱皮，（6）簡潔性，記憶易さの選好，（7）現代感覚への合致と将来性の具現，（8）以上をふくめて広告媒体とくにテレビによる広告効果の認識などに求められる。

これらの諸原因による社名変更は，各会社企業によりそれぞれ多くのケースが考えられる。これら個別企業の改称歴にみられる種々の様相，すなわち経営者にとっての個々の意志決定要因などの質的な考察は，経営史研究の課題の一つである。しかし，ここでは量的観点から，上記275社について現社名への変更を年代別に調べてみる。（第6表参照）

前記491社のうち，設立時の社名を持続して用いているのは216社（44％）

で，残り275社が1回以上改称している。これらが現社名を採用した社数を年代別にみると，最も多いのは昭和20年から25年まで6年間の61社，同じく35年（24）昭和46〜47年間の東証第1，2部上場会社の商号変更30社のうち，第1，2称のいずれかがカナ文字表示のものは13社あ乱そのうち下記8社が第2称の切捨（第1称の切捨1社を含む），あるいは略称化を行っている。（申越印刷製
紙→チューエツ，浜野繊維工業→ハマノ工業，かねもり商事→かねもり，聯合紙器→レンゴー，日本漁網船具→ニチモウ，田熊汽缶製造→タクマ，東京報知
機→ホーチキ，東洋観光興業→東カン）
262

〔資料〕企業の発展と社名の変化（生島）

第6表業種別，年代別現社名採用調一製造業，昭和45年一

食晶繊維化学釜鋼息機械電気機器その他合計
43社

36社

99社

67社

（1〕

〔2）

ω

（2〕

（1）

（2〕

14

29

15

21

41

58

明治30
年まで

1

−

1

31〜45

1

1

工

一

1

4

大正

2〜8

9〜13 3 一
14〜昭
1
和4
昭和

ユ

ω
32

73社

（1）

ω
35

67社

（2）

34

u）

39

106社

ω

ω

33

34

ω

491社

（1〕

（2〕

59

216

47

275jω％

1−1一．旧：二、；1ト：一二一1

1．1：．1：：ト

311−121−496

1

1

5〜9
王〇〜14

2

1

1

15〜19

−

3

3

20〜24

5

2

5

25〜29

1

1

30〜34

一

一

ユ

1

35〜39

3

40〜45

6

2

41411−1ユ41144j
856374346533238
4

16

612

3

1

3

4

5

9

1

−

8

1

9

1

2

15

29

j0

713114554

20258716344ユ32042j5

2413−332−16166

−

9

−

5

11

−

10

14

−

59

2エ

3764735ユ8（註）ωは設立時の社名を継続使用中の社数。

ωは現社名に変更した社数。

から39年まで5年間の59社である。年別では昭和20年の18社が最も多く，21年と共に戦争中の改称名より原社名への復帰，軍需品製造を彷佛させる第2称名の払拭などが行なわれ，同25年までは戦後の社名改称の収拾期といえる。これに対し，昭和35〜39年間は，社名の略称化，カナ文字使用への改称が始まり，一方では企業再編成と系列化の進行の反映とみられる合併による改称（改称数の25％，15社）が多くなり，この時期は社名の積極的改称期といえよう。

合併による改称は。その後資本自由化を迎えた産業界の大型合併の増加を反映して，昭和42年頃より増える傾向にあり，同40〜45年間の改称35社のうち11社が合併によるものである。
263

