Silviase/jgov_v1.4_full_ann huggingface dataset:
安定的に推移している。電気機器については、税引後当期利益が赤字のため配当性向を計算していないが、1998年度よりやや高い配当・総資産比率になっていることに注目すべきである。2004年度において、電気機器と商社の税引後当期利益・総資産比率は大きく上昇したが、配当性向が低下したため、配当・総資産比率はそれほど大きく上昇していない。このように、業種別にみても、本社は概ね安定的に配当を支払っている。

商社について、「受取配当」の税引前当期利益に占める割合は年によって変動するが、1998年度が42%、2004年度が38%であり、「受取配当」が配当原資として重要な役割を果たしている。「受取配当／配当」も年によって変動するが、1998年度が0.84、2004年度が1.32であり、現地法人から多くの配当を受け取っている。自動車は、電機機器や商社と比べて、「受取配当」の税引前当期利益に占める割合が低いが、「受取配当」は常に支払配当の4割以上の大きさを示しており、現地法人から多くの配当を受け取っている。

ところで、電気機器と商社について、「受取配当／配当」が「受取配当前利益／配当」とは反対の動きをしており、本社の配当原資が不足しているときに、現地法人からの受取配当が増加する可能性を示している。

### 3. 実証分析

### 3.1 本社の配当政策が海外子会社の配当送金に及ぼす効果

本節では、現地法人データを用いて、本社の配当政策が海外子会社の配当送金に及ぼす効果を分析する。具体的には、本社が受取配当前利益で十分な配当原資を確保できないときに、海外子会社の配当送金が増加するかどうかを検証する。前節までは、当期に有配の本社とその現地法人を対象とし、「受取配当前利益／配当」が小さく、本社が受取配当前利益で十分な配当原資を確保できない場合に、現地法人からの受取配当が増加する可能性を示した。しかし、「受取配当前利益／配当」は当期配当を用いて作成しているため（当期有配企業を対象としているため）、「現地法人からの受取配当の増加により、配当原資の確保が可能になった」という逆の因果関係をとらえている可能性がある。本節では、このような逆の因果関係の発生を回避するため、必要配当額を求めて「受取配当前利益／必要配当額」という指標を作成する。必要配当額は、「前期1株当たり配当×（当期末発行済株式数－当期自己株式数）」であり、前期と同額の1株当たり配当を支払う場合に必要となる配当額を表わしている。実際に、日本企業は減配による株価の下落を嫌い、少なくとも前期と同額の1株当たり配当を支払うことを目標とする傾向があるため、受取配当前利益で必要配当額を支払えるかどうかは、企業にとって重要な関心事である。したがって、以下では、前期に有配だった本社とその海外子会社を分析対象とし、前期有配の本社が、前期と同額の1株当たりの配当を支払うための配当原資を、受取配当前利益で確保できない場合に、海外子会社の配当送金が増加するかどうかを検証する。

以下の実証分析では、本社への配当送金に関心があるため、主に海外子会社に配当を送
金する、海外孫会社を分析対象から除外する。また、配当可能な海外子会社に関心があるため、税引後当期利益がゼロ以下の観測値は考慮しない $ ^{11} $ 。

表 3 - 1 には、本節で用いる変数が示されている（各変数間の相関係数は付表に示されている）。表中、(s)は海外子会社(subsidiaries)の変数、(p)は本社(parent)の変数を示している。本社の受取配当前利益の平均は、1998年度が約35億円、2001年度が10億円、2004年度が104億円であり、年によって大きく変動していることが分かる。他方、本社の必要配当額の平均は、1998年度が20億円、2001年度が24億円、2004年度が21億円であり安定している。

表 3－1 基本統計

1998年度	2001年度	2004年度
(s) 配当送金:100 万円	平均	135	145	127
標準偏差	1035	1300	858
(s) 税引後当期利益:100 万円	平均	541	569	610
標準偏差	4340	6070	4878
(s) 自己資本:100 万円	平均	3796	4292	3824
標準偏差	21640	34522	31743
(s) 総資産:100 万円	平均	9125	7799	7911
標準偏差	40211	48361	48137
(s) 配当送金/総資産	平均	0.020	0.024	0.022
標準偏差	0.048	0.058	0.051
(s) 税引後当期利益/総資産	平均	0.078	0.075	0.084
標準偏差	0.085	0.072	0.082
(s) 負債/総資産	平均	0.511	0.458	0.475
標準偏差	0.259	0.261	0.260
(s) 操業年数:年	平均	14.93	15.45	16.83
標準偏差	9.44	9.51	10.05
(s) 日本側出資比率	平均	0.809	0.808	0.824
標準偏差	0.254	0.257	0.253
観測値数	1592	1626	2622
(p) 必要配当額:100 万円	平均	2018	2380	2102
標準偏差	3563	6069	6603
(p) 受取配当前利益:100 万円	平均	3542	984	10378
標準偏差	22275	43041	44469
(p) 配当可能度	平均	1.13	-1.82	5.37
標準偏差	12.63	14.88	6.78
(p) 配当可能度ダミー	平均	0.534	0.471	0.836
標準偏差	0.500	0.500	0.371
観測値数	356	333	506

