Silviase/jgov_v1.4_full_ann huggingface dataset:
かにすることで、実行可能な複数の回収システムを提案した。

## (2) 得られた成果の実用化

北海道旭川市における試験回収を実施しており、回収、保管、処理に関する詳細なデータが得られている。さらには、法制度の調査、市民や処理業者に対する調査も行っており、自治体がすぐにでも回収を行うための情報を提供している。

## (3) 社会への貢献の見込み

家庭で使用された有害物のうち、水銀含有廃棄物は有害ごみとして、回収が行われている。しかし多くの自治体において、塗料、農薬などは「排出禁止物」として収集対象外とされ、その後の処理方法が明確ではない。そのため、家庭で長く放置されたり、他のごみと一緒に排出される可能性もあるだけでなく、市民に対する健康リスクの原因となる。本研究は、これまで自治体の収集システムから除外されていた HHW に対して、具体的な回収システムを提案するもので、社会に大きく貢献する。

### 3. 委員の指摘及び提言概要

政策的に重要な課題にきちんとしたアプローチで、データ収集、フィールド実験を行い、実践的な知見を発見している。また、詳細な研究であり、回収・適正処理システムのシナリオも提示されており、政策立案に活用できる。ただ、旭川市での回収実験を研究成果の拠り所とするには、期間、規模とも小規模すぎるのではないか。全体に実態調査にあるが、モデル的な回収の代替案の検討が欲しいところ。

### 4. 評点

総合評点：A
ESRI Discussion Paper Series No.334

# 貸出、債券と株式の間で「裁定」は十分働いているか —株式による資金調達に対する金融政策の波及について—

坪内 浩、中山奈津美、吉岡徹哉

March 2017

内閣府経済社会総合研究所

Economic and Social Research Institute

Cabinet Office

Tokyo, Japan

論文は、すべて研究者個人の責任で執筆されており、内閣府経済社会総合研究所の見解を示すものではありません（問い合わせ先：https://form.cao.go.jp/esri/opinion-0002.html）。
# 貸出、債券と株式の間で「裁定」は十分働いているか $ ^{*} $ 一株式による資金調達に対する金融政策の波及について—

内閣府 坪内 浩

内閣府 中山 奈津美

内閣府 吉岡 徹哉

## 要旨

本稿では、金融資産間の「裁定」を通じて金融政策が株式による企業の資金調達に影響を与えているかどうかについて検証を行った。その結果、2000年前後から、銀行システムを通じて金融政策の影響が直接及ぶ債券と株式の間で「裁定」が十分働いているとはいえなくなっていることがわかった。その背景として、近年株式市場において存在感を増している海外投資家が日本の債券と株式の間で「裁定」を行っていないことが原因となっている可能性がある。

一方、海外投資家は日本の株式と海外の株式との間で「裁定」を行っており、日本の株価は海外の株価や為替レートの影響を受けやすくなっている。

### 1. 問題意識

このところ金融緩和が続けられており、それに伴って金利は大幅に低下し、日銀当座預金残高は増加しているが、民間設備投資の伸び率は低い水準にとどまっている $ ^{1} $ （図1−1−1，2）。

その原因として資金需要の不足が指摘されることが多い $ ^{2} $ が、資金供給面に問
題はないだろうか。金融政策は株式による企業の資金調達に影響を与えているだろうか。

例えば、量的金融緩和が行われた 2001～2005 年度についてみると、株式等による資金調達は行われているものの増加は緩やかである（図 1－2）。また、金利が低下する中で、株式による資金調達コストを表す株式投資収益率 $ ^{3} $ が低下している姿はみられない（図 1－3）。

借入（貸出）や債券と株式・出資金などの金融資産の間でリスクプレミアムを加味した裁定（以下、「裁定》）が行われているとすると、金融緩和により金利が低下した場合、投資家がリスク性資産への選好を高めること（ポートフォリオ・リバランス効果）などにより、株価が上昇して株式投資収益率も低下することが予想されるが、実際には、金利が低下しても株式投資収益率が一概に低下しているとはいえない。この点については高田(2014)の指摘がある $ ^{4} $ 。こうしたことになるのはどうしてだろうか。

