証券経済研究第116号（2021.12）

租税負担削減行動が社債の負債コストへ及ぼす影響＊
向
乙
要

政

真
正

央
太

旨

本稿の目的は，日本企業の租税負担削減行動が社債の負債コストに対してどのような影響を及ぼしているのかについて実証的に検証を行うことである。主に米国企業を対象とした先行研究では，租税負担削減行動によって負債コストが増大しているという結果と，逆に減少しているという結果が提示されており，首尾一貫した証拠が提示されていない。また，日本企業の租税負担削減行動が負債コス
トにどのような影響を及ぼしているのかという問いに対して，現状では実証的な検証がほとんど行われていないといえる。
本稿で示された主な分析結果は以下の 2 点である。第 1 に，租税負担削減行動が行われた企業ほど，社債発行時に要求される利回りスプレッドが増大する傾向にあることが示唆された。また，その関連性は経営者の持株比率が高い企業で観察されることが明らかとなった。
第 2 に，経営者の持株比率が高い企業において，租税負担削減行動と社債の利回りスプレッドの間に因果関係があることが確認された。この結果は，投資家が経営者の持株比率が高い企業の社債に対して投資意思決定を行う場合，租税負担の実施された程度に応じて，追加的な負債コストを要求していることを示唆している。
キーワード：社債市場・租税負担削減行動・負債コスト・富の移転目
1 ．はじめに
2 ．先行研究と仮説構築

次
3 ．リサーチ・デザイン
3.1．分析の概要＊（付記）本研究は，日本会計研究学会九州部会第109回大会（2021年 6 月26日）で報告した一部を加筆・修正したものである。
研究報告に際して，司会の小谷学先生（熊本学園大学）と原口健太郎先生（西南学院大学）から多数の有益なコメントをいた
だいた。ここに記して深く感謝申し上げます。なお，本研究は JPS 科研費 JP18H00913による助成の一部である。

61

租税負担削減行動が社債の負債コストへ及ぼす影響
3.2．租税負担削減行動の尺度

5 ．実証分析の結果

3.3．負債コストの算定

5.1．Pooled-OLS を用いたパネルデータ分析

3.4．リサーチ・デザイン

5.2．操作変数法を用いたパネルデータ分析

4 ．サンプル選択と基本統計量
4.1．サンプル選択

6 ．追加分析の結果
7 ．おわりに4.2．基本統計量

負債コストが増大しているという結果と減少し

1 ．はじめにているという結果が提示されており，首尾一貫した実証的証拠が得られているとはいえない。

近年，租税負担を削減させようとする企業の日本企業の租税負担削減行動が負債コストに影行動が社会的な問題として大きく取り上げられ響を及ぼしているのかどうかといった問いに対ている。その背景には，2016年に流出したパナする検証も現状ではほとんど行われていない。

マ文書などによって，租税負担を削減させよう

以上の点から，日本企業の租税負担削減行動とする企業行動の蔓延が世界的に明るみになっが，果たして負債コストに対してどのような影たことがきっかけにある。このような企業の租響を及ぼしているのかを明らかにする意義は高税負担削減行動に対して厳しい視線が向けられいであろう。

るようになってきている。

本稿では，Pooled-OLS によるパネルデータ

実際に，日本政府はソフトバンクグループが分析と操作変数法によるパネルデータ分析を用

海外 M&A に絡んで用いた節税の防止策を打いて，日本企業の租税負担削減行動と社債の負ち出す方針を明らかにするなど，企業による行債コストの関連性を調査する。なお，多くの先き過ぎた租税負担削減行動を封じる動向をみせ

行研究と同様に，本稿では租税負担削減行動ている（日本経済新聞，2019年12月 1 日，p.3）。

を，適法，違法あるいはそのグレーゾーンにあまた企業側においても，株主や消費者の支持にるものを含むあらゆるタックス・プライニング

つなげる狙いで，法人税など納税の基本方針を

活動を通じて，課税所得の減少や税支払額の削公表し税務の透明性を高めていることをアピー

減を行うこととして定義している（山下・音ルする動きがでてきている（日本経済新聞，

川，2009；大沼，2015）。

2018年 3 月 1 日，p.21）。

Pooled-OLS に よ る パ ネ ル デ ー タ 分 析 の 結

会計・ファイナンス領域における実証研究に

果，租税負担削減行動が行われた企業ほど，社

おいては，企業の租税負担削減行動がどのよう債発行時に要求される負債コストが増大する傾な経済的な帰結をもたらすのかに視点を向ける

向にあることが示唆された。また，その関連性研究が増えてきている。ここでは，企業の租税は経営者の持株比率が高い企業で観察されるこ

負担削減行動と負債コストの関連性に関する実とが明らかにされた。

証研究に焦点を合わせ考察していこう。
これらの研究では租税負担削減行動によって

62

説明変数の内生性を考慮した操作変数法を用いたパネルデータ分析では，経営者の持株比率

証券経済研究が高い企業において，租税負担削減行動と社債

第116号（2021.12）

析の結果を提示し，最後に本稿の総括を行う。

の負債コストとの間に因果関係があることが確認された。このことは，投資家が経営者の持株

2 ．先行研究と仮説構築比率が高い企業の社債に対して投資意思決定を行う場合，実施された租税負担削減行動の程度

まず，租税負担削減行動がどのような効果をに応じて，追加的な負債コストを要求している

もち，それが負債コストにいかなる影響を及ぼことを示唆する。

しているのかについて検討することにする。租

先行研究では経営者の株式保有は株主と債権税負担削減行動には，他の条件が同じであれ

者の利害対立を生じさせることが述べられておば，その企業の税引後利益およびキャッシュ・

り，オーナー企業の経営者ほど債権者の富を犠

フローを増加させるというプラスの効果がある

牲にして，自らの富に繋がるような行動を選択（ 大 沼，2015）。 企 業 内 に 留 保 さ れ る 利 益 やするおそれがある（岡部，1995）。

キャッシュ・フローがより潤沢になった場合，したがって，社債投資家が経営者の持株比率

企業の負債に対する支払能力は高まるので，要が高い企業に対してスクリーニングを行う場

求される負債コストは減少すると考えられる

合，自らの富を保護するために会計情報をより（Lim，2011）。

詳細に分析するであろう。その結果として，租Lim（2011）は韓国企業を対象に，租税負担税負担削減行動に関する情報が投資決定の判断

削減行動と銀行ローンの負債コストとの関連性

材料として活用されている可能性がある。

について調査している。その結果，租税負担削

これまでの研究（Lim, 2011；Hasan, Hoi, Wu,

減行動が金利スプレッドを減少させること，まand Zhang, 2014；Shevlin, Urcan, and Vasvari,

た機関投資家による持株比率が高くなるにつれ

2020）によって，租税負担削減行動と負債コスて，その関連性はより強く表れることを見出し

トの関連性は調査されている。しかしながら，ている。

経営者による株式保有がその関連性に与える影

その一方で，租税負担削減行動が行われるこ響については，われわれが知る限りまだ調査さとによって，投資意思決定のために必要な情報れていない。企業における経営者の持株比率がの質が低下するというリスクが生まれる。この高い場合，租税負担削減行動に関する会計情報

ような情報リスクは社債投資にマイナスの影響が社債投資家の意思決定により有用な情報とを及ぼす（首藤・伊藤・二重作・本馬，2018）。

なっていることを示した点に本稿の貢献がある

租税負担削減行動は，税務当局からの調査リと考えられる。

スクを増加させ，調査の結果によっては追加的

本稿の構成は以下の通りである。次節では先な税金の支払が企業に課されてしまう場合があ

行研究のサーベイと仮説の構築を行い，第 3 節

る。Mills（1998）や Mills and Sansing（2000）

ではリサーチ・デザインについて述べる。第 4では，会計利益と課税所得の差異（book-tax

節ではサンプルについて説明するとともに，difference）が大きくなるにつれて，米国内国データの基本統計量を表示する。第 5 節では実歳入庁（IRS）による税務調査を受けるリスク