(注) 各変数について、(s)は海外子会社の変数、(p)は本社の変数を表わしている。「負債／総資産」は、「1－（自己資本／総資産）」である。受取配当前利益は、現地法人からの受取配当を税引前当期利益から控除したものである。必要配当額は、「前期1株当たり配当×（当期末発行済株式数－当期自己株式数）」である。配当可能度は、「受取配当前利益／必要配当額」である。配当可能度ダミーは、配当可能度が2以上のとき1、配当可能度が2未満のとき0となるダミー変数である。
配当可能度は、「受取配当前利益／必要配当額」を表わす。配当可能度の平均は、1998年度が1.13、2001年度が-1.82、2004年度が5.37であり、2001年度が非常に低く、平均的に、受取配当前利益で配当原資（前期と同額の1株当たり配当を支払うための配当原資）を確保できないことを示している。また、配当可能度ダミーは、配当可能度が2以上のときに1、配当可能度が2未満のときに0となるダミー変数である。したがって、配当可能度ダミーが1のとき、本社が受取配当前利益で十分な配当原資を確保できることを表わしている。配当可能度ダミーの平均は、1998年度が53%、2001年度が47%、2004年度が84%となっており、2001年度において、受取配当前利益で十分な配当原資を確保できる本社の割合が小さかったことを示している。

これに対して、海外子会社から日本側出資者への配当送金の平均は、1998年度が1.35億円、2001年度が1.45億円、2004年度が1.27億円であり、比較的安定している（配当送金・総資産比率の平均は、1998年度が0.020、2001年度が0.024、2004年度が0.022である）。以下では、本社の配当可能度と海外子会社の配当送金・総資産比率の関係を考察する。

図3－1 本社の配当資金需要と海外子会社の配当送金

図3－1には、本社の配当可能度が2のときを境界として、海外子会社を2つのグループに分け、各グループにつき海外子会社の配当送金・総資産比率の平均を示している。本社の配当可能度が2未満の海外子会社は、配当送金・総資産比率の平均が高くなっており、本社が受取配当前利益で十分な配当原資を確保できないとき、海外子会社の配当送金が増加することを示唆している。1998年度において、グループ間での配当送金・総資産比率（平均）の差は0.34%ポイントあり、10%水準で有意である（片側検定）。同様に、グループ間
での配当送金・総資産比率（平均）の差は、2001年度が0.52%ポイント、2004年度が0.84%ポイントであり、それぞれ5%水準、1%水準で有意に推定されている（片側検定）。

### 3.2 推定式

図3－1で示したように、本社が受取配当前利益で配当原資（前期と同額の1株当たり配当を支払うための配当原資）を確保できない場合に、海外子会社の配当送金が増加しており、本社の配当政策が海外子会社の配当パズルを説明する重要な要因であることを示唆している。以下では、本社の配当資金需要が海外子会社の配当送金に及ぼす効果について実証分析を行う。

Altshuler et al.(1995)は、海外子会社の配当送金の決定要因を分析するため、被説明変数に海外子会社の配当送金・総資産比率、説明変数に海外子会社の税引後当期利益・総資産比率、操業年数、税制の指標を用いている（配当送金と税引後当期利益は総資産で基準化されている）。本稿では、Altshuler等の推定式に、本稿独自の説明変数を加えた以下の推定式を用いる。ここで、(s)は海外子会社(subsidiaries)の特性を表わす変数、(p)は本社(parent)の特性を表わす変数、cdumは国ダミー、idumは産業ダミー、uは誤差項を表わしている。

$$ \begin{aligned}\left(s\right) 配当送金 \big/ 総資產 &=\beta_{0}+\beta_{1}\left(s\right) 税引後当期利益 \big/ 総資產 \\&+\beta_{2}\left(s\right) 負債 \big/ 総資產 \\&+\beta_{3}\left(s\right) 操業年数 +\beta_{4}\left(s\right) 日本側出資比率 \\&+\beta_{5}\left(p\right) 配当可能度ダミー \\&+\sum\alpha cdum+\sum\gamma idum+u\end{aligned} $$

まず、海外子会社の特性を表わす変数について説明する。配当は利益との相関が高いことが知られている。そのため、税引後当期利益・総資産比率が高いほど配当送金・総資産比率は高くなる $ (\beta_{1}>0) $ 。負債比率が高いほど債権者への支払いが増えるため、配当送金は減少すると考えられる。そのため、負債・総資産比率が高いほど、配当送金・総資産比率は低下する $ (\beta_{2}<0) $ 。また、企業は投資機会が多い成長期に利益を再投資するが、成熟して投資機会が少なくなると利益を配当する傾向がある。本稿では、Altshuler et al.(1995)に従い、海外子会社の成熟度を表わす変数として海外子会社の操業年数を用いる。したがって、操業年数が大きいほど、海外子会社の配当送金・総資産比率は大きくなる $ (\beta_{3}>0) $ 。また、海外子会社からの配当は出資比率に応じて支払われるため、他の要因が同じであれば、日本側出資比率が高いほど、海外子会社の配当送金は大きくなる $ (\beta_{4}>0) $ 。

続いて、本社の配当資金需要の効果を検証するため、配当可能度ダミーを用いる。既に説明したように、配当可能度ダミーは配当可能度が2以上のときに1、配当可能度が2未満のときに0となるダミー変数である。したがって、配当可能度ダミーが1のとき、本社は受取配当前利益で十分な配当原資を確保できる可能性が高い。この場合、海外子会社の
配当送金は小さくなるため、配当可能度ダミーの係数は負である $ (\beta_{5}<0) $ 。ただし、配当可能度が2以上のときに、本社が十分な配当原資を確保しているとは必ずしも言えないため、配当可能度ダミーの代わりに、配当可能度自身を説明変数に用いた推定も別途行う。この場合、配当可能度が高いほど、受取配当前利益で配当原資を確保できる可能性が高まり、海外子会社の配当送金・総資産比率は低下するので、予想される係数の符号は負となる。

さらに、投資先の国の法人税率の違い（日本と各国の法人税率の違い）、投資先の国のその他の制度の違いや、業種の違いが海外子会社の配当送金に及ぼす効果を考慮するため、国ダミーおよび業種ダミーを併せて用いる。