一つの理由として、金融政策の手段として取引される金融資産は国債や日銀当座預金が中心であり、株式は主要な手段となっていないことが挙げられる。ただ、国債や日銀当座預金を取引した相手が株式市場でも活発に取引していればこれらの金融資産と株式の間で「裁定」が働くことになるはずである。何らかの理由で金融資産の間で「裁定」が働きにくくなっている可能性はないだろうか。

金融政策が株式市場・債券市場に与える影響については青野(2010)の分析がある。「Campbell 型分散分解」を用いて分析した結果、金融引締ショックが配当の増加と実質利子率の上昇への反応を通じて株式収益率へ影響していることが示されたが、分析期間は2006年3月までであり、また、そうした結果が得られた背景については今後の課題とされている。

株式投資収益率は株式による資金調達コストに対応しており、金利の低下に伴って「裁定」が働いて株式投資収益率が低下すれば、株式による資金調達が増加し、設備投資が増加する可能性があるのではないか。

この点については Fazzari, Hubbard, and Petersen(1988)の分析がある。設備投資をしようと考えている企業にとって内部資金、負債（貸出・債券）、株式
の順で資金調達コストが低く、金利が低下しても投資が増加しない場合には投資需要が減退していると考えられ、その場合には株式の資金調達コストが低下してもそれが金利よりも高い限り投資は増加しないという見方ができる。ただ、新規企業など内部資金や負債による資金調達ができない企業については、株式の資金調達コストの低下が起業やそれに伴う設備投資に影響を与える余地があると考えられる。

これまで、金融緩和が続けられて金利が低下しているのにもかかわらず民間設備投資がなかなか増加していない原因について、資金供給面からはあまり議論されてこなかったように思われる $ ^{5} $ 。

その背景には、資金調達方法により企業の投資行動は影響を受けないとするModigliani-Miller定理があり $ ^{6} $ 、リスク資産と安全資産の間で「裁定」が行われて金利や株式の収益率が決まっているとするポートフォリオ議論があると考えられる。ただ、これらの理論については、資本市場は完全であり資金を供給する側が自由に供給方法を選択していることが前提となっているが、この前提は現実には成立しているとは言い難い $ ^{7} $ 。

金利が低下する中で、株式による資金調達コストを表す株式投資収益率が低下している姿がみられないのは、貸出や債券と株式の間で「裁定」が十分に働いていないため、金融政策が資産の直接的な取引を通じては株式市場に影響を与えにくくなっているからではないだろうか。

本稿においては、金融緩和が続けられているのに設備投資の伸び率が低い水準にとどまっていることについて資金供給面での問題の可能性を考えるための出発点として、リスク資産（株式）と安全資産（貸出や債券）の間で「裁定」が十分に働いているといえるかどうかについて検証する。金融政策は「裁定」（ポートフォリオ・リバランス効果を含む）、経済成長やインフレ率などについての期待やリスクプレミアムを通じて株価に影響を及ぼすと考えられるが、本稿では「裁定」を通じる効果のみを対象とする。続いて、この「裁定」関係に影響
を与えていると考えられる株式市場における変化によって日本の株価がどのような影響を受けているかについて検討する。

以下では、まず2において、金利と株式投資収益率の関係を推計し、貸出や債券と株式の間で「裁定」が十分働いているかどうかについて検証する。次に3において、貸出、債券、株式について資産の保有と取引の状況を概観し、2でみたように時期によって債券と株式の間の「裁定」関係に違いが生じた背景について考察する。さらに4において、日本の株価と米国の株価、為替レートの関係を推計し、日本の株価が米国の株価との「裁定」を通じた影響を受けやすくなっている可能性について検証する。

## 2 ．金利と株式投資收益率の関係

本節では、貸出や債券と株式の間で「裁定」が十分には働きにくくなっているのではないか、という仮説について検証する。その際、簡単化のため、確定利付きで借り手が倒産しない限り元本が保証される資金供給方法として、貸出と債券を区別せず同じ金融資産（以下、債券）として扱うこととする。