証分析の結果について示す。第 6 節では追加分が高くなること，またその場合に生じる追徴課63

租税負担削減行動が社債の負債コストへ及ぼす影響

税額も大きくなることが示されている。

得られているとはいえない。本稿では，日本企したがって，経営者は税務当局から調査を受業を対象に租税負担削減行動と社債の負債コスけるリスクを最小化するために，複雑なスキートの関連性を調査するために，以下のような仮ムを通じて租税負担削減行動を行い，その取引説を設定する。

や内容について隠蔽しようとするかもしれない

仮説 1 ：租税負担削減行動は社債の負債コス（Cen, Tong, and Sun, 2017）。Hope, Ma, andトと関連する。

Thomas（2013）は，企業の租税負担削減行動

次に，経営者の持株比率と債権者の富の移転

が情報の質を低下させることを示唆している。

について考える2。資金の貸し手である債権者情報の質が低い，つまり情報リスクが高い場合，

は約束の期日に元本を取り戻し，その期日まで

企業は追加的な負債コストを負担せざるを得ないに生ずる利息を確実に回収する必要がある。し可能 性がある（Francis, LaFond, Olsson, andかし，その債券がつねに100パーセント安全

Schipper, 2005；首藤・伊藤・二重作・本馬，で，負債の全部が債権者に返済されるという保

2018）
。

証はない（岡部，1995）。

Hasan, Hoi, Wu, and Zhang（2014） は 租

Jensen and Meckling（1976）では，経営者税負担削減行動によって，銀行ローンの金利スによる株式保有が株主と債権者の利害対立を生プレッドと社債の利回りスプレッドが増大する

じさせることが述べられている。オーナー経営1

ことを示している 。また，Shevlin, Urcan, and者は債権者の富を犠牲にして，設備投資，資金

Vasvari（2020）は租税負担削減行動が銀行ロー

調達あるいは配当政策など自らの富に繋がるよンの金利と社債の利回りを増大させるという証

う な 行 動 を 選 択 す る お そ れ が あ る（ 須 田，拠を示した上で，租税負担削減行動が負債コス

2000）3。このような経営者行動は債権者の富のトに与える効果のうち，約半分が将来のキャッ移転といわれる。債権者の富の移転が生じてしシュ・フローや情報の質を介して説明されるこまった場合，債権者は債券価値の下落という損とを明らかにしている。

害を受けることが少なくない。また悪くする

以上のように，租税負担削減行動と負債コスと，債権者は利息と元本の未回収分を貸倒損失

トの関連性について調査している先行研究でとして被ることになるか，あるいはそれを免れは，租税負担削減行動によって負債コストが増ても回収コストを負担することになる（岡部，

大しているという結果（Hasan, Hoi, Wu, and1995）4。したがって，債権者が経営者の持株比

Zhang, 2014；Shevlin, Urcan, and Vasvari,率が高い企業に対して会計情報を利用したスク

2020）と，逆に減少しているという結果（Lim,

リーニングを行うインセンティブは強いと考え2011）が提示されており，首尾一貫した結果がられる。

1 Hasan, Hoi, Wu, and Zhang（2014）は租税負担削減行動によって，銀行ローンに付される財務制限条項がより厳しくなることも明らかにしている。
2 富の移転について，詳しくは岡部（1995）を参考にされたい。
3 たとえばそれらの政策として，危険度の高い投資をする，負債を増加させる，現金配当を増やすということが考えられる（須田，2000）。
4 回収コストには訴訟費用などの提供した資金を回収するために要した費用のほか，面倒さ，心労などの心理的な負担も含まれる（岡部，1995）。

64

証券経済研究

Shuto and Kitagawa（2011） は， 日 本 企 業

第116号（2021.12）

するか否かの意思決定判断を行う7。

を対象に，経営者の持株比率が高くなるにつれ有価証券届出書が提出されてから当該社債がて，企業に課される負債コストが増大する傾向発行されるまでの期間は 1 ヶ月以内に設定されにあることを明らかにしている。また Shevlin,ているケースが多いため，利率等が決定された

Urcan, and Vasvari（2020） で は， 富 の 移 転日付から社債発行日までのラグはそこまで大きが生じる可能性の高い状況において，租税負担くならない。したがって，本稿では社債発行日削減行動と負債コストの関連性はより強くなるにおいて入手可能な会計情報が当該社債に設定ことが明かされており，社債投資家にとって租される利率などの諸条件に影響を及ぼしている

税負担削減行動に関する情報の有用性が増すこと想定する。

とが示唆されている。そこで，経営者の持株比

図表 1 は本分析の概要について表している。

率が低い企業と高い企業との間で，租税負担削

租税負担削減行動の代理変数を含む企業の財務

減行動と社債の負債コストの関連性が変化する

変数については，社債発行直前の会計期間（つかどうかを検証するために，以下のような仮説

まり，t－1年度）の決算日におけるものを利用を構築する。

する。これらの財務変数が社債の諸条件に影響

仮説 2 ：経営者の持株比率に応じて，租税負を及ぼすはずであり，利回りなどの社債に関す担削減行動と社債の負債コストの関連

る変数については，t－1年度末以降（つまり，性は変化する。

t 年度）に発行された社債の情報を用いて測定している。

3 ．リサーチ・デザイン

ただし，t－1年度末の会計情報が公表されるのはおよそ t－1年度末 3 カ月後であるため，

3.1．分析の概要

t－1年度末から 3 カ月以内に発行された社債については t－2年度の財務変数を対応させる。

一般的に企業が社債を発行する場合，当該社

すなわち，社債投資家は t－1年度（t－1年度末債に関する内容等を記載した有価証券届出書から 3 カ月以内に社債が発行されている場合に（あるいは有価証券通知書）を提出する必要がは t－2年度）の会計情報を利用して t 年度に投ある5。有価証券届出書の効力発生日は原則と資意思決定を行っていると仮定した分析を行っして，有価証券届出書が受理されてから15日をている。

経過した日であり，企業は効力発生日以降でな
いと社債を取得することができない6。社債投資家はこの15日間の間に当該社債に対して投資

3.2．租税負担削減行動の尺度
租税負担削減行動の指標として一般的に用いら

5 金融商品取引法によって，発行価額の総額が 1 億円以上の場合には有価証券届出書の提出が，また発行価額の総額が 1 千万
円超から 1 億円未満の場合には有価証券通知書の提出が要求されている。なお発行価額の総額が 1 千万円以下の場合にはそれ
らの提出は求められていない。
6 有価証券届出書と異なり，有価証券通知書は投資家に対して情報を提供する目的である開示書類に該当しないため，効力発生日という概念はない。
7 この15日間は，投資者が開示されている情報に基づき取得や買付けの是非を検討する「熟慮期間」を確保するために設けられているとされる。

65

租税負担削減行動が社債の負債コストへ及ぼす影響
図表 1

分析の概要

れるのが実効税率（Effective Tax Rate：ETR）

る。

である。ETR は法人税・事業税・住民税に法人

CurrentETRi,t－1＝

税等調整額を加算し，それを税金等調整前当期
純利益で除したもので，次式のように表される（奥田・山下，2011；大沼，2015）。

⑵

ETR と CurrentETR の違いは，分子に法人

ETRi,t－1＝
法人税・事業税・住民税i,t－1＋法人税等調整額i,t－1

税金等調整前当期純利益i,t－1

法人税・事業税・住民税i,t－1

税金等調整前当期純利益i,t－1

税等調整額が加算されているのかいないのかである。法人税等調整額は，税効果会計の適用に⑴

より一時差異等が生じた場合，当期の法人税等，住民税および事業税を調整するために設け

ここで i は企業，t は年度を表す。この指標

られた勘定科目である。法人税等調整額は当期

は会計上の実効税率ともいえ直感的に理解しやの法人税・事業税・住民税の中に来期の費用とすいものである。これは永久差異を生じさせる

した方が適切な部分が含まれているときに，来租税負担削減行動を反映しているといえるが，期への繰延費用と見なすことができる。反対分子に一時差異の情報を含んでいないために税に，当期の費用として計上した方がよい法人の繰延をもたらすような租税負担削減行動を反税・事業税・住民税があるときは来期からの見映しないことが指摘される。