### 3.3 推定結果

ここでは、本社の配当政策が海外子会社の配当送金に及ぼす効果について、上記の関係式を用いて推定を行う。表3－2には、年度別の推定結果が示されている。まず、本社の説明変数として、配当可能度ダミーを用いたときの推定結果をみる。各年度において、(1)式はOLSで推定した結果である。(A)1998年度において、まず、海外子会社の変数が配当送金・総資産比率に及ぼす効果は有意に推定され、それらの符号は予想と整合的である。すなわち、税引後当期利益・総資産比率1%ポイントの上昇に対して、海外子会社の配当送金・総資産比率は0.20%ポイント上昇する。これは、配当性向（配当送金／税引後当期利益）が0.20であることを意味している。また、負債・総資産比率1%ポイントの上昇に対して0.018%ポイント減少する。操業年数が10年増えると配当送金・総資産比率は0.3%ポイント上昇する。日本側出資比率1%ポイントの上昇に対して、配当送金・総資産比率は0.01%ポイント上昇する。

他方で、本社の配当資金需要を表わす配当可能度ダミーの効果は、負で有意に推定されている。すなわち、本社が受取配当前利益で十分な配当原資を確保できるとき、海外子会社の配当送金・総資産比率が平均で0.72%ポイント低いことを示している。これは、本社が受取配当前利益で十分な配当原資を確保できるか否かが、配当送金の重要な決定要因であることを意味している。

(B)2001 年度と(C)2004 年度について、配当可能度ダミーを用いたときのOLSの推定結果をみると、どちらの年度においても、各説明変数の効果は有意に推定され、符号も予想と整合的である。以下では、(B)2001 年度と(C)2004 年度の推定結果の中で、特に注目すべき点について述べる。

まず、海外子会社の税引後当期利益・総資産比率の効果は、2001年度が0.25、2004年度が0.24であり、配当性向が安定的に推移している。海外子会社の負債・総資産比率の効果も、2001年度が-0.019、2004年度が-0.019であり、やはり安定的に推移している。また、海外子会社の操業年数の効果は安定的であるが、日本側出資比率の効果は緩やかに上昇している。
(A) 1998 年度

表 3－2 推定結果 I （限界効果）

被說明変数:(s) 配当送金/総資産
OLS	Tobit	OLS	Tobit
(1)	(2)	(3)	(4)
(s) 税引後当期利益/総資産	0.1958***
(0.0365)	0.1263***
(0.0100)	0.1953***
(0.0353)	0.1257***
(0.0100)
(s) 負債/総資産	-0.0177***
(0.0047)	-0.0188***
(0.0036)	-0.0176***
(0.0048)	-0.0187***
(0.0036)
(s) 操業年数	0.0003**
(0.0001)	0.0006***
(0.0001)	0.0003**
(0.0001)	0.0006***
(0.0001)
(s) 日本側出資比率	0.0142***
(0.0046)	0.0024
(0.0040)	0.0133***
(0.0046)	0.0016
(0.0040)
(p) 配当可能度ダミー	-0.0072***
(0.0024)	-0.0055***
(0.0018)
(p) 配当可能度	-0.0004*
(0.0002)	-0.0003***
(0.0001)
定数項	-0.0067
(0.0085)	-0.0090
(0.0082)
国ダミー	Yes	Yes	Yes	Yes
業種ダミー	Yes	Yes	Yes	Yes
Adj. R-squared	0.1724	0.1742
Log likelihood	703.21	704.49
観測値数	1592	1592	1592	1592

(B) 2001 年度

被說明変数:(s) 配当送金/総資産
OLS	Tobit	OLS	Tobit
(1)	(2)	(3)	(4)
(s) 税引後当期利益/総資産	0.2499***	0.1811***	0.2492***	0.1812***
(0.0375)	(0.0144)	(0.0374)	(0.0144)
(s) 負債/総資産	-0.0189***	-0.0169***	-0.0184***	-0.0169***
(0.0055)	(0.0042)	(0.0054)	(0.0042)
(s) 操業年数	0.0003**	0.0006***	0.0003**	0.0006***
(0.0001)	(0.0001)	(0.0001)	(0.0001)
(s) 日本側出資比率	0.0160***	-0.0040	0.0159***	-0.0040
(0.0055)	(0.0044)	(0.0055)	(0.0044)
(p) 配当可能度ダミー	-0.0059**	-0.0017
(0.0030)	(0.0023)
(p) 配当可能度	-0.00003	-0.00005
(0.00009)	(0.00008)
定数項	0.0452*	0.0425*
(0.0251)	(0.0251)
国ダミー	Yes	Yes	Yes	Yes
業種ダミー	Yes	Yes	Yes	Yes
Adj. R-squared	0.1327	0.1309
Log likelihood	528.10	528.04
観測値数	1626	1626	1626	1626

(注) 各変数について、(s)は海外子会社の変数、(p)は本社の変数を表わしている。「負債／総資産」は、「1－（自己資本／総資産）」である。受取配当前利益は、現地法人からの受取配当を税引前当期利益から控除したものである。必要配当額は、「前期1株当たり配当×（当期末発行済株式数－当期自己株式数）」である。配当可能度は、「受取配当前利益／必要配当額」である。配当可能度ダミーは、配当可能度が2以上のとき1、配当可能度が2未満のとき0となるダミー変数である。（）内には標準誤差を示している（OLSはrobust standard errors）。***有意水準1%、**有意水準5%、*有意水準10%。
(C) 2004 年度