経済経営研究第23号（I）

米国の事例では，フォーチュン誌の主要製造業500社（1965年）のうち，設立時の社名を持続している会社は，その43％で残り57％は改称社名を使用している。

この割合は前記のわが国の場合と期せずして同一である点に興味がある。

しかし現社名採用の年代では差異があり，米国の前記500社の約音の社名（25）

は1920年以後に，また舌が1950年以後に採用されているが，わが国の前記491

第一表日米主要会社（製造業）が現社名に変更した年別社数
日本（491社）米国（300社）
創業時の社名をもつ会社

社名を変更した会社

2工6（44％）275（56％）131（44％）

169（56％）（変更年別社数）

1921（大正10年）まで
1922（大11）23

1950（昭25）

5
一
1

2

1
2

2

51
52
53
54

7
9

14

26（昭1）1

1

55（昭30）

7
5
6

27
28
29

ユ
2
−

2

2
4
4

一

1

56
57
58
59

24
25

1930（昭5）
31
32
33
34

1

5
3

2

1
ユ
−
2

35（胃石10）2
3

36
37
38
39

1940（昭15）

4
7
7

3
5
10
5

45（昭20）

18

46
47
48
49

9
5
6
16

15

6ユ

王2

62
63
64

12
10
王0

3

65（昭40）

4

1

66
67
68
69

3
5
6

1

6

41
42
43
44

1960（呂召35）

一ユ

1

1970（日召45）

5

12

2
1

2
2

4
2
1

2

（註）1970年調。日本は東証第1部上場会社，米国は世界企業要覧（通産省編，
昭42）による。米国の社名変更会社には1971年変更が1社ある。

（25）Boddewyn，J．：Corporatenames

Vol．40，No，2，p．253（1966）．

264

and

change．Bm5切e55H45如ηRmξem，

〔資料〕企業の発展と社名の変化（生島）社のうち1920年以後に現社名を採用したのは86％（426社），1950年以後に採（26）周したのは36％（178社）で米国よりも改称の比率は大きい。

日米の変更年を年代別にみると，米国では1920年代後半，同じく50年代後半
及ぴ60年代後半に多く，わが国では1930年代後半，同じく40年代後半，50年代
前半及ぴ60年代前半に多い。（第7表参照）

最近わが国では産業構造の転換と共に，従来の事業活動から不動産，レジャ
ー，公害防止，社会・都市開発などの高成長分野へ進出，転移するといういわ
ゆる経営の多角的多様化を図る企業が多くなり，製造業では繊維，化学部門企業のこれらへの進出が目立っている。これは会社定款申の事業目的を新たに追加した会社が，昭和46年156社（東証上場のみ，

うち第1部は87社），同47年

230社（同じく第1部は150社）と急増していることからも明かで，これらの諸会社が今後社名変更へ向うことも予想出来る。現に昭和46年中の東証上場会社の社名変更は15社（うち第1部は9社）あり，チューエツ（中越印刷製紙を改称）のように，その一部は事業内容との対応を図っている。このほか略称化，合併などによる社名改称は，わが国の産業・経済界の変動と共に続くであろ
う。

w

米

国

の

社

名

（27）

一わが国との対比において一米国の社名もRCA，America■i

Toba㏄oCompany，Couins

Company，R．

E．DietzCorporationなど種々の型態が見られるが，最も一般的なのは，日本と同じく第1称（f玉rstmme）と第2称（middlename）で構成されたもの（26）米国の調査年1965年に合せるため一966年以降の改称数31を除くと約30％にあたる。
（27）本章は，Boddewyn，J・：CopPo正ate names and change．腕5ゴms5〃∫オ。η
Re砂4例，Vol・40，No・2pp・250−253（1966）の要旨に筆者の1970年の調査とわが国との対比を加えた。

265

経済経営研究第23号（I）である。ただ第2称に続くCompany，Corporation，1ncorporationなどの最終
名称（1aSt

name）が附加されている。以下その特徴をわが国との比較を加えて簡単に誌すことにする。

（28）
独立後，南北戦争までの調査では，（1）第1称の殆んどは人名と地名である
第8表
1880

米国の第1称一種類別の変化一
1900

1920

1940

1960

1970

杜数28158323475500400
地名29％22％jg％〃％j4％6％
7
j4
ゴ8
j3
ゴ6

市場区域

人名砕4847484448
2j 2j 2j 27 82 84

その他（註）1960年まではJ．Boddewynの調査（Business

History

Review1966，

p．251），1970年はフォーチュン誌500柱より作成。

第9表米国の第1称一1970年，400社一

地

名

24社

市場区域
人
そ

名
の

6％

65

j6

173

48

他

1二111デ1∴
400社

ユ00％

（註）フォーチュン誌500社（1970年）より作成。

（28）Dodd，E，M、λme地m肋5m鮒Co伽m

づmM閉〃エ860

肌肋S伽。〃

地価mce5如M伽m肋∫e〃5．Cambridge，Mass。，1954．pp．462−463．
206

〔資料〕企業の発展と社名の変化（生島）（93％），（2）第2称の58％（製造業の37％）が特定の製品や生産プロセスを表示し，明確な企業イメージを与え易くしている，（3）最終名称の80％はCOmPanyを使用している，などがその特徴になっている。南北戦争以後，1900年代に入り国内の開発と産業・経済の進展に伴なって企業は増加し，その名称にも変化がおこってぎた。次に第1称，第2称に分けて考察する。
（第8，9表参照）