越費用と見なすことができる（大沼，2015）。

そこで，
次のようなカレント実効税率（Current

ETR と CurrentETR の指標はどちらも短期

Effective Tax Rate：CurrntETR） を 測 定 す（単年）の指標となっており，長期的に租税負る。これは，法人税・事業税・住民税を税金等担削減行動を進めているかどうかは明らかにす

調整前当期純利益で除したものとして定義されることができない。Dyreng, Hanlon, and66

証券経済研究第116号（2021.12）

Maydew（2008） や 大 沼（2015） は， 単 年 のETR5 と CurrentETR5 に関する分析でも同様

ETR が年度ごとの変化による影響を強く受けに，税金等調整前当期純利益の 5 年間合計がプるため，長期的な租税負担削減行動を表す代理ラスとなる企業に絞っている。また，tax の計

8変数として不十分であることを主張する 。

算結果が 0 未満の場合には 0 に， 1 を超えた場

Shevlin, Urcan, and Vasvari（2020） や 奥合には 1 に値を置換している。tax の値が小さ

田・山下（2011）では当期を含む過去 5 年間のいほど税金等調整前当期純利益に対する税負担

法人税等費用と税金等調整前当期純利益を累積が少ないので，そのことは企業の租税負担削減させることで，長期的な租税負担削減行動を表行動が積極的であると解釈される。

9

す指標を計算している 。そこで本稿でも ETRと CurrentETR を用いて，過去 5 年間の長期実効税率（ETR5 ）と長期カレント実効税率

3.3．負債コストの算定
負債コストの代理変数として社債発行時の利（CurrentETR5 ）を以下のように計算する。

回りに依拠して算定された利回りスプレッドを

ETR5 i,t－1＝利用する。利回りスプレッドは，社債の利回り∑法人税・事業税・住民税i,t－1＋∑法人税等調整額i,t－1
∑税金等調整前当期純利益i,t－1とデュレーションが近似している国債の利回り⑶

は，国債金利情報（財務省）に基づいて日次

CurrentETR5 i,t－1＝∑法人税・事業税・住民税i,t－1
∑税金等調整前当期純利益i,t－1の差として算定される。国債のデュレーション
ベースで計算している。なお，残存期間 1 ～40⑷

年のすべての年についてデュレーションを求めている10。また，国債金利情報では利回り情報

本稿では，これら 4 つの租税負担削減行動ののみが開示されているので，国債のデュレー

代理変数を tax と一括して呼ぶこととする。実ションの計算にあたっては，債券価格を100

証分析では，いずれか 1 つの租税負担削減行動

円，利率と利回りが等しいという仮定を用いての代理変数を tax に代入して，分析を実施する。

いる11。

先行研究（山下・音川，2009；奥田・山下，

一般的に国債の利回りはリスクフリー・レー

2011）と同様に，ETR と CurrentETR についトとして扱われるため，利回りスプレッドは企ての分析では，当該年度の税金等調整前当期純業が社債投資家に対する支払い（payoff）にど利益がプラスである企業のみに限定している。

れほどのリスク・プレミアムを上乗せしている

8 たとえば，費用・収益の計上を何年か先に繰り延べて一時的に租税負担を軽くする場合が考えられる。
9 Shevlin, Urcan, and Vasvari（2020）では，法人税等支払額を税金等調整前利益で除した指標（CashETR）に基づいて，長期的な租税負担削減行動の代理変数を測定している。ただし，会計制度に関して日米間で相違があるため，わが国の研究では租税負担削減行動の代理変数として CashETR は利用されない場合が多い（大沼，2015）。そこで本研究では，日本企業を対象とした先行研究と同様に ETR と CurrentETR を用いている。日米間における会計制度の相違について，詳しくは大沼（2015）
を参照されたい。
10 公表のない11～14年，16～19年，21年～24年，26年～30年および31年～40年の利回りならびにデュレーションについては，それぞれの期間における直線的変化として計算している。
11 財務省の公表する国債入札結果からは，落札価格が100円前後となるように表面利率が決定されており，利率と利回りがほぼ等しくなっているということがわかる。また，近年の国債利回りにはマイナスの利回りが存在する。この場合にはデュレーショ
ンが残存期間よりも長くなるという理論と矛盾する事象が発生してしまうが，利回り自体が極端に小さいので，デュレーショ
ンは残存期間とほぼ一致しており，スプレッドの算定に大きな影響を与えないと判断している。

67

租税負担削減行動が社債の負債コストへ及ぼす影響のかを表している。この上乗せ分のリスク・プの持株比率として『NEEDS Financial Quest』

レミアムは，社債投資家によって要求される追（日経メディアマーケティング）に収録される

加的なコストとして捉えることができる。

役員持株数を期末発行済株式総数で除した値で代理する12。経営者の持株比率を降順で並び替

3.4．リサーチ・デザイン

え，その中央値に基づいてサンプルを分けた上

本稿では，Shevlin, Urcan, and Vasvari（2020）に依拠した以下の（5）式を用いて仮説の検証を行う。

で，それぞれのサンプルに対して（5）式を推
定する。
本稿では，
Shevlin, Urcan, and Vasvari（2020）

Yspreadi,j,t＝β0＋β1taxi,t－1＋β2 MBi,t－1

で採用された変数をコントロール変数として（5）＋β3 ROAi,t－1＋β4 leveragei,t－1

式に組み入れている。企業特性をコントロールす＋β5 assetsi,t－1＋β6CVcashi,t－1

る た め に MB，ROA，leverage，assets お よ び＋β7LCFdumi,t－1

CVcash を 説 明 変 数 に 加える。次 に，Shevlin,＋β8changeLCFi,t－1＋β9PPEi,t－1

Urcan, and Vasvari（2020）では負債コストに対＋β10intangibleassetsi,t－1

する租税負担削減行動の効果をより確かなものに＋β11equityincomei,t－1

するために，租税負担削減行動と相関すると思わ＋β12maturityi,j,t＋β13bondsizei,j,t

れ る 変 数 もコントロ ー ル し て い る。 そ こ で＋β14ratingi,j,t＋yeardum

LCFdum，changeLCF，PPE，intangibleassets＋industrydum＋εi,j,t

⑸

ここで i は企業，j は社債，t は年度を表す。

および equityincome をコントロール変数として追加している13。

本稿で使用する変数の定義の詳細は，図表 2 に

さらに，社債特性のコントロール変数としまとめられている。なお，tax とダミー変数をて，maturity，bondsize，および rating を説明除いたすべての変数に対して上下 1 ％でウィン

変数に挿入する。rating は企業に付された格付

ソライゼーションを行っている。

投資情報センター（以下，RI）の信用格付け

被説明変数には，負債コストの代理変数であを表す変数である。ただし，信用格付けをそのる利回りスプレッド（YSpread）が組み入れらまま回帰式に組み入れて推定を行った場合，信れている。検定する変数は，租税負担削減行動

用格付けはすでに租税負担削減行動の影響を織を代理する tax である。仮説 1 が支持される場

り込んでいる可能性がある。この問題を緩和す

合，tax の係数は統計的に有意になることが予るために，先行研究（Anderson, Mansi, and測される。

Reeb, 2004；Shevlin, Urcan, and Vasvari,仮説 2 の検証において，サンプルを経営者の持株比率が低い企業のサンプルと高い企業のサンプルの 2 つに分割する。具体的には，経営者

2020）で用いられている方法と同様な処置を施す。
具体的には，被説明変数に信用格付けスコア

12 サンプルにおける経営者の持株比率の平均値（中央値）は，0.5％（0.1％）となっている。
13 説明変数間における相関関係は，推定される回帰式に多重共線性の問題を引き起こす可能性がある。これらの変数を（5）式から除いて推定した場合も，同様な結果が得られることを確認している。