被說明変数:(s) 配当送金/総資産
OLS	Tobit	OLS	Tobit
(1)	(2)	(3)	(4)
(s) 税引後当期利益/総資産	0.2410***	0.1562***	0.2411***	0.1563***
(0.0404)	(0.0087)	(0.0405)	(0.0087)
(s) 負債/総資産	-0.0194***	-0.0187***	-0.0191***	-0.0187***
(0.0048)	(0.0030)	(0.0048)	(0.0030)
(s) 操業年数	0.0005***	0.0007***	0.0005***	0.0007***
(0.0001)	(0.0001)	(0.0001)	(0.0001)
(s) 日本側出資比率	0.0219***	0.0044	0.0215***	0.0042
(0.0035)	(0.0030)	(0.0035)	(0.0030)
(p) 配当可能度ダミー	-0.0095***	-0.0064***
(0.0026)	(0.0019)
(p) 配当可能度	-0.0005***	-0.0005***
(0.0002)	(0.0001)
定数項	-0.0135	-0.0196**
(0.0089)	(0.0086)
国ダミー	Yes	Yes	Yes	Yes
業種ダミー	Yes	Yes	Yes	Yes
Adj. R-squared	0.1933	0.1910
Log likelihood	856.43	857.69
観測値数	2622	2622	2622	2622

(注) 各変数について、(s)は海外子会社の変数、(p)は本社の変数を表わしている。「負債／総資産」は、「1－（自己資本／総資産）」である。受取配当前利益は、現地法人からの受取配当を税引前当期利益から控除したものである。必要配当額は、「前期1株当たり配当×（当期末発行済株式数－当期自己株式数）」である。配当可能度は、「受取配当前利益／必要配当額」である。配当可能度ダミーは、配当可能度が2以上のとき1、配当可能度が2未満のとき0となるダミー変数である。（）内には標準誤差を示している（OLSはrobust standard errors）。***有意水準1%、**有意水準5%、*有意水準10%。

他方で、本社の配当資金需要を表わす配当可能度ダミーの効果は1998年度と同様に有意である。すなわち、本社が受取配当前利益で十分な配当原資を確保できるとき、海外子会社の配当送金・総資産比率は、2001年度が平均で0.59%ポイント、2004年度が平均で0.95%ポイント低いことを示している。これらは、本社が受取配当前利益で十分な配当原資を確保できるか否かが、配当送金の重要な決定要因であることを意味している。

ところで、サンプルには配当を送金しない海外子会社が約半数存在するため、Tobitモデルを推定して、OLSによる推定結果の定性的な頑健性を確認する必要がある。各年度において、(2)式はTobitモデルの推定結果である。(A)1998年度において、海外子会社の税引後当期利益・総資産比率、負債・総資産比率、操業年数の効果はそれぞれ0.13、-0.019、0.0006（操業年数10年の増加に対して配当送金・総資産比率は0.6%ポイント上昇する）であり、変数によってはOLSの場合と大きく異なるが、有意に推定されており、海外子会社の配当送金に重要な影響を及ぼしている。しかし、日本側出資比率の効果はOLSの場合とは違い有意に推定されず、海外子会社の配当送金にほとんど影響を及ぼしていない。他方で、本社の配当資金需要を表わす配当可能度ダミーの効果はOLSの場合よりも若干小さくなっているが、やはり有意に推定されており、海外子会社の配当送金に重要な影響を及ぼしている。
(B)2001 年度と(C)2004 年度についてTobitモデルで推定した結果をみると、どちらの年度おいても、海外子会社の税引後当期利益・総資産比率、負債・総資産比率、操業年数の効果は有意に推定されており、定性的な頑健性が示されている。他方で、本社の配当資金需要を表わす配当可能度ダミーの効果は、2004年度は有意に推定されているが、2001年度においては有意に推定されず、本社の配当政策は海外子会社の配当送金にほとんど影響を及ぼしていない。

配当可能度ダミーは、配当可能度が2以上のときに十分な配当原資を確保していることを表す変数であった。しかし、配当可能度が2以上のときに、本社が十分な配当原資を確保しているとは限らない。上記のTobitモデルの推定結果で示したように、少なくとも2001年度において、配当可能度が2以上のときに、本社が十分な配当原資を確保しているとみなすことは適切ではないのかもしれない。そのため、以下では、本社の説明変数として、配当可能度自身を説明変数に用いた推定結果をみる。表3-2において、(3)式および(4)式は、配当可能度を用いた推定結果を示している。各年度において、OLSの推定結果（(3)式）をみると、1998年度と2004年度の配当可能度の効果は負で有意に推定され、予想と整合的な結果を得ている。すなわち、配当可能度が高く、受取配当前利益で配当原資を確保できる可能性が高まると、海外子会社の配当送金・総資産比率は低下している。これに対して、2001年度の配当可能度の効果は有意に推定されず、本社の配当資金需要は配当送金にほとんど影響を及ぼしていない。また、Tobitモデル（(4)式）についても、OLSの場合と同様の結果を得ている。このように、2001年度において、配当可能度の効果は有意に推定されなかった。原因は必ずしも明らかではないが、表3-1で見たように、2001年度には、受取配当前利益で十分な配当原資を確保できる本社が少なかったため、本社の配当可能度と海外子会社の配当送金の間にある負の相関が弱まったのではないかと考えられる $ ^{12} $ 。