1．第1称

第1称を地名，市場区域，人名，その他の4項目に分類し，20年毎の状況をみたのが第8表である。第1称で最も多い人名は，1900年以来変化がなく，1970年（昭45）も依然43％である。前世紀よりは減少しているが，わが国の同年の16％とは大きな差異がある。また一方，地名も調査年毎に減少している。

米国では1970年（昭45），人名が第1位で43％，地名・市場区域名は22％と漸減して次位であるが，日本では逆に第1位が地名で38％（第1表地名の（1）と（2〕の合計），次位が人名で17％となっており，近年大きな変動はみられない。
米国の植民地時代の会社は，

L㎝g

Wharf

in曲e

Town

of

The

Proprietors

Boston

in

New

of

the

Bost㎝Pier，orE㎎land（1772）

the

というよう

な地名を含む長い社名を使用していたが，1850年代以後は第1称に個人名が加わり，地名の漸減に代って人名が増加してきた。そして領土の拡張と1900年代
以後，産業の発達に伴なった市場の拡大につれて，地名より地域名を増し，国内市場の支配を意味するようなnati㎝al，Americaエ1などの第1称が現われて（29）ぎた。しかし人名はほぼ固定的に第1称の約半分を占めてきており，わが国の約3倍に近い。このような人名における日米両国の差異は，氏名に対する両国（29）1970年市場区域名をもつ65社の中にはAmerican18社，Nationa11O社，U．
S．6社，Intemationa17社などがある。

醐経済経営研究第23号（I）

民の意識の相違や，会社企業の発生過程の達し）によるものと推測されるが今後の課題の一つである。

ボドウィンの調査では，第1次大戦以後「その他」の項目に入る第1称が増加している。この中にはUnited，Unionなど，合併・結合による企業の拡大を示すものや，generalのように合併・統合や製品の多様化を示す第工称の出
現，商標名，略称名の使用などがある。特に略称名は1921年（大正10年）以後18社が使用し，今後も成長企業，未来指向型企業に採用されるであろうと述べている。この傾向はわが国では約30年後に現われ，1951年（昭和26年）に17社
が略称名を使用し，さらに20年後の1970年（昭和45年）には35社に増加している。

米国の場合，特に注目されるのは，複数個の名称（多くは人名）をハイフンで結合した複合名の第1称（例，StewarトWamer

Corp．）である。ボトウィンの調査では，1960年には「その他」の中の11％になっている。これは旧社名の結合を合併後の新社名としたもので，わが国の状況はすでに述べた通りであ
る。

2．第

2称

米国では1860年までに創設された115社のうち，業種・製品名を示す第2称を持たないのはその4％にすぎなかった。それが1900年代に入って第2称（midd1ename）の廃止が進み，1960年のフォーチュン誌の主要500社では，その43％が第2称を持っていないし，同じく1970年では51％に増加している。
わが国の場合は，前章で述べたように昭和10年代にはごく少数であったが，戦後は増加して1970年には東証上場会社（製造業）の7％強（35社）になり，その後も増加の傾向にある。しかし米国に比べるとはるかに少ない。これは米国では第1称に個人名の占める割合が大きく，大企業では古くから使用している個人名称のみの社名が多く持続されていること，略称社名の採用が日本語
208

〔資料〕企業の発展と社名の変化（生島）（漢字）より容易であることなどがその誘因と見られるが，米国工業及ぴ企業
経営の先進性を裏付ける明らかな現象である。

それは技術開発に伴なう生産過程，製品の多様化と，経営規模の拡大による巨大企業のイメージ，および将来の進路にも適応する社名の選択が，わが国より数券早く進められたとみられるのである。