68

証券経済研究
図表 2
変第116号（2021.12）

変数の定義

数

定

義

YSpread

社債の利回り－国債の利回り（単位：％）ETR（1）式から得た測定値

CurrentETR（2）式から得た測定値

ETR5（3）式から得た測定値

CurrentETR5（4）式から得た測定値

MB

株式時価総額 t－1／自己資本 t－1

ROA

税金等調整前当期純利益 t－1／資産合計 t－2

leverage

負債合計 t－1／資産合計 t－1

assets

資産合計 t－1の自然対数

CVcash（営業キャッシュ・フローt－1／資産合計 t－1）の 5 年間の変動係数

LCFdum

繰越欠損金 t－1が正の場合に 1 ，それ以外の場合に 0 をとるダミー変数

changeLCF（繰越欠損金 t－1－繰越欠損金 t－2）／資産合計 t－2

PPE

有形固定資産 t－1／資産合計 t－2

intangibleassets

無形資産 t－1／資産合計 t－2

equityincome（持分法による投資利益 t－1－持分法による投資損失 t－1）／資産合計 t－2

maturity

社債の償還期間（年）bondsize

社債の発行額（億円）の自然対数

RIrating

AAA に19を，AA＋に18を，AA に17を，AA－に16を，A＋に15を，A に14を，A－に13を，BBB＋に12を，BBB に11を，BBB－に10を，BB＋に 9 を，BB に 8 を，BB－に 7 を，B＋に 6 を，B に 5 を，B－に 4 を，CCC に 3 を，CC に 2 を，C に 1 を割り当てた値

rating

信用格付けスコアを被説明変数に，tax を説明変数に挿入した回帰式を推定し，そこから得
た残差の値

HMO

経営者の持株比率が中央値以上であった場合に 1 ，それ以外なら 0 を設定したダミー変数

を表す変数（RIrating）を，説明変数に租税負担削減行動の代理変数を組み入れた回帰式を推4 ．サンプル選択と基本統計量

定し，そこから得られた残差をもって信用格付
けの変数（rating）を定義する。この rating は
租税負担削減行動の影響を除いた信用格付けの情報を捉えていると考えられる。

4.1．サンプル選択
図表 3 パネル A にサンプル選択のプロセス

最後に，yeardum と industrydum を（5）式が示されている。社債のサンプルは，『公社債に挿入している。yeardum は年度ダミー変数

発行銘柄一覧』（日本証券業協会）より2006年

で あ り，industrydum は 日 経 業 種 分 類（ 中 分

4 月から2020年 3 月までの間に発行された公募類）に基づく業種ダミー変数である。

普通社債に関するデータを取得している。その数が6,256件である。

69

租税負担削減行動が社債の負債コストへ及ぼす影響
図表 3

サンプル選択と年度別分布

パネル A：サンプル選択
2006年 4 月から2020年 3 月までに発行された普通社債

6,256

マイナス：
『NEEDS Financial Quest』に収録されていない企業の社債
銀行・証券・保険・その他金融業に属した企業の社債
日本の会計基準以外を適用した企業の社債社債に関するデータの欠損
財務変数に関するデータの欠損
税金等調整前当期純利益がマイナスとなっている企業の社債
役員持株数に関するデータの欠損
RI から信用格付けを取得していない企業の社債（716）（1,583）
（614）
（25）
（75）
（172）
（33）
（904）

最終観測値数

2,134

パネル B：年度別分布
年度

観測値数

割合（％）

年度

観測値数

割合（％）

2006
2007
2008
2009
2010
2011
2012

101
174
187
146
159
121
134

4.73
8.15
8.76
6.84
7.45
5.67
6.28

2014
2015
2016
2017
2018
2019
2020

125
103
137
147
190
231
26

5.86
4.83
6.42
6.89
8.90
10.82
1.22

2013

153

7.17

合計

2,134

100.00

パネル C：業種別分布
業

種

電
力
鉄道・バス
不 動 産
機
械
化学工業
ガ
ス
建
設
食
品
電気機器
小 売 業
パルプ・紙
非金属及び金属製品
商
社
鉄 鉱 業
通
信

観測値数
533
337
177
112
106
89
82
75
74
48
45
44
44
38
36

割合（％）
24.98
15.79
8.29
5.25
4.97
4.17
3.84
3.51
3.47
2.25
2.11
2.06
2.06
1.78
1.69

業

窯
業
自動車・自動車部品
サービス業
精密機器
その他製造業
倉庫・運輸関連
陸
運
空
輸
医 薬 品
造
船
石
油
ゴ
ム
繊
維
その他輸送用機器
海
運
合

70

種

計

観測値数

割合（％）

32
31
28
26
25
23
20
20
19
15
13
12
11
11
8

1.50
1.45
1.31
1.22
1.17
1.08
0.94
0.94
0.89
0.70
0.61
0.56
0.52
0.52
0.37

2,134

100.00

証券経済研究第116号（2021.12）

6,256件のうち，財務データのデータベース

る 企 業 の 業 種 に ば ら つ き は あ る が， 電 力である『NEEDS Financial Quest』に未収録の（24.98％）と鉄道・バス（15.79％）に属する企業が発行する社債（放送債など）は分析の対企業によって発行された社債がサンプルに多く象外とする（716件）。日経業種分類（中分類）

含まれている。

で銀行・証券・保険業・その他金融業に属して財務データ，株価データおよび役員持株数にいる企業をサンプルから除いている（1,583件）。

関するデータは『NEEDS Financial Quest』か

また，米国会計基準や国際財務報告基準とら取得している。社債に関するデータについていった日本の会計基準以外を適用している企業

は『公社債発行銘柄一覧』から利回りや信用格は含めていない（614件）。利回りなどの社債に付け等のデータを，国債データは財務省が公表関するデータの欠損（25件）があるものはサン

する『国債金利情報』から利回り等のデータをプルから取り除かれる。財務変数に関するデー

入手している。

タが欠損しているものもサンプルに含めない（75件）。

4.2．基本統計量

さ ら に ETR と CurrentETR を 用 い た 分 析

図表 4 は，各変数の基本統計量を示したもの

では，税金等調整前当期純利益がプラスである

である。各変数の平均値と中央値は比較的近似

14

企業のみに分析を限定している（172件） 。役しており，各変数の分布にほぼ偏りがないこと

員持株数に関するデータに欠損がある企業もサがわかる。まず，社債発行時の利回りスプレッ

ンプルから落とす（33件）。最後に，RI から信ド（YSpread）の平均値（中央値）については用格付けを取得していないものをサンプルから

0.310％（0.287％）である。

落とす（904件）。最終的に2,134の観測値が得られている。

次に租税負担削減行動を表す変数についてみていくと，ETR と CurrentETR の平均値（中図表 3 パネル B には社債発行サンプルの央値）はそれぞれ0.356（0.359）と0.322（0.323）

2006年から2020年までの年度別分布を示す。

である。また，長期的な租税負担削減行動の代

2019年が231件（10.82％）で最も多くなってい

理変数である ETR5とCurrentETR5の平均値（中ることがわかる。2020年は発行された普通社債

央値）はそれぞれ0.373（0.372）と0.359（0.349）

に関するデータが 3 月末の分までしか取得されとなっている。

ていないことから，26件（1.22％）で最も少な

最後に，信用格付けの基本統計量について述

くなっている。本稿のサンプルにおける年度別

べる。信用格付けの平均値と中央値はかなり近の社債発行数は2020年を除くと，2015年以降右似しており，中央値の15.000は RI の A＋格に肩上がりで増加していることが観察される。

相当する。最大値（最小値）は19.000（10.000）

図表 3 パネル C は業種分布を示す。業種分となっている。最小値の10.000は BBB－格に類は日経業種分類（中分類）に基づく。サンプ

相当するため，本稿で用いるサンプルに信用格

ルは30業種から構成されており，社債を発行す

付 け が BBB 格 を 下 回 る 社 債（ 以 下， ハ イ・

14 ETR5 と CurrentETR5 については，税金等調整前当期純利益の 5 年間合計がプラスとなる企業を選択しており，218件がサンプルから除かれている。

71

租税負担削減行動が社債の負債コストへ及ぼす影響

変数

YSpreadETR
CurrentETR
ETR5
CurrentETR5
MB
ROA
leverage
assetsCVcash
LCFdumchangeLCF
PPE
intangibleassets
equityincome
maturity
bondsize
RIrating