## 4 ．本社の出資比率の影響を考慮した分析

これまで、本社の出資比率が海外子会社の配当送金に及ぼす効果を考慮してこなかった。海外子会社の進出形態には、本社が100%出資する場合と合弁の場合がある。田近・油井(2000)によれば、アジアでは合弁形態をとることが多く、アメリカ及びヨーロッパでは100%出資の海外子会社がほとんどを占めている。本稿で使用したデータにおいても、そのような傾向が表れている。これらの出資比率の違いは、海外子会社の配当送金に対して重要な
影響を及ぼす可能性がある。本社が配当原資として海外子会社からの受取配当を用いるとき、海外子会社が配当送金を自由に行えるか否かが重要である。出資比率が100%の海外子会社であれば、本社の完全な管理下にあるため問題は起らないが、合弁の場合には合弁先企業との利害調整を行う必要があり、自由に配当送金することは困難だと思われる。また、合弁形態の海外子会社が配当を行うと、本社以外の出資者へ資金がスピルオーバーするという問題が発生する $ ^{13} $ 。これらの問題を考慮すると、本社が配当原資を確保するとき、出資比率が100%の海外子会社に大きく依存することが予想される。

本節の分析は、本社の出資比率に係わる情報の制約から1998年度に限定する。海外子会社を、本社の出資比率が100%の場合と100%未満の場合に分けると、前者が748社（全体の47%）で、後者が844社（全体の53%）であった $ ^{14} $ 。以下では、各サブ・サンプルにおいて、本社の配当政策が海外子会社の配当送金に及ぼす効果について、前節と同じ関係式を用いた推定を行う。

表 4 - 1 には、(A)本社の出資比率が 100% の海外子会社と (B) 本社出資比率が 100% 未満の海外子会社の推定結果が示されている。以下では、本社の出資比率が 100% の場合と、100% 未満の場合とを比較しながら推定結果を説明する。まず、本社の説明変数として、配当可能度ダミーを用いたときの推定結果をみる。(A)と (B)において、(1)式は OLS の推定結果である。本社の出資比率が 100% の海外子会社について、配当可能度ダミーの効果は、正で有意に推定されている。すなわち、本社が受取配当前利益で十分な配当原資を確保できるとき、海外子会社の配当送金・総資産比率は平均で 0.93% ポイント低いことを示している。これに対して、本社の出資比率が 100% 未満の海外子会社について、配当可能度ダミーの効果 (0.44% ポイントの低下) は有意に推定されているが、本社の出資比率が 100% の場合と比べるとその効果は大きくない。すなわち、本社の出資比率が 100% の海外子会社は、本社の配当原資の不足に対して、敏感に配当送金を増加させるが、出資比率が 100% 未満の海外子会社はほとんど配当送金を増加させない。これは、本社の配当原資確保において、出資比率 100% の海外子会社が重要な役割を果たしていることを意味している。

その他の重要な説明変数の効果は、以下のとおりである。税引後当期利益・総資産比率の効果は、本社の出資比率が100%の場合が0.21、出資比率が100%未満の場合が0.16であり、前者の配当性向がかなり大きくなっている。これに対して、海外子会社の負債・総資産比率の効果は負で有意に推定されており、出資比率100%の場合と出資比率100%未満の場合とでそれほど大きな違いはない。
表 4－1 推定結果Ⅱ（限界効果）

(A)1998年度:本社の出資比率が100%の海外子会社

被說明変数:(s) 配当送金/総資産
OLS	Tobit	OLS	Tobit
(1)	(2)	(3)	(4)
(s) 税引後当期利益/総資産	0.2116***
(0.0641)	0.1267***
(0.03283)	0.2072***
(0.0605)	0.1227***
(0.0320)
(s) 負債/総資産	-0.0153*
(0.0085)	-0.0148**
(0.0069)	-0.0149*
(0.0087)	-0.0142**
(0.0068)
(s) 操業年数	0.0002
(0.0002)	0.0005***
(0.0002)	0.0002
(0.0002)	0.0005***
(0.0002)
(p) 配当可能度ダミー	-0.0093**
(0.0043)	-0.0080**
(0.0036)
(p) 配当可能度	-0.0005*
(0.0003)	-0.0004**
(0.0001)
定数項	0.0079
(0.0134)	0.0022
(0.0132)
国ダミー	Yes	Yes	Yes	Yes
業種ダミー	Yes	Yes	Yes	Yes
Adj. R-squared	0.1738	0.1784
Log likelihood	202.18	203.44
観測値数	748	748	748	748

(B) 1998 年度: 本社の出資比率が 100% 未満の海外子会社

被說明変数:(s) 配当送金/総資産
OLS	Tobit	OLS	Tobit
(1)	(2)	(3)	(4)
(s) 税引後当期利益/総資産	0.1607***	0.1115***	0.1617***	0.1124***
(0.0243)	(0.0184)	(0.0245)	(0.0185)
(s) 負債/総資産	-0.0192***	-0.0207***	-0.0185***	-0.0203***
(0.0051)	(0.0048)	(0.0050)	(0.0048)
(s) 操業年数	0.0003*	0.0005***	0.0003*	0.0005***
(0.0002)	(0.0001)	(0.0002)	(0.0001)
(s) 日本側出資比率	0.0080	0.0025	0.0076	0.0022
(0.0050)	(0.0042)	(0.0050)	(0.0042)
(p) 配当可能度ダミー	-0.0044*	-0.0029
(0.0024)	(0.0021)
(p) 配当可能度	-0.00003	-0.00006
(0.00010)	(0.00012)
定数項	-0.0047	-0.0069
(0.0084)	(0.0083)
国ダミー	Yes	Yes	Yes	Yes
業種ダミー	Yes	Yes	Yes	Yes
Adj. R-squared	0.1485	0.1460
Log likelihood	579.04	578.13
観測値数	844	844	844	844