例えば繊維業（1970年）において，米国の大企業14社でミル（mi11）など繊維業を現わす第2称をその社名に残しているのは3社にすぎない。わが国では
東証第1部上場36社のうち，29社までが紡績，毛織，レーヨンなどの第2称を持っているのである。

繊維産業の世界的な構造変化が1950年代半ばから進み，1966年には発展途上国が世界の綿織物総輸出量の55％を供給するなど，先進諸国の繊維業界の進路は多難となった。そして業界内の垂直統合化と複合繊維時代を迎え，さらに他業種への進出，転換が始まった昨今，これらの情勢を見透した事業目的や目標に適応する先見的な社名が求められていると考えられる。米国の上記14社のうち5社がユ955〜ユ970年間に社名変更を行なったことは，この時代への反応を早く示したものといえよう。

このほか，米国の第2称で目を引くのは，ProductsとIndustries（例，Ev釦s

Products

Co．，Enge1hard

Industries，lnc．など）が1930年代と1950年代に見られることと，1945年以後M㎜ufacturi㎎を付けた社名が採られなくなっ（30）たことである。これらは「製造」のみでなく，原材料の供給から製品流通までを含む大規模な統合的企業への成長を反映する現われである㌔わが国でも前記2語に相応する「工業」，「産業」，「製作」を第2称とするのは，1950年以後に増加し，1970年（昭45）には491社中44社（9％）に上っている。
M㎜u｛acturing

またに相当する「製造」は，1941年7，5％から1970年4．2％（500（30）1970年（昭45）．米国ではフォーチュン誌主要500社中，8社のみがMfg一を付している。
269

経済経営研究第23号（一）

社のうち8社）へと漸減しており，最近の社名変更の場合には殆んど除去されているなど，

この面ではわが国も米国のあとを追って同様な方向へ進んでいる。

米国の社名型態でのもう一つの特徴は，最終名称（lastname）の
（Co．）

，

Corporation（Corp、），℃0mPany（31）

hcorporated（Inc．）

である。フォーチュ

ン誌の主要会社で1880年にCorp．やInc．をつけている社名はなかったが，80年後の1960年代にはその47％がこれらを付けており，Inc．は1920年後に急速にひろまった。これらは合併・合同による前社との規模的差異や，新社の事業目

的の多様性を示そうとしたものであるが，わが国ではこの種の名称に相当するものはなく，米国のみの特徴である。

㎜

結

語

社名は法的にも実際的にも，それぞれの企業を識別し，象標する独自の名称であるが，企業の発展と経済・産業の進展およびその時代的背景にどのような関連を持ってし）るか。

本稿では，まず社名そのものの構成面から第1称（固有名），第2称（業種・製品名）に分けて，その名称の意義分類を各年代によって行ない，それぞれの変化の様相をとらえて名称の特徴を明かにし，とくに第2称では各業種について使用名称の変遷をみた。次に社名型態の変化の特徴をカナ文字・略称の使用と第2称の消去，および複合名などに求めて考察した。これら社名の分解と型態からの検討によって，ある種の社名は明かにその時代性と経済，産業，企業の発展状況の忠実な反映物であることを示していると考えられた。もっとも本稿では，最初に記した通り調査対象年は少なく，業種も製造工業のみに限ったので，年代によってはごく少数の観察に止まったが，しかし日米両国の特徴（31）i970年米国の世界的犬企業286社のうちC0．は102社（36％），COrp・108社（38％），Inc．76社（26％）である。
2刑

〔資料〕企業の発展と社名の変化（生島）とその変化の趨勢を一応概観することも出来たと考えている。

今回の考察は，各年代の量的分布の把握に中心があり，いわば社名の年代別

横断面を見たにすぎず，業種別，企業別の縦断面の考察は出来なかっれこれを進めるには前にも述べたように，業種別，企業別の改称歴の質的考察，すな
わち経営者の経営理念や経営政策に関連ある意志決定要因などの考察が必要課（32）

匙となる。さらに社名研究の課題として，（1）第1・2称の業種的特徴，（2）英訳社名，（3）マーケティング戦略よりみた新社名付け（ネーミングの問題），（4）諸外国企業の社名，など種々の問題があげられる。例えば（1）では明治初期