図表 4

基本統計量

観測値数

平均値

標準偏差

最小値

中央値

最大値

2,134
2,134
2,134
2,088
2,088
2,134
2,134
2,134
2,134
2,134
2,134
2,134
2,134
2,134
2,134
2,134
2,134
2,134

0.310
0.356
0.322
0.373
0.359
1.369
0.037
0.653
14.338
0.330
0.763
0.000
0.561
0.037
0.001
9.704
4.947
15.096

0.174
0.150
0.171
0.157
0.181
0.673
0.029
0.140
1.134
0.461
0.425
0.005
0.239
0.058
0.002
6.725
0.549
2.055

0.062
0.000
0.000
0.000
0.000
0.541
0.004
0.233
11.5100.020
0.000－0.0160.090
0.000－0.0043.000
3.912
10.000

0.287
0.359
0.323
0.372
0.349
1.202
0.033
0.688
14.484
0.215
1.000
0.000
0.621
0.018
0.000
7.000
4.605
15.000

1.014
1.000
1.000
1.000
1.000
4.365
0.131
0.872
16.425
3.509
1.000
0.027
0.898
0.369
0.011
40.0006.397
19.000（注） 各変数の定義については図表 2 を参照。

イールド債）は含まれていないことがわかる。

傾向とも整合的であり，短期的な租税負担削減

これは，わが国においてはハイ・イールド債が行動の指標が長期の税負担を十分に説明できな

ほとんど発行されていない状況であることを意

いことを示唆する。なお，説明変数間の相関係

味している。

数はどれもさほど高くなく，多重共線性の問題

図表 5 には変数間のピアソンの積率相関係数

は発生しないと考えられる15。

（以下，ピアソン相関係数）が示される。な

5 ．実証分析の結果

お， 5 ％水準で統計的に有意となっている相関係数については太字で表している。被説明変数
である YSpread と tax のピアソン相関係数は，すべて統計的に有意でありマイナスの値である。

5.1．Pooled⊖OLS を用いたパネルデータ
分析

租税負担削減行動の短期的な指標と長期的な租税負担削減行動と社債の負債コストの関連指標をみていくと，ETR と ETR5 および Cur-性を調査するために，（5）式を Pooled-OLS で

rentETR と CurrentETR5 の ピ ア ソ ン 相 関 係

推定している。t 値は企業を単位としたクラス

数はそれぞれ0.354と0.362で，統計的にも有意

ター頑健手法に基づく標準誤差から求めていである。これは奥田・山下（2011）で示されたる。また紙幅の都合上，年度ダミー（yeardum）

15 VIF 値を計算したところ，VIF 値が10以上を示す変数はなかった。したがって，多重共線性の問題は深刻でないと結論づけ
られる。

72

④

⑤

⑥

⑦

⑧

⑨

⑩

⑪

⑫

⑬

1.000

⑭

⑮

⑯

0.041 －0.061 0.029 －0.046 －0.182 0.021 1.000
0.319 －0.151 0.031 －0.048 0.311 －0.072 －0.008 1.000
0.490 －0.113 －0.102 0.092 0.118 0.121 0.029 －0.061
0.537 －0.284 －0.307 0.057 0.422 0.030 －0.076 0.293（注） 5 ％水準で有意な相関係数については太字で示されている。また各変数の定義については図表 2 を参照。

0.032 0.218 －0.131
0.025 0.083 0.039
0.101 －0.045 0.092
0.059 0.051 －0.005－0.012 －0.081 －0.124 －0.048 －0.112
0.010 －0.042 －0.087 －0.033 －0.064－0.191 0.014 0.029 0.036 0.044－0.568 0.067 0.549 －0.119 0.037③⑮ equityincome⑯ maturity⑰ bondsize⑱ RIrating

②

1.000
－0.064 1.000－0.097 0.592 1.000－0.047 0.354 －0.097 1.000－0.122 0.068 0.362 0.744 1.000－0.029 0.049 0.033 －0.039 0.010 1.000－0.068 －0.031 －0.009 －0.041 －0.035 0.291 1.000
0.052 0.039 －0.166 －0.032 －0.121 －0.015 －0.560 1.000－0.302 －0.041 －0.139 －0.034 －0.061 0.053 －0.221 0.526 1.000
0.188 －0.049 －0.159 －0.153 －0.209 －0.171 －0.259 0.244 －0.068 1.000
0.135 －0.073 －0.061 0.032 －0.032 0.020 －0.048 0.021 0.001 0.138 1.000
0.001 －0.082 0.233 0.010 0.211 －0.057 －0.325 －0.017 －0.002 －0.032 0.053 1.000－0.213 0.009 －0.152 －0.087 －0.091 0.063 －0.232 0.509 0.378 －0.215 －0.229 －0.037 1.000－0.014 0.054 0.221 0.051 0.103 0.158 0.395 －0.372 －0.089 －0.152 0.120 0.083 －0.339

①

相関係数

① YSpread② ETR③ CurrentETR④ ETR5⑤ CurrentETR5
⑥ MB
⑦ ROA
⑧ leverage⑨ assets⑩ CVcash⑪ LCFdum⑫ changeLCF⑬ PPE⑭ intangibleassets

変数

図表 5

1.000
0.419

⑰

1.000

⑱

証券経済研究第116号（2021.12）73

租税負担削減行動が社債の負債コストへ及ぼす影響
図表 6
Constant
ETR

全サンプルに対する Pooled-OLS 分析の結果

0.337＊＊＊（2.81）－0.078＊＊（－2.59）0.340＊＊＊（2.88）

0.499＊＊＊（4.68）－0.077＊＊＊（－3.06）

CurrentETR
ETR5－0.031（－1.00）CurrentETR5
MB
ROA
leverage
assetsCVcash
LCFdumchangeLCF
PPE
intangibleassets
equityincome
maturity
bondsizeratingyeardum
industrydum
Adjusted R2
観測値数0.555＊＊＊（5.17）－0.020＊＊（－2.04）0.142（0.62）
0.180＊＊（2.55）－0.018＊＊（－2.30）0.005（0.38）－0.008（－0.63）
1.663＊（1.77）－0.120＊（－1.67）0.109（1.25）－1.010（－0.57）0.007＊＊＊（11.14）0.019＊＊（2.18）－0.058＊＊＊（－10.87）－0.021＊＊（－2.18）0.167（0.73）
0.185＊＊＊（2.63）－0.019＊＊（－2.42）0.003（0.25）－0.009（－0.73）
1.666＊（1.73）－0.117（－1.63）0.115（1.33）－1.213（－0.70）0.007＊＊＊（11.27）0.020＊＊（2.21）－0.058＊＊＊（－10.73）－0.021＊（－1.92）0.326（1.18）
0.273＊＊＊（3.48）－0.021＊＊（－2.44）－0.007（－0.72）－0.023＊＊（－2.09）0.992（1.10）－0.143＊＊（－2.03）0.082（1.03）－1.456（－0.77）0.007＊＊＊（11.44）0.016＊（1.96）－0.055＊＊＊（－9.95）－0.156＊＊＊（－5.06）－0.022＊＊（－2.02）0.311（1.14）
0.277＊＊＊（3.54）－0.022＊＊（－2.52）－0.008（－0.79）－0.024＊＊（－2.15）1.044（1.15）－0.139＊（－1.95）0.087（1.09）－1.807（－0.96）0.007＊＊＊（11.59）0.016＊（1.90）－0.054＊＊＊（－9.74）

Yes
Yes
0.542
2,134

Yes
Yes
0.542
2,134

Yes
Yes
0.571
2,088

Yes
Yes
0.572
2,088

（注） 下段は t 値を示す。t 値の算出にあたっては，企業を単位としたクラスター頑健手法に基づく標準誤差を用いている。また
各変数の定義については図表 2 を参照。＊＊＊ 1 ％水準で有意，＊＊ 5 ％水準で有意，＊10％水準で有意。