## (1) モデル

金融資産として、収益に関係なく確定金利が支払われる債券と、収益と配当に応じて価格が変動する株式を考える $ ^{8} $ 。

まず、t 期末の株価を $ s_{t} $ 、t 期中の配当を $ d_{t} $ とすると、t 期末から $ t+1 $ 期末にかけての株式の収益率は $ \left(\mathrm{s}_{\mathrm{t}+1}-\mathrm{s}_{\mathrm{t}}+\mathrm{d}_{\mathrm{t}+1}\right)/\mathrm{s}_{\mathrm{t}} $ となる。ここで、t 期末の債券金利を $ i_{t} $ とし、t 期末における期待を $ E_{t} $ で表すとすると、危険回避的な投資家については、t 期末において「裁定」の結果、株式の期待収益率と金利の間に

$$ \mathbf{E}_{\mathrm{t}}\left(\mathbf{s}_{\mathrm{t}+1}-\mathbf{s}_{\mathrm{t}}+\mathbf{d}_{\mathrm{t}+1}\right)/\mathbf{s}_{\mathrm{t}}=\mathbf{i}_{\mathrm{t}}+\mathbf{\rho}_{\mathrm{t}} $$

という関係が成立しているはずである。ここで、$\rho_{t}$ は t 期末におけるリスクプレミアムを表す。したがって、債券と株式の間に「裁定」が働いているかどうかを検証するためにはこの式を推計して $\mathbf{i}_{\mathbf{t}}$ の係数が 1 かどうかを検証すればよい。ただ、$\mathbf{E}_{\mathbf{t}}\left(\mathbf{s}_{\mathbf{t}+1}-\mathbf{s}_{\mathbf{t}}+\mathbf{d}_{\mathbf{t}+1}\right)/\mathbf{s}_{\mathbf{t}}$ は直接観察できないため、この式をそのまま使って検証することはできない。

次に、合理的期待形成仮説の下で
$$ \left(\mathbf{s}_{\mathrm{t}+1}\cdot\mathbf{s}_{\mathrm{t}}+\mathbf{d}_{\mathrm{t}+1}\right)/\mathbf{s}_{\mathrm{t}}=\mathbf{E}_{\mathrm{t}}\left(\mathbf{s}_{\mathrm{t}+1}\cdot\mathbf{s}_{\mathrm{t}}+\mathbf{d}_{\mathrm{t}+1}\right)/\mathbf{s}_{\mathrm{t}}+\varepsilon_{\mathrm{t}+1} $$

という関係が成立しているはずである。ここで、$\varepsilon_{t+1}$ は i.i.d.でホワイトノイズの予測誤差を表す。

そこで、①式を②式に代入すると

$$ \left(\mathrm{s_{t+1}-s_{t}+d_{t+1}}\right)/\mathrm{s_{t}=\mathrm{i_{t}+\rho_{t}+\varepsilon_{t+1}} $$

となる。予測誤差である $ \varepsilon_{t+1} $ は t 期末に予測できなかった部分であり、t 期の変数とは相関しないはずである。すなわち、この式において $ i_{t} $ や $ \rho_{t} $ と $ \varepsilon_{t+1} $ とは無相関である。

したがって、債券と株式の間に「裁定」が働いているかどうかを検証するためには最小自乗法を用いて以下の式を推計し、 $ i_{t} $ の係数である a=1 という帰無仮説が棄却されないかどうかを検証すればよい。

$$ \left(\mathrm{s_{t+1}-s_{t}+d_{t+1}}\right)/\mathrm{s_{t}=a*i_{t}+\rho_{t}+\varepsilon_{t+1}} $$

(2) データ

株式の収益率 $ =\left(\mathrm{s}_{\mathrm{t}+1}-\mathrm{s}_{\mathrm{t}}+\mathrm{d}_{\mathrm{t}+1}\right)/\mathrm{s}_{\mathrm{t}} $ として、日本証券経済研究所が2012年まで公表していた東証第一部上場銘柄の株式投資収益率（月間市場収益率）を用いる（定義については脚注3参照） $ ^{9} $ 。また、債券金利 $ (\mathrm{i}_{\mathrm{t}}) $ として、長期にわたってデータが利用可能な国債金利（1年満期）を月率にしたものを用いる。

(3) 推計結果

(3.1) 基本的な推計

$$ \left(\mathrm{s_{t+1}-s_{t}+d_{t+1}}\right)/\mathrm{s_{t}=a*i_{t}+\rho_{t}+\varepsilon_{t+1}} $$