金融業の銀行類似会社や製糸会社などにおける殖産興業的社名と道徳的社名の業種別，地域別実態とその特徴の解明，（2）では社名とその英訳社名との関連

一原社名よりも事業目的や実態に忠実な英訳社名が使用されていることの考察，（3）では新設や合併時の社名付け，および改称に際して最も望ましい社名選
定のためのマーケティング戦略，社会心理学など諸面からの実験と解明，（4）では主要諸国の社名の特徴と，産業・企業の発展との関連などがその内容となる。

社名は個人の苗字に似ているが，苗字が歴史的解明を主体として，その研究が進められているのに対し，社名はその変更が可能なため時代に密着した名称
・型態を保有し得る特質があり，今後は産業，経済，経営，マーケティング的諸観点からの研究によってその解明を進めたいと思う。

（32）建設業の第2称に用いられる「組」，銀行業のいわゆる「ナンバー銀行」などにみられる特徴，或いは昭和10年代の1県1行政策までの銀行名には，地名と人名の第1称が多いが，地方によりそのいずれかへの偏在がみられる。例えば
青森県内36行のうち人名6行に比し，新潟県は88行のうち人名は2行にすぎない。

2刑

経済経営研究第23号（i）

2−2

研

究

会

記

事

国際資金専門委員会
第10回（昭和47年3月22日）

黒字定着と金融政策
藤

田

正

寛

わが国の金融政策は，いま，円切り上げの外圧と景気回復を志向しながらも超金融緩和が需給ギャップに及ぼす影響とのふたつの側面から転機に立たされている。
そこで新しい金融政策の展開を考察する。
1．

黒字定着と貿易ギャップ対策として輸出入金融の再検討

2．

基礎的収支の長期的動向と金融政策の有効性

3，

国内需給ギャップ対策と資金供給対策としての金融政策

4．

円切り上げの効果の金融的側面への波及効果

5．

為替調整と円為替の拡大

6．

適正外貨政策の検討

7．

通貨地域としてのドル選好地域と太平洋通貨圏構想と円通貨地域の構想

第11回（昭和47年6月10日）

イエール・スクールについて
慶応義塾大学教授

村

井

俊

雄

田

正

寛

第12回（昭和47年10月14日）

適正通貨地域について
藤
準備通貨であり，

国際取り引き通貨である国際準備資産の流通地域を通貨地域とする

273

経済経営研究第23号（I）と，この最適規模の問題は国際通貨環境の現状から，にわかに問題として脚光をあび出した。

この問題の接近の基準は第1に経済の開放度（ecOnOmic

Openne昌s），第2に資本と労働の移動（capita1and1abourmobility），第3にdiversi｛ication，第4に域内固定相場制の確保であり，このような条件をみたす準備資産を中心とする通貨ブロックの形成が有効というのが，マンデル（Mmdeu，R．A．）やマッキノン（Mck三m㎝，A。）などの主張である。マンデルの考え方は国際準備資産として十分な通貨の強度をもつ通貨，たとえばアメリカ・ドル，西ドイツ・マルクあるいはEC統一通貨，日本の円などが通貨地域を形成する資格をもつが，このいわばドル通貨圏，マルク通貨圏あるいはEC通貨圏，円通貨圏の内部では固定為替制をとりながら，各通貨地域間には変動為替相場制を採用することにより適正レートが相互に決定されることを狙いとしたものである。

国際準備の構成がドルから金への転換（gOid

COnVerSiOn），ドルから他の有力準備資産（SDR，ドイツ・マルク，円，スイス・フランなど）への転換が進もうとしているとき，適正通貨地域の問題は注目に値するものといえる。