74

証券経済研究第116号（2021.12）と産業ダミー（industrydum）に関する結果はは，統計的に有意にマイナスの値となってい

省略している。

る。規模の大きい企業ほどデフォルト・リスク

全サンプルに対して（5）式を推定した結果は
図表 6 の通りである。ETR と CurrentETR の係が低いために，より低い負債コストを享受できることが示唆される。

数はそれぞれ－0.078と－0.077で 5 ％水準と 1 ％社債特性をコントロールしている maturity

水準で統計的に有意となっている。長期的な租税と bondsize は，統計的に有意な水準でプラス

負担削減行動を表す ETR5 と CurrentETR5 にの値になっている。これらの結果は，社債の償ついてみた場合，係数は－0.031と－0.156となっ還期間が長く，発行規模が大きいほど，社債投ている。ETR5 の係数は統計的に有意となってい資家はそれらの社債に対して追加的なコストをないが，CurrentETR5 の係数は 1 ％水準で統計要求することを示している。信用格付けを表す

的に有意である。ETR や CurrentETR といった

rating の係数はすべてマイナスで，統計的にも単年度の指標は年度ごとの変化による影響を強く

1 ％水準で有意となっている。社債発行時に付受けるといった指摘もあるが，複数年度に及んでされている信用格付けが上位になるほど，社債行われた租税負担削減行動も社債の負債コストとの負債コストは減少する傾向にあることが判明

関連していることがわかった。

した。

企業特性や社債特性などの要因をコントロール

図表 7 には経営者の持株比率別のサンプルにした上で，日本企業の租税負担削減行動と社債の対して，（5）式を推定した結果が示される。パ

負債コストとの間に有意な関連性があることが示

ネル A とパネル B は，それぞれ経営者の持株された。これらの結果は，Hasan, Hoi, Wu, and

比率が低い企業のサンプルと高い企業のサンプ

Zhang（2014）や Shevlin, Urcan, and Vasvari

ルに対する分析結果を示している。

（2020）で得られた結果と整合的である。すなわ

図表 7 パネル A の経営者の持株比率が低い

ち，租税負担削減行動が行われた企業ほど，社

企業のサンプルに対する分析結果を確認する

債発行時に要求される負債コストが増大する傾向と，tax の係数はすべてマイナスであるが，統にあることが裏づけられた。

計的に有意となっていない。経営者の持株比率

以下では，図表 6 で示されたコントロール変が低い企業において，租税負担削減行動と社債数に関する結果のうち，統計的な有意性が観察の負債コストとの間に統計的に有意な関連性はされた変数について述べる。MB の係数は統計

観察されないことが示された。

的に有意でマイナスとなっている。MB は企業

経営者の持株比率が高い企業のサンプルに対の潜在的な成長性を代理しており，潜在的な成する分析結果は図表 7 パネル B にある。短期的長性が高い企業ほど負債コストは減少することな指標についてみると，ETR と CurrentETRがわかる。企業の安全性を代理する leverageの係数はそれぞれ－0.080と－0.076となっておの係数はプラスで統計的に有意となっている。

り， 5 ％水準で統計的に有意である。長期的な負債比率が高くなるほど，その企業が発行する指標に目を向けると，ETR5 との係数はマイナ

社債の負債コストは増大することが読み取れスの値となっているが，統計的に有意な水準にる。企業規模の代理変数である assets の係数は達していない。ただし，CurrentETR5 の係

75

租税負担削減行動が社債の負債コストへ及ぼす影響
図表 7

経営者の持株比率別サンプルに対する Pooled-OLS 分析の結果

パネル A：経営者の持株比率が低い企業のサンプル
Constant
ETR

0.498＊＊＊（3.15）－0.074（－1.44）CurrentETR

0.492＊＊＊（3.16）

0.706＊＊＊（4.92）－0.084（－1.56）ETR5－0.023（－0.33）CurrentETR5
企業特性のコントロール変数
社債特性のコントロール変数
yeardum
industrydum
Adjusted R2
観測値数0.724＊＊＊（4.98）－0.074（－1.27）
Yes
Yes
Yes
Yes
0.554
1,068

Yes
Yes
Yes
Yes
0.555
1,068

Yes
Yes
Yes
Yes
0.565
1,046

Yes
Yes
Yes
Yes
0.565
1,046

0.569＊＊＊（5.16）

0.652＊＊＊（5.83）

パネル B：経営者の持株比率が高い企業のサンプル
Constant
ETR－0.095（－0.75）－0.080＊＊（－2.45）－0.098（－0.77）－0.076＊＊（－2.43）CurrentETR
ETR5－0.026（－1.06）

CurrentETR5
企業特性のコントロール変数
社債特性のコントロール変数
yeardum
industrydum
Adjusted R2
観測値数－0.179＊＊＊（－5.79）
Yes
Yes
Yes
Yes
0.607
1,066

Yes
Yes
Yes
Yes
0.607
1,066

Yes
Yes
Yes
Yes
0.561
1,042

Yes
Yes
Yes
Yes
0.562
1,042

（注） 下段は t 値を示す。t 値の算出にあたっては，企業を単位としたクラスター頑健手法に基づく標準誤差を用いている。また
各変数の定義については図表 2 を参照。＊＊＊ 1 ％水準で有意，＊＊ 5 ％水準で有意，＊10％水準で有意。

数は－0.179であり， 1 ％水準で有意となっていることが見てとれる。租税負担削減行動と社債の負債コストの関連性は，経営者の持株比率が高い企業で観察されることが明らかとなった。

することを示しており，仮説 2 と整合的である。

5.2．操作変数法を用いたパネルデータ
分析

このことは，経営者の持株比率に応じて租税負

ここでは tax が内生変数であるとみなした場

担削減行動と社債の負債コストの関連性が変化

合に，両者の間に因果関係が観察されるかどう76

証券経済研究第116号（2021.12）

かを調査する。他の条件がすべて等しいならにかかる係数の結果は図表 6 で得られた結果とば，高い負債コストが要求される企業の経営者

異なり，すべて有意でなくなっている。このこはより多くの資金を事業に投資するために，積とは，図表 6 で示された推定結果が内生性の影

極的に租税負担削減行動を進めるかもしれな

響によるもので，内生性の影響をコントロール

い。このようなフィードバック効果が生じていすると，租税負担削減行動と負債コストとの間る場合，負債コストから租税負担削減行動へ向には有意な関連性がないことを意味している。

かう逆の因果関係が成り立っている可能性があ

また，操作変数法を用いて分析を行っている

16

る（Hasan, Hoi, Wu, and Zhang, 2014） 。

Hasan, Hoi, Wu, and Zhang（2014）では，債

また，説明変数の tax と被説明変数の Yspread

権者が租税負担削減行動に関する情報を金利のの両方に影響を与えるような観察不可能な変数

設定に反映させていることが示唆されたが，日（欠落変数）が存在する場合には，欠落変数の本企業を対象とした場合，社債投資家は社債へ影響が（5）式の誤差項に吸収されるので，誤の投資意思決定の判断材料として租税負担削減