ここで、リスクプレミアム $ (\rho_{t}) $ は観測できないため、 $ \rho_{t} $ はAR(1)にしたがって変動していると想定し、カルマンフィルターモデルを用いて推計した。

$$ \rho_{\mathrm{t}}=\mathrm{b}\mathrm{~}^{*}\rho_{\mathrm{t}^{-1}}+\mathrm{c}+\delta_{\mathrm{t}} $$
推計期間としては1980年9月－2012年12月を考える。ただし、この間、金融市場は大きく変化しているため、時期によって債券と株式の間の「裁定」関係に変化が生じている可能性を考慮し、推計期間を前半(1980年9月－2000年12月)と後半(2000年7月－2012年12月)に分けた推計も行った。推計結果は以下のとおりである。

()内は標準偏差

推計期間	a	b	c	AIC	a=1 ∅ p 值
1980 年 9 月 - 2012 年 12 月	1.148337 (1.409574)	0.465349 (0.326427)	0.091113 (0.244752)	6.227133	0.9162
1980 年 9 月 - 2000 年 12 月	0.729250 (1.940527)	0.805553 (0.400362)	0.077259 (0.210979)	6.308410	0.8890
2001 年 1 月 - 2012 年 12 月	-50.42893 (28.54776) $ ^{*} $	0.219588 (0.353854)	0.709723 (0.656595)	6.088455	0.0716

その結果、全期間及び前半については有意水準5%でa=1という帰無仮説が棄却できないので、債券と株式の間で「裁定」が働いているといえるのに対して、後半については有意水準10%でa=1という帰無仮説が棄却できるので、債券と株式の間で「裁定」が働いているとはいえないことがわかった。

また、念のため、リスクプレミアム $ (\rho_{t}) $ が期間を通じて一定であったと仮定して推計したところ、やはり後半については有意水準5%でa=1という帰無仮説が棄却できるので、債券と株式の間で「裁定」が働いているとはいえないという結果が得られた。

()内は標準偏差

推計期間	a	ρ	D-W&R²	a=1 ∅ p 值
1980 年 9 月 - 2012 年 12 月	1.192312 (1.170348)	0.154973 (0.371564)	D-W:1.782465 R²:0.002682	0.8696
1980 年 9 月 - 2000 年 12 月	0.824533 (1.572957)	0.373899 (0.628940)	D-W:1.924733 R²:0.001134	0.9113
2001 年 1 月 - 2012 年 12 月	-49.99987 (21.62363)**	0.879742 (0.565280)	D-W:1.544458 R²:0.036286	0.0197
### (3.2) 債券と株式の間で「裁定」が働いていた期間を同時に推計する場合

また、ダミー変数(dum)を用いて債券と株式の間で「裁定」が働いていたといえる期間を推計した（働いていた期間について dum = 1 とする）。

$$ \left(\mathrm{s_{t+1}-s_{t}+d_{t+1}}\right)/\mathrm{s_{t}=a*d u m*i_{t}+\rho_{t}+\varepsilon_{t+1}} $$

()内は標準偏差

dum=1 の期間	a	b	c	AIC	a=1 のp値
1980 年 9 月－1998 年 12 月	1.271041(1.361625)	0.457011(0.330547)	0.083663(0.239946)	6.226608	0.8422
1980 年 9 月－1999 年 12 月	1.313142(1.363681)	0.454622(0.331722)	0.078857(0.240931)	6.226461	0.8184
1980 年 9 月－2000 年 12 月	1.267957(1.367379)	0.456521(0.330837)	0.083108(0.241172)	6.226642	0.8446

その結果、1980年9月から1999年12月まで「裁定」が働いていたと仮定する場合に説明力が最も高くなることがわかった。

以上のことから、全期間で推計すると債券と株式の間で「裁定」が働いているといえるものの、時期によって「裁定」関係に違いが生じており、2000年以降についてみると必ずしも債券と株式の間で「裁定」が働いているとはいえないことがわかった。