しかしながら，通貨地域の規模の最適性は制約条件が多いだけに困難な点が多い。とく

に円通貨圏の構想は南北間題との絡み合いから政治的制約（d冊㎝lties

of

power

po1itics）が多いことがもっとも大きい問題点であるので，この点を今後，国際通貨，金融的側面と国際経済，とくに貿易の側面から検討を進めたい。

第13回（昭和47年11月17日）

ニクソン政権下の金融政策

一橋大学教授伊東政吉
第14回（昭和47年11月18日）

Savings

andLoan

Associationにおける預金利子率と貸付利子率の関係
神戸商科大学講師
アメリカにおける民間金融機関の一つであるS

L

石

垣

健

一

A（貯蓄貸付組合）は，資産，負債の両面で商業銀行と競争関係にあるが，その両者の相対的シェアに，1965年以前と1965年以2刑

研究会記事後においては大きな変化が生じてきている。そのような変化を説明する一つの要因は，SLAの預金利子率と貸付利子率との間の特殊的な関係，すなわち，貸付利子率が伸縮的であるのに対して，預金利子率が下方硬直性と上方への粘着性をもっということである。本

報告は，このような両利子率の特殊な関係を，S

LA市場が，貸付，預金の両面で不完全競争市場であるという認識に立って，説明しようとしたものである。なお本報告をもとにして，同じ題名の論文を神戸商科大学「商大論集」（第24巻6号）に発表している。

第15回（昭和47年12月16日）

固定為替相場制と変動為替相場制の

比較研究

A

Keynesian

Open

Mode1
神戸商科大学助教授

保

坂

直

達

1．国際収支調整の困難さをもつ現在の国際通貨制度の問題の解明とその解決の努力が進むにつれて，近年，「開放」体系の巨視的分析の開拓が比較的多く行なわれてきている。しかしながら，少なくとも一層の展開が不可欠と考えられる局面が，なお残されている。すなわち，①国際収支における資本勘定の明示的な取扱い，②単に経済の実物面において「開放」的であるのみならず，貨幣面においても明示的にそうであるべきこと，③開放体系における国内の貨幣需要関数の扱い方，である。

2。それゆえ，まず①〜③を考慮した巨視的な開放モデルとして，国内生産物市場・国
内貨幣市場および国際収支関係（外国為替市場）の3市場に代表される，基本的に11個の方程式からなるモデルが構築される。このモデルは，ある種の安定条件を満たせば有為に成立する不完全安定体系であることが証明されるが，そこで成立つ不等号関係によって示
される特性は，短期的には，為替相場制がいずれのものであっても共通して成立する筈である。

3．この条件のもとで財政・金融政策の効果を検討すると，為替相場制が異なれば相反する政策動栗が生じる場合があることが判明する。特に，同じ財政・金融政策が国民所得に及ぼす効果は，それぞれの為替相場制によって正反対となる。

4．金価格の引上げやSDR構想には調整問題を未解決のままにするという欠陥はあるにしても，だからといって，「このような疑問が強ければ，為替の伸縮性を求めることになる」（Haberler）とは限らない。

その前に，本報告で試みられたような理論的再検討が必要であろう。

2ワ5

経済経営研究第23号（一）

情報システム専門委員会
篤21回（昭和47年9月18日）

Time

Sharing

App1ication

Monitor

System和歌山大学助教授

杉

浦

一

平

舞22回（昭和47年10月30日）

続・経営機械化前史一戦後から昭和30年代なかばまで一
米花稔

この報告は，前回の「経営機械化前史一明治から第2次大戦まで一」につづくもの
で，わが国におけるパンチ・カード・システムの戦後における展開を中心にとりあげたものである。昭和30年代なかばからわが国の経営機械化は，竃子計算機時代に入るので，戦後のPC

Sを中心とする時代は10余年にすぎない。しかしながら，事務処理から経営情報にいたるまでほとんど機械らしいものをもたなかった段階からのPCSを中心とするきわ
めて急速な展開であったこと，同時にこのPC

Sは，その後の電子計算機時代の前提になり，かつ今日も端末機器のなかでの役割をもつ部分ものこされてい乱
そのような意味で．この1O数年のわが国におけるP

C

S導入のプロセスと，その展開状

況を考察しようとしたものである。

まず敗戦後数年における辿々しい経営機械化の歩みを，戦前，戦時とのかかわりでたどり，やがて昭和27〜28年ごろから本格的に，一斉にPCSが各分野に導入展開される時期におよんでは，非製造業，製造業の主要な分野について，その導入．経営への適用のプロ
セスを中心に考察していったのである。
この詳細の内容は，当研究所叢書（経営機械化シリーズ地14）
るので，ここでは省略する。