差項と tax の間に相関関係が生じてしまう。

行動に関する情報を積極的に活用しているとは

これらの状況において tax は内生変数とな判断できない。すなわち，操作変数法を用いてり，（5）式に内生性の問題を発生させてしまう

仮説 1 を検証した場合，仮説 1 と整合的な結果

おそれがある。内生性の問題が生じている場は得られないことになる。

合，推定された回帰係数に誤差が含まれてしま以上に示した分析結果が，米国企業を対象とい，バイアスのかかった推定になってしまうた

した先行研究で得られた結果と異なる原因の 1

め，正しい仮説の検証ができなくなる。

つとして，わが国における社債市場の特徴が関以上の理由から，内生性の問題に対処するた係していると考えられる。米国で発行される社

め に 操 作 変 数 法 の 分 析 を 行 う。 具 体 的 に は

債の中には，信用格付けが BBB 格を下回るハ

Hasan, Hoi, Wu, and Zhang（2014） に 基 づ

イ・イールド債が一定程度含まれているのに対き，それぞれの tax について同業他社の中央値

して，図表 4 でも示したようにわが国ではハを求め，その値を操作変数（median_ETR，

イ・イールド債がほとんど発行されていない18。

median_CurrentETR，median_ETR5 お よ び

ハイ・イールド債は，その他の債券と比べてmedian_CurrentETR5 ）として利用する。そデフォルト・リスクが高いことが知られる。企17

して， 2 段階最小二乗法により推定を行う 。

業がデフォルトを起こしてしまった場合，その図表 8 パネル A には，全サンプルに対して企業に対する債権は貸倒れとなり，債権者は多操作変数法を用いた分析結果が示される。tax

大な損失を受けることになる。これは無償で行

16 フィードバック効果とは，経営者が資本市場を通じて投資家の情報を入手し，意思決定に利用することを指す。
17 median_ETR，median_CurrentETR，median_ETR5 および median_CurrentETR5 が操作変数として妥当かどうかを確認するために，「操作変数にかかる係数はすべてゼロ」という仮説を F 統計量から検定している。その結果，いずれの操作変数についても， 2 段階最小二乗法の第 1 段階での F 統計量は10を超えていた。このことは，これらの操作変数が妥当であることを示している。なお，今回の分析においては，係数が過不足なく識別されているため，操作変数が外生的かどうかを検定する過剰識別制約のテストは行っていない。
18 Shevlin, Urcan, and Vasvari（2020）で利用されたサンプルにおいては，ハイ・イールド債がサンプル全体の約40％分を占め
ている。

77

租税負担削減行動が社債の負債コストへ及ぼす影響
図表 8

操作変数法を用いた分析の結果

パネル A：全サンプル
Constant
ETR
CurrentETR－12.089（－0.64）1.684（1.16）

ETR5－18.435（－0.96）－0.982（－0.30）CurrentETR5
企業特性のコントロール変数
社債特性のコントロール変数
yeardum
industrydum
Adjusted R2
観測値数

Yes
Yes
Yes
Yes
0.536
2,108

0.491＊＊＊（2.94）－3.745（－0.59）0.438＊＊＊（5.32）

0.458（1.10）

Yes
Yes
Yes
Yes
0.535
2,108

Yes
Yes
Yes
Yes
0.566
2,061

Yes
Yes
Yes
Yes
0.555
2,061

－5.484（－0.15）18.577（0.49）

7.468（0.20）

パネル B：経営者の持株比率が低い企業のサンプル
Constant
ETR
CurrentETR－2.432（－0.07）1.684（1.16）

ETR5－0.759（－1.44）CurrentETR5
企業特性のコントロール変数
社債特性のコントロール変数
yeardum
industrydum
Adjusted R2
観測値数

Yes
Yes
Yes
Yes
0.542
1,042

－1.276（－1.63）0.109（0.19）

Yes
Yes
Yes
Yes
0.538
1,042

Yes
Yes
Yes
Yes
0.557
1,019

Yes
Yes
Yes
Yes
0.548
1,019

－18.941（－0.77）－24.119（－0.93）－36.012（－1.38）

パネル C：経営者の持株比率が高い企業のサンプル
Constant
ETR
CurrentETR－18.147（－0.74）－0.670＊＊（－2.53）ETR5－0.848＊（－1.76）

CurrentETR5
企業特性のコントロール変数
社債特性のコントロール変数
yeardum
industrydum
Adjusted R2
観測値数

Yes
Yes
Yes
Yes
0.607
1,066

Yes
Yes
Yes
Yes
0.598
1,066

－1.308（－0.26）

Yes
Yes
Yes
Yes
0.655
1,042

－0.397＊＊（－2.13）
Yes
Yes
Yes
Yes
0.646
1,042

（注） 下段は t 値を示す。t 値の算出にあたっては，企業を単位としたクラスター頑健手法に基づく標準誤差を用いている。また
各変数の定義については図表 2 を参照。＊＊＊ 1 ％水準で有意，＊＊ 5 ％水準で有意，＊10％水準で有意。

78

証券経済研究

われた債権者の富の移転だとみることができる（岡部，1995）。

第116号（2021.12）

この結果は経営者の持株比率が高い企業の租税負担削減行動が行われるにつれて，社債の負したがって，投資家がハイ・イールド債に対債コストは増大する傾向にあることを意味してして意思決定を行う際，自らの富が移転するこおり，両者の間に因果関係があることを示してとをおそれ，より詳細に会計情報を分析するイいる。投資家は経営者の持株比率が高い企業のンセンティブを強くもつことになる。その結果社債に対して投資意思決定を行う場合，租税負として，社債投資家が租税負担削減行動に関す

担削減行動の程度に応じて，追加的な負債コスる情報を意思決定に有用なものとして活用してトを要求していることが示唆された。

いる可能性がある。ただし，わが国ではハイ・

図表 8 パネル B とパネル C の分析結果は，

イールド債が事実上発行されていないため，投図表 7 で示された結果とも整合的であり，内生

資家は日本企業の社債に対する意思決定におい性の問題に対しても頑健性を有しているといえて，米国企業のハイ・イールド債に対する時ほる。上述したように，経営者の持株比率が高い

ど詳細に会計情報を読み解いていないのかもし

企業では，債権者の富の移転に繋がるような経れない。

営者行動がとられる可能性が高いと思われる。

続いて，経営者の持株比率の中央値に基づい投資家は経営者の持株比率が高い企業の社債にてサンプルを分割した上で，それぞれのサンプ

対して投資意思決定をする際，企業の租税負担

ルに対して操作変数法を用いた分析を行う。図

削減行動に関する情報をより活用している公算表 8 パネル B には，経営者の持株比率別のサがある。

ンプルに対して，操作変数法を用いて推定した

6 ．追加分析の結果結果が示されている。図表 8 のパネル B をみていくと，tax の係数はすべて統計的に有意となっていない。この結果は，経営者の持株比率

第 5 節で示された分析に加えて， 2 つの追加が低い企業の租税負担削減行動と社債の負債コ分析を行っている。第 1 に，代替的な回帰式をストとの間には有意な関連性が観察されないこ用いて，経営者の持株比率によって租税負担削とを示している。

減行動と社債の負債コストとの間の関連性が変

しかしながら，経営者の持株比率が高い企業化するかどうかを再度調査する。前節では経営のサンプルに対する分析結果が示される図表 8者の持株比率に依拠してサンプルを分割し，そのパネル C では，すべての tax の係数はマイナ

れぞれのサンプルに対して（5）式を推定してス の 値 と な っ て い る。 短 期 的 な 指 標 で あ るいる。

ETR と CurrentETR の係数はそれぞれ－0.670

ここでは，経営者の持株比率の高低を示すダと－0.848となっており，統計的にも 5 ％水準

ミー変数（HMO）と tax の交差項を含めた以と10％水準で有意である。租税負担削減行動を下の（6）式を設定し，Pooled-OLS によって長期的に測定した場合，CurrentETR5 の係数推定する。HMO は経営者の持株比率が中央値