(注) 各変数について、(s)は海外子会社の変数、(p)は本社の変数を表わしている。「負債／総資産」は、「1 - （自己資本／総資産）」である。受取配当前利益は、現地法人からの受取配当を税引前当期利益から控除したものである。必要配当額は、「前期1株当たり配当×（当期末発行済株式数－当期自己株式数）」である。配当可能度は、「受取配当前利益／必要配当額」である。配当可能度ダミーは、配当可能度が2以上のとき1、配当可能度が2未満のとき0となるダミー変数である。（）内には標準誤差を示している（OLSはrobust standard errors）。***有意水準1%、**有意水準5%、*有意水準10%。
また、(2)式は Tobit モデルの推定結果を示している。本社の出資比率が 100% の場合、配当可能度ダミーの効果は負で有意に推定されているが、本社の出資比率が 100% 未満の場合には有意に推定されていない。その他の変数の効果は OLS の場合と大きく異なるが、定性的な結果はほとんど同じである。

表 4 - 1 の(A)と(B)において、(3)式は、本社の説明変数として、配当可能度を用いたときの OLS の推定結果である。本社の出資比率が 100% の場合には、配当可能度の効果は負で有意に推定されているが、本社の出資比率が 100% 未満の場合には有意に推定されていない。すなわち、出資比率が 100% の海外子会社は、本社の配当資金需要に応じて柔軟に配当送金を変化させるが、出資比率が 100% 未満の海外子会社はほとんど配当送金を変化させない。Tobit モデル ((4)式) についても、同様の推定結果が示されている。

### 5. 結論

日本では、単独ベースの配当可能利益を上限とした配当支払いが求められており、安定配当を目標とする日本企業は、配当原資が不足するとき、子会社・関連会社に資金移転を求めることが指摘されている。近年、海外子会社が多くの利益をあげていることを考慮すると、本社は配当原資が不足するとき、海外子会社に対して多くの配当送金を求めることが予想される。本稿では、本社の配当政策が海外子会社の配当送金に及ぼす効果を分析し、海外子会社の配当パズルを説明するかどうかを検討した。本稿で得られた分析結果をまとめると、以下のようになる。

まず、現地法人データの集計値を用いた分析において、日本企業の海外展開と海外子会社の配当送金の実態について検討した。近年、日本企業の海外事業活動は盛んになり、現地法人の利益は拡大している。また、そうした中でも、海外子会社の利益の一定割合は（電気機器と商社は2割から3割）、日本側出資者に配当として送金されている。

次に、本社データの集計値を用いた分析において、本社の支払配当と現地法人からの受取配当の実態について検討した。本社は、税引後当期利益の変動に関わらず安定的に配当を支払っている。また、本社の配当原資である、税引前当期利益に占める「受取配当」（現地法人からの受取配当）の割合は、年によって変動するが、多いときには15%を占めており（商社は42%）、現地法人からの受取配当が配当原資として重要な役割を果たしている。

続いて、海外子会社と本社のデータを関連付けたデータベース用いた実証分析において、本社の配当原資が不足するとき、海外子会社の配当送金が増加するかどうかについて検討した。「受取配当前利益／必要配当額」が2以上で、受取配当前利益で配当原資を確保できると考えられる本社は、1998年度が53%、2001年度が47%、2004年度が84%であった。また、本社が受取配当前利益で配当原資を確保できないとき、海外子会社はより多くの配当を送金していることを示した。特に、本社の出資比率が100%の海外子会社は、本社の配当原資確保において重要な役割を果たしている。これらの分析結果は、本社の配当政策が
海外子会社の配当送金に重要な影響を及ぼすことを示しており、海外子会社の配当パズルを説明している。

ところで、最近、日本企業の配当政策は大きく変化しつつある。これまで、日本企業は利益の変動に関わりなく毎期1株当たり同額の配当を支払うことを目標としてきたが、最近では増配基調にあると言われている。石川(2007)によれば、2004年度以降、1株当たり配当に関して、増配・復配した企業の割合が、安定配当企業（前期と同額の配当をした企業）の割合を上回っている。最近の日本企業の増配行動の要因の1つとして、外国人投資家やその他の機関投資家（もの言う株主）の増配要求が考えられる。バブル崩壊後、株式持合いが解消され、持ち合い株式の売却の受け皿として、外国人投資家は株式保有比率を増加させた。全国証券取引所(2008)の『株式分布状況調査（市場価格ベース）』によれば、外国人投資家の株式保有比率は1990年代に入ってから継続的に上昇し、2004年度に投資部門別で1位になると（23.7%）、2006年度には過去最高の28%に至っている。外国人投資家は企業経営の規律付けに厳しく、投資機会が乏しい企業に対しては、配当や自社株取得で余剰資金を株主に還元するよう求める $ ^{15} $ 。一方で、本稿の分析で示したように、日本企業の利益の多くが海外で生み出される構造が形成されている。今後、さらに株主の増配要求が強まれば、本社は配当原資を確保するため、これまで以上に現地法人に対して配当送金を求める可能性がある。

本稿では、海外子会社からの配当送金だけに注目して分析を行った。しかし、最近では、ロイヤリティの支払いが配当送金を上回り、本社への重要な資金移転となっている。今後は、ロイヤリティの支払いを考慮して、海外子会社から本社への資金移転について分析を行いたい。
## 代表相関係数

(A) 1998 年度

(s) 配当送金／総資産	(s) 税引後当期利益／総資産	(s) 負債／総資産	(s) 操業年数：年	(s) 日本側出資比率	(p) 配当可能度
(s) 配当送金／総資産	1.000
(s) 税引後当期利益／総資産	0.353	1.000
(s) 負債／総資産	-0.140	-0.227	1.000
(s) 操業年数：年	0.036	-0.049	-0.012	1.000
(s) 日本側出資比率	0.084	-0.082	0.127	0.022	1.000
(p) 配当可能度	-0.056	0.043	-0.136	-0.058	-0.047	1.000