こうした「裁定」関係のあり方が設備投資に影響を与えている可能性は否定できない。株式による資金調達コストが低下しなくても、貸出や債券による資金調達コストが低下していれば、必要な設備投資は行われるのではないかという議論がある。ただ、前出の細野・滝澤・内本・蜂須賀（2013）など資金需要面からの分析によれば、資金調達方法の違いが設備投資の種類や大きさに影響を与えていることがわかっている。そうした資金需要面からの研究成果と本稿の資金供給面からの分析を合わせて考えると、貸出や債券による資金調達コストが低下していても、「裁定」を通じて株式による資金調達コストも低下するとは限らないため、別途株式による資金調達コストを低下させることにより、株式でしか資金が調達できないような事業者（ベンチャービジネス会社など）の設備投資が増加する可能性が示唆される。政策について考える際には、資金供給面について、リスクマネーとして、デットとエクイティを分けて考えることが重要である。
### 3. 金融資産の保有と取引の現状

前節でみたように、時期によって債券と株式の間の「裁定」関係に違いが生じるのはどうしてだろうか。その背景を探るため、本節では、貸出、債券、株式について資産の保有と取引の状況を概観する。

## (1) 貸出、債券の保有と取引の状況

まず貸出については、ストック、フロー、いずれの面から見ても国内金融機関のプレゼンスが高い。部門別にみると、貸出残高については、やや低下傾向にはあるものの、9割程度は国内金融機関に存在する（図2－1）。フローについても、1980年代後半に少し海外部門からの貸出がある $ ^{10} $ ものの、基本的には国内金融機関からの貸出が中心となっている（図2－2）。

次に債券市場についてみると、貸出と同様、国内金融機関のプレゼンスが高い。債券資産残高は一貫して8割程度を国内金融機関が保有しており、フローについても国内金融機関が最も大きく買い越している $ ^{11} $ （図2－3，4）。近年海外部門による購入も増加傾向にあるが、これは国庫短期証券が中心であり、事業債等の増加によるものではない（図2－5－1，2，3）。

## (2) 株式の保有と取引の状況

一方、株式市場においては、近年海外投資家の存在が大きくなっている。我が国の株式資産残高について部門別の内訳をみると、国内部門の保有割合がそれぞれ低下傾向にあるのに対して海外部門は増加傾向にあり、2015年度末で29.8％が海外部門となっている（図2－6）。堀内・花崎・松下（2014）において指摘されているように、深刻な金融危機に直面して、1990年代後半以降、普通銀行や生命保険会社等が持ち株を売却して含み益を吐き出すことを余儀なく
され、そのような中で海外投資家が存在感を増したと考えられる。フローについても海外部門の存在感が増しており、1990年代以降、海外部門の買い越し額が大きい（図2－7）。特に、2001年以降、国内の金融機関と家計が売却して海外部門が購入する傾向が続いている。株価についても、海外部門の影響が強く、海外部門、国内部門それぞれの株式資産のフローと株価の推移を比較したところ、海外部門が買い越した時期については、株価が上昇する傾向にあるのに対して、国内部門が買い越した時期については明確な株価上昇がみられない（図2－8－1，2）。

## (3) 国内部門の株式保有

以上のように国内部門の株式保有割合は低下傾向にあるが、中でも金融機関は1985年度末の39.8%から2015年度末の21.5%へ大きく保有割合を低下させている。国内金融機関が株式保有残高を減少させている理由としては、主として以下の2つが考えられる。

第一に、預金を運用する金融機関が国内外の規制によって株式を保有しにくくなっていることが挙げられる。国際的な規制としては、バーゼル銀行監督委員会が策定している自己資本比率規制を中心とする「バーゼル規制」がある。これは銀行の破綻を防止して健全性を確保する観点から、銀行に十分な自己資本の保有を義務付けているもので、一定の自己資本（コア資本）に対して、保有できるリスク・アセット $ ^{12} $ の上限が決まることとなる。リスク・アセットについては、資産に応じたリスク・ウェイトを乗じて合算することで算出されるが、株式のウェイトは他の資産に比べて高く、最近一部について引き上げられることとなったため、株式を保有することによるリスク・アセットへの影響がさらに大きくなる可能性がある $ ^{13} $ 。