は－0.397であり， 5 ％水準で統計的に有意と以上であった場合に 1 ，それ以外なら 0 を設定なっている。

したダミー変数である。

79

租税負担削減行動が社債の負債コストへ及ぼす影響

Yspreadi,j,t＝β0＋β1HMOi,t－1＋β2taxi,t－1

プルを分割し，それぞれのサンプルに対して分

＋β3HMO×taxi,t－1＋β4MBi,t－1

析を行った19。その結果，大株主による株式所＋β5ROAi,t－1＋β6leveragei,t－1

有 割 合 が 低 い 企 業 の サ ン プ ル に お い て は，＋β7assetsi,t－1＋β8CVcashi,t－1

Pooled-OLS と操作変数法のどちらの分析を用＋β9LCFdumi,t－1

いた場合も tax の係数は統計的に有意ではな＋β10changeLCFi,t－1＋β11PPEi,t－1

かった。

＋β12intangibleassetsi,t－1

ところが，大株主による株式所有割合が高い企＋β13equityincomei,t－1

業のサンプルに対して Pooled-OLS を用いて分析し＋β14maturityi,j,t

た場合，すべての tax の係数はマイナスの値であっ＋β15bondsizei,j,t＋β16ratingi,j,t

た。ETR，CurrentETR および CurrentETR5は＋yeardum＋industrydum

1 ％水準で，ETR5は 5 ％水準で統計的に有意と＋εi,j,t⑹

なっていた。また操作変数法を用いた場合も，分析の結果，短期的な指標についてみると，

ETR，CurrentETR および CurrentETR5 の係数

HMO×ETR の係数（t 値）は－0.041（－1.86）

は10％水準で有意にマイナスの値となっていた。

であり，HMO×CurrentETR の係数（t 値）は

7 ．おわりに－0.082（－2.29）となっていた。また長期的な指標に関しては，HMO×ETR5 の係数（t 値）は－0.109（ －0.18） で あり，HMO×CurrentETR5

近年，企業の租税負担削減行動に関する会の係数（t 値 ）は－0.051（－1.91）であった。

計・ファイナンス領域の研究が増加してきておHMO×tax の係数はすべてマイナスの値であり，り，その中の 1 つに企業の租税負担削減行動とHMO×ETR5 の係数を除いて統計的に有意と負債コストの関連を調査する一連の研究があなっていることがわかった。これは租税負担削減る。

行動と社債の利回りスプレッドとの関連性が経営

主に米国企業を分析対象としたこれらの先行者持株比率の高い企業でより強まることを示唆し研究では，租税負担削減行動によって負債コスている。

トが増大しているという結果と，逆に減少して第 2 に，大株主による株式所有割合別のサンいるという結果が提示されており，現状では首プルに対して再度分析を行った。本稿では経営尾一貫した証拠が得られていない。また，日本者による株式所有が株主と債権者の利害対立を企業の租税負担削減行動が負債コストにどのよ生じさせると考えているが，Shevlin, Urcan,

うな影響を及ぼしているのかといった問いに対and Vasvari（2019）では大株主による株式所

しては十分に検証が行われているとはいえな

有割合が用いられている。ここでは Shevlin,

い。そこで本稿では，日本企業によって発行さ

Urcan, and Vasvari（2019） と 同 様 に， 大 株

れた社債を対象に，租税負担削減行動と負債コ主による株式所有割合の中央値に依拠してサンスト，具体的には利回りスプレッドとの関連性

19 大株主による株式所有に関するデータは『NEEDS Financial Quest』に収録される大株主データから取得している。そこで表示された企業の大株主所有株式数比率の合算値を大株主による株式所有割合として定義する。

80

証券経済研究について実証的に分析している。

第116号（2021.12）を用いて負債コストを推定した場合，負債コス

本稿で示された主な分析結果は以下の 2 点でトの測定誤差の問題を度外視すれば，サンプルある。第 1 に，租税負担削減行動が行われた企を上場企業全体に拡大することができる。サン

業ほど，社債発行時に要求される利回りスプ

プルバイアスの小さい分析を実施することも，レッドが増大する傾向にあることが示唆され今後の研究の発展に役立つであろう。

た。また，その関連性は経営者の持株比率が高い企業で観察されることも明らかとなった。

参第 2 に，経営者の持株比率が高い企業において，租税負担削減行動と社債の利回りスプレッ
ドの間に因果関係があることが確認された。この結果は，社債投資家が経営者の持株比率が高い企業の社債に対して投資意思決定を行う場
合，租税負担削減行動の程度に応じて追加的な負債コストを要求していることを示唆してい
る。

考

文

献

岡部孝好（1995）「債権者保護のための会計を考える」『関西大學商學論集』第40巻第 2 号，165-189頁。
奥田真也・山下裕企（2011）「日本における長期カレ
ント実効税率の実態と規定要因」『産業経理』第71巻第 1 号，45-54頁。
大沼宏（2015）『租税負担削減行動の経済的要因』，
同文舘出版。

最後に，残された課題について述べる。本稿

首藤昭信・伊藤広大・二重作直毅・本間朝子（2018）

では同一企業が同一年度において複数の社債を「債務契約における会計情報の役割（1）：会計情

発行している場合，発行された社債をそれぞれ
1 観測値として捉えて，観測値に社債・年度を用いたサンプルに対して分析を行っている。
しかしながら，観測値を債券単位で捉えた場

報の事前的役割」『金融研究』第37巻第 2 号，
23-60頁。
須田一幸（2000）『財務会計の機能』，白桃書房。
山下裕企・音川和久（2009）「日本における株式持合が税負担削減行動に与える影響」『神戸大学大学

合，債券に関する詳細な情報が得られる代わり院経営学研究科ディスカッション・ペーパー』に，債券間に相関が生じることが考えられる。

2009-40，1-19頁。

先行研究の中には同一企業が同一年度で複数のAnderson, R., S. Mansi and D. Reeb（2004）“Board

社債を発行している場合，社債発行額に依拠しCharacteristics, Accounting Report Integrity,

た加重平均利回りスプレッドを算出することで， 1 観測の値に修正する方法もある。観測値に企業・年度を用いて，租税負担削減行動と加重平均利回りスプレッドとの関連性を検証することは今後の課題の 1 つとしたい。

and the Cost of Debt,” Journal of Accounting
and Economics, Vol.37, pp.315-342.
Cen, W., N. Tong and Y. Sun（2017）“Tax avoidance and cost of debt：evidence from a naturalexperiment in China,” Accounting and Finance,
Vol.57, pp.1517-1556.

また，本稿では負債コストとして社債の利回

Dyreng, S., M. Hanlon and E. Maydew（2008）

りスプレッドを用いているので，負債コストを“Long-run corporate tax avoidance,” The Ac-

正確に測定できるという利点がある反面，サンcounting Review, Vol.83, pp.61-82.

プルが社債発行可能な大企業に偏ってしまっている。財務諸表内で開示されている支払利息額

Francis, J., R. LaFond, P. Olsson and K. Schipper（2005）“The market pricing of accruals quali-81租税負担削減行動が社債の負債コストへ及ぼす影響
ty,” Journal of Accounting and Economics,
Vol.39, pp.295-327.
Hasan, I., S. Hoi, Q. Wu and H. Zhang（2014）

Mills, L.（1998）“Book-tax differences and internal
revenue service adjustments,” Journal of Accounting Research, Vol.36, pp.343-356.

“Beauty is in the eye of the beholder：The ef-

Mills, L. and R. Sansing（2000）“Strategic tax andfect of corporate tax avoidance on the cost offinancial reporting decisions：Theory and evi-bank loans,” Journal of Financial Economics,

dence,” Contemporary Accounting Research,

Vol.113, pp.109-130.

Vol.17, pp.85-106.

Hope, O., M. Ma and W. Thomas（2013）“Tax

Shevlin, T., O. Urcan and F. Vasvari（2020）“Cor-avoidance and geographic earnings disclosure,”

porate Tax Avoidance and Debt Costs,” Journal

Journal of Accounting and Economics, Vol.56,of the American Taxation Association, Vol.42,

pp.170-189.

pp.117-143.

Jensen, C. and W. Meckling（1976）“Theory of the

Shuto, A. and N. Kitagawa（2011）“The Effect of

Firm：Managerial Behavior, Agency Costs andManagerial Ownership on the Cost of Debt：

Ownership Structure,” Journal of Financial

Evidence From Japan,” Journal of Accounting,Economics, Vol.3, pp.305-360.

Auditing and Finance, Vol.26, pp.590-620.

Lim, Y.（2011）“Tax avoidance, cost of debt and向真央（久留米大学商学部専任講師）

shareholders activism：evidence from Korea,”

乙政正太（関西大学商学部教授）

Journal of Banking and Finance, Vol.35, pp.456470.

82