(B) 2001 年度

(s) 配当送金／総資産	(s) 税引後当期利益／総資産	(s) 負債／総資産	(s) 操業年数:年	(s) 日本側出資比率	(p) 配当可能度
(s) 配当送金／総資産	1.000
(s) 税引後当期利益／総資産	0.311	1.000
(s) 負債／総資産	-0.117	-0.245	1.000
(s) 操業年数:年	0.014	-0.107	-0.025	1.000
(s) 日本側出資比率	0.046	-0.096	0.090	0.022	1.000
(p) 配当可能度	0.009	0.073	-0.055	0.030	-0.060	1.000

(C) 2004 年度

(s) 配当送金／総資産	(s) 税引後当期利益／総資産	(s) 負債／総資産	(s) 操業年数：年	(s) 日本側出資比率	(p) 配当可能度
(s) 配当送金／総資産	1.000
(s) 税引後当期利益／総資産	0.393	1.000
(s) 負債／総資産	-0.183	-0.264	1.000
(s) 操業年数：年	0.045	-0.096	-0.078	1.000
(s) 日本側出資比率	0.069	-0.061	0.063	0.004	1.000
(p) 配当可能度	-0.053	0.019	-0.009	-0.029	0.032	1.000

(注) 各変数について、(s)は外国子会社の変数、(p)は本社の変数を表わしている。「負債／総資産」は、「1－（自己資本／総資産）」である。受取配当前利益は、現地法人からの受取配当を税引前当期利益から控除したものである。必要配当額は、「前期1株当たり配当×（当期末発行済株式数－当期自己株式数）」である。配当可能度は、「受取配当前利益／必要配当額」である。

## 参考文献

石川博行『配当政策の実証分析』中央経済社,2007.

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Damodaran, A. Applied Corporate Finance — A User's Manual —, John Wiley & Sons, Inc, 1999.

(三浦良造ほか訳『コーポレート・ファイナンス 戦略と応用』東洋経済新報社, 2001.)

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Grubert, H. “Tax and the Division of Foreign Operating Income among Royalties, Interest, Dividends and Retained Earnings,” Journal of Public Economics, 1998, 68(2), pp.269-290.

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## 第 1 第 6 2 回被保護者全国一斉調查個別調查要綱

## 1 目的

この調査は、被保護世帯の実態、特に保護の決定状況、世帯員の状況等を詳細に把握し、生活保護制度及び厚生労働行政の企画運営に必要な基礎資料を得るために行うものである。

## 2 調查時点

平成20年7月1日現在とする。

## 3 調査客体

この調査の客体は、第62回被保護者全国一斉調査基礎調査の調査客体となった世帯のうち、「第3調査客体の抽出要領」により10分の1の抽出率によって抽出された世帯とする。なお、基礎調査の調査客体のうち、調査時直近一か月における保護廃止世帯は、抽出対象外とする。

## 4 調査事項

調査事項は、第62回被保護者全国一斉調査個別調査票（様式1。以下「個別調査票」という。）の事項とする。

## 5 調査方法及び個別調査票の記入

福祉事務所の地区担当員が「第4個別調査票の記入要領」に基づき、各自が担当する調査客体について、平成20年7月1日の保護の決定状況及び当該世帯の実態により必要な事項を個別調査票に記入する方法で実施する。

## 6 個別調査票の審査及び提出

（１）福祉事務所は、調査が終わった個別調査票を都道府県・指定都市・中核市本庁に提出する。

（2）都道府県・指定都市・中核市本庁は、福祉事務所から提出された個別調査票について、その内容を「第5個別調査票の審査要領」に基づき審査したうえ、各級地・福祉事務所符号順別に調査客体の抽出の際に用いた統一番号順にならべて個別調査票の「世帯番号」欄に一連番号を記入し、平成20年9月12日までに提出表（様式2）を添付して厚生労働省社会・援護局保護課あて提出する。

## 7 厚生労働省における集計及び結果の公表

厚生労働省における集計は外部委託し、結果の公表は厚生労働省社会・援護局保護課が行う。
New ESRI Working Paper Series No.14

近年の家計消費の実証分析に関するサーベイ

—非加法的な時間選好の観点を中心に—

岩本光一郎

February 2010

內閣府経済社会総合研究所

Economic and Social Research Institute

Cabinet Office

Tokyo, Japan
## 近年の家計消費の実証分析に関するサーベイー非加法的な時間選好の観点を中心に

## 目次：

1. はじめに ..... 1
2. 消費関数論争とライフサイクル＝恒常所得仮説 ..... 2
3. Hall (1978)によるオイラー方程式アプローチ ..... 4
4. 現実の家計によるHall型ライフサイクル＝恒常所得仮説からの逸脱行動 ..... 5
4.1. 流動性制約(liquidity constraints) ..... 8
4.1.1. 流動性制約下にある家計 ..... 8
4.1.2. 流動性制約と過剰反応 ..... 10
4.2. 予備的貯蓄(precautionary savings) ..... 10
4.2.1. 予備的貯蓄に関する実証分析 ..... 12
4.2.2. 緩衝在庫モデル ..... 13
4.3. 半合理性(near-rationality) ..... 15
5. 非加法的な時間選好 ..... 17
5.1. 消費の耐久性（消費の持続性） ..... 17
5.1.1. マンキュー・パズルと財の分離可能性 ..... 19
5.1.2. 非耐久財の耐久性 ..... 19
5.1.3. データ系列の自己相関 ..... 20
5.2. 消費の習慣性 ..... 23
5.2.1. 習慣形成(habit formation) ..... 24
5.2.2. 習慣形成とエクイティ・プレミアム・パズル ..... 26
5.2.3. 家計消費に習慣形成は成立しているか？ ..... 27
5.2.4. 習慣形成の実証結果が分かれる理由 ..... 30
5.2.5. 習慣形成と家計間の異質性(heterogeneity) ..... 33
5.2.6. 依存的消費(addictive consumption) ..... 35
6. まとめと今後の展望 ..... 37
参照文献 ..... 40
# 近年の家計消費の実証分析に関するサーベイ $ ^{*} $ 一非加法的な時間選好の観点を中心に—