2冊（1973年）に発表してい研究会記箏
第23回（昭和47年12月4日）

短期経済予測毛デルについて定道宏

これは短期経済予測モデルの作成とモデルによる短期予測を現在作成申の約80式からなる目視経済モデルについての報告要旨である。

経済モデルの性格は例えば経済構造分析（弾力牲などの計測），政策効果の分析，短期予測といった問題意識によって異なる。しかし，モデル作成の方法はほぼ一般的に次のステップを踏んで行われる。モデルの（1〕設定，｛2）推定，（3）内挿テスト（全体テストと最終テスト）。｛3〕のテスト結果が許容しうる程度になるまでモデルの修正（再設定）を行う。短期予測モデルでは初期時点も種々変えて最終テストを行い，短期予測に適合した動学的特性を有しているかをテストする。

現在作成中の四半期モデルは短期経済予測（一年から一年半先までの予測）のためのモデルであり，定義式を含め約80式よりなる。モデルの特徴としては次のようなものをあげることができる。（1）モデルは実物市場部門と金融市場部門とに分かれ，行動主体は家計，

企業，都銀，地銀，政府よりなる。実物市場は主として需要決定型，金融市場は供給決定型の構造をとっている。（2）関数型は線型であり，実物市場部門では一年前からの四半期階差（X−X−4）モデル，金融市場部門では半年前からの四半期階差（一M−2）モデルが中心となっている。（3）季節ダミーを使用せず，他の経済変数（通常ラグ付）で説明させている。14〕定数項修正の別法としてstepwise

reg正essiOn方式によって誤差を説明するモデルを作成している。

2冊

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師・奪弊析文献セ経済経営研究（既刊）目次

第21号（頂）昭和47年3月10日発行

冨久雄

戦後日本の機械貿易の発展（1951年一1970年）……………川田

戦前における港運業の労使関係一……・…・・・・…………・・・…山

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輸入代替的工業化政策に関する一視点（I）一………・…西

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市場利子率と証券価格………・…一……・一…………・・・・・…小

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円の国際的地位と円切上げの日本産業におよぼす影響……田

中

保

雄

第22号（I）昭和47年8月10日発行
経営環境論の変容…一…

米花

Two−Gap理論の再検討………………・・……………………・片野彦

輸入代替的工業化政策の一視点（1）…………・…………・・西向嘉

対外報告会計と情報価値に関する覚え喜一…・…・・…

中

野

勲

最適外貨準備…・……・……・………・……・……………………井

川

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（紹介）

ハーバード大学におけるフォード財団の援助による多国籍企業プロジェクトについて…・・…………………・…井

上

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冨久雄

第22号（I）昭和48年1月20日発行
アルゼンチンとブラジルの輸出貿易構造の比較研究………川四国地方における近代蒸汽船企業の生成・…………・………・佐々木誠

治

社会会計アプローチによる1955年以降日本経済の分析一・・能

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正

子
寛

泰

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通貨地域と為替調整…・…
藤田
アメリカ石油企業の企業内船員組合一……・……・・…一…山本
二段階最小二乗推定と関接最小二乗推定の同値関係について……………・・………………一・・………・定道

宏

第23号（I）昭和48年8月10日発行
地域開発と港湾都市形成のプロセス……………・・・・……・…・米花
客船労働の特殊性…・・・…一・・・・……………一…・・・……・・…佐々木国際金融政策と国際準備・・……・・…・・・・・・・…一・

誠

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田

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世界貿易構造予測の方法………・…・・・・………………・・・……・片野

彦

計画造船と海運業の企業間構造（I）…一……・…………・山本

泰

戦略的問題と意思決定の構造……・…・……・……・・………・…吉原菓

一次元におけるランダム・サーチに関する覚え書・・・・・…

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藤

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国際収支の最適構成………・…・・・・…一……・……………一井川

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昭和48年8月20日日コ刷

昭和48年8月30日発行
編集兼発行着神戸市灘区六甲台恥神戸大学経済経営研究所
印刷 所
神戸市生田区中山手通7丁目

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