岩本光一郎 $ ^{†} $

### 1. はじめに

消費は、経済成長という側面からも、経済循環という側面からも重要な意味を持つ経済行動である。希少な経済資源を、消費にどれだけ割り振るかは投資へ割り振られる資源の量を規定し、経済成長に強い影響を与える。また消費は、経済主体にとってその存在維持に直結する最も重要で本源的な経済行動の一つである。少なくとも自然人として実体を持って存在している主体は、消費せずして社会に存在し続けることは不可能である。消費こそは全ての経済行動の出発点であり、もう一つの本源的な経済行動である生産も、いわば消費を賄うために為される、と言うこともできよう。例えば、わが国のGDP（＝一年間の経済循環の成果）でも家計の消費、すなわち家計最終消費支出の1998～2007年の暦年名目GDPに占める割合の平均は約56％と半分以上を占め、最大の割合を占めるコンポーネントとなっている。つまり、家計の消費のメカニズムを理解することは、国民経済の成長面からみても循環面からみても、非常に大きな意義を持っているのである。現実の家計消費のメカニズムを理解するための分析、すなわち家計消費の実証分析が長い歴史を持ち、今日に至るまでいつの時代も常に実証分析の花形であり続けてきたことを鑑みれば、この解釈は必ずしも筆者の独りよがりではないだろう。

牧(1983)によれば家計消費の実証分析は、「観測データを基礎においた消費分析」という観点から、ドイツの統計学者であり、社会統計学の父ともいえるエンゲル(Christian Lorenz Ernst Engel)が19世紀の中頃に行ったベルギーの家計調査分析にその萌芽を持つ。彼がこの分析から得た、生活水準が高いほどエンゲル係数（消費支出中の食料費の割合）が低くなるという経験法則「エンゲルの法則(Engel's law)」は現代でもよく知られ、その安定性は様々な調査で確認されている。なお、このエンゲルの法則は家計における消費財の需要と所得水準の関係について言及したものであるが、両者の関係を具体的に示したものがエンゲル曲線である。家計調査で得られたデータから、このエンゲル曲線の推定を試みたAllen and Bowley (1935)は、先駆的な研究として今日の家計消費分析に大きな影響を残している。そしてエンゲルの分析の後、19世紀後半のジェボンズ(William Stanley Jevons)・メンガー
(Carl Menger)・ワルラス(Marie-Esprit Leon Walras)らによるいわゆる「限界革命」を経て、その理論的含意をデータによって検証しようとしたフィッシャー(Irving Fisher)・フリッシュ(Ragnar Anton Kittil Frisch)や、個々の財の需要構造を解明しようとしたムーア(Henry Ludwell Moore)やシュルツ(Henry Schultz)を始めとする多くの統計学者・経済学者たちの尽力の結果、20世紀前半あたりに消費を対象とする現代的実証分析の土台が固まったものと考えられる。

その後、第二次世界大戦を挟んだ1940～50年代に「消費関数論争」と呼ばれる論争が発生した。これは、米国の戦後の景気予測において消費支出の過小評価や失業者数の過大評価など観測データと予測値の大きな乖離が発生したり、クズネッツ(Simon Smith Kuznets)が推定・発表した長期時系列データが従来の家計調査データ（クロスセクション・データ）や短期時系列データとかけ離れた傾向をみせていることが明らかになったりしたことをきっかけに起こった、長期時系列データ、短期時系列データ、家計調査データといった特徴の異なるデータを同時に説明できるモデルを模索する動きであった。この消費関数論争は多くの有力な経済学者を巻き込んだ非常に大きな論争であり、これを発端として家計消費の分析は理論的側面においても実証的側面においても更なる飛躍を遂げることになった。ことに、計量経済学や計算機の発達と歩調を合わせた実証面の進歩には著しいものがあったのである。本稿においては、この消費関数論争以降から現代に至るまでの時期における、家計消費の実証分析に関する主要なイシューと研究結果について概観したい。この概観によって、今日までにおいて膨大な数に上る家計消費の実証研究の流れと示された事実、そして今後取り組まれるべき、残された課題を明らかにすることが本稿の目的である。

### 2. 消費関数論争とライフサイクル＝恒常所得仮説

1940～50 年代に起こったいわゆる消費関数論争は、マクロ経済運営にあたって不可欠な総需要の動向の分析・予測のために、上述のように総需要の大きな部分を占める消費行動をどう理解するかという事についての議論であり、家計消費分析が実証分析の花形であることの顕著な例の一つであった。当初、家計の消費行動の理論的バックボーンとして考えられていた絶対所得仮説（absolute income hypothesis）、つまりいわゆるケインズ型消費関数では、実証分析の観点から見て、必ずしも現実の消費データの推移を説明できていないという事実に端を発して、相次いでいくつかの対案が競い合うかのように提出されたのである。これらの対案たる仮説のうち、主要なものがデューゼンベリーによる相対所得仮説（relative income hypothesis）、モジリア一二とブランバーグによるライフサイクル仮説（life cycle hypothesis）、フリードマンによる恒常所得仮説（permanent income hypothesis）である²。そしてこれらの仮説についても、クズネッツが絶対所得仮説につい