第二に、金融機関に対する国内の規制としては、独占禁止法と銀行法によるいわゆる5％ルールがある。独占禁止法においては、金融機関による事業会社の支配の拡大と事業支配力の過度の集中を防止することを目的として、銀行単体で5％を超えて保有等をすることが禁止されている。また、銀行法においては、銀行は経営の健全性確保の観点から他業禁止が課されており、この趣旨を徹底するとともに、銀行の子会社の業務範囲制限の逸脱を回避するため、1998
年の持ち株会社解禁に伴う措置として、事業会社の株式保有について、持ち株会社と子会社の合算で15％以内、銀行と子会社の合算で5％以内という上限が設けられた。なお、銀行法には銀行等が投資専門子会社を通じてベンチャービジネス会社等の議決権を保有する場合など、いくつか例外がある $ ^{14} $ 。

また、もう一方の国内部門のプレイヤーである家計について、資産運用の状況をみると、運用の中心は預金であり、過去30年間概ね50%前後で変わっていない。その次に多いのが、保険・年金・定型保証であり、近年は30%程度となっている。これに対して、株式等や債券、投資信託受益証券は少ない $ ^{15} $ （図2-9）。

以上から、貸出、債券、株式の部門別の保有割合をまとめてみると、貸出、債券については、圧倒的に国内金融機関が多く8割以上を占めている。一方、株式については、海外部門が占める割合が一番多く3割強、国内金融機関と非金融法人企業が占める割合が2割強となっている。このように、貸出、債券と比較して株式の保有割合は海外部門が多く国内金融機関は少ないことがみてとれる（図2－10）。

## (4) 日本銀行の資産、負債及びそれらの保有状況

こうした中で、金融政策を行う際の手段となる日本銀行の資産、負債及びそれらの保有状況はどうなっているだろうか。

2015 年度末における日本銀行の資産、負債及びそれらの保有状況をみると、「資産の部」では、日本銀行が債権者である国債の債務者は政府であり、日銀貸出の債務者は国内の金融機関である。また、「負債の部」をみると、日本銀行が債務者である発行銀行券の債権者の大半は国内の投資家であり、日銀当座預金の債権者は国内の金融機関である。なお、海外の投資家は日本銀行と同様に国債の債権者であるが、まだ保有割合は小さい（図2－11）。

現在、日本銀行は企業や家計のデフレマインドを転換させ、設備・人材投資を積極的に行うことを促すことを目的として、「マイナス金利付き量的・質的緩和」を行っているが、日本銀行と取引しているのは国内の投資家が中心であり、
株式市場で存在感を増している海外投資家との直接的な取引は少ない $ ^{16} $ 。その結果、金融政策は資産の直接的な取引と「裁定」を通じては株式市場に影響を与えにくくなっていると考えられる。ただし、他の経路を通じる効果については別途検討する必要がある。

## (5) まとめ（現状の整理）

本節では、時期によって債券と株式の間の「裁定」関係に違いが生じる背景を探るため、貸出、債券、株式について資産の保有と取引の状況をみてきた。その結果、株式市場で近年存在感を増している海外投資家は金利の低い債券をあまり保有しておらず、貸出、債券を多く保有する国内金融機関がリターンの高い株式を保有しにくい状況にあるなど、我が国では貸出や債券と株式の間で「裁定」を積極的に行っているプレイヤーがいなくなっている可能性のあることがわかった。その場合、貸出や債券市場と株式市場が独立に均衡していることになるため、特に2000年前後以降について金融政策の影響が直接及ぶ貸出や債券と株式の間で「裁定」が十分には働きにくくなっているという結果をもたらす背景になったと考えられる。また、その場合、金融緩和が行われても株式による資金調達コストは高止まりし、株式による資金調達は増加しない可能性がある。

## 4 ．日本の株価、米国の株価、為替レートの関係

前節までの議論で、我が国では貸出や債券と株式の間で「裁定」を積極的に行っているプレイヤーがいなくなっているため、債券と株式の間の「裁定」関係が弱くなっている可能性のあることがわかった。それでは、海外投資家の存在感が増したことにより、日本の株式市場はどのような影響を受けているのだろうか。

ここでは、海外投資家は日本の株式と海外（ここでは米国）の株式を取引しており、海外投資家の存在感が増したことにより、日本の株価は米国の株価との「裁定」を通じた影響を受けやすくなっていると予想する。実際に、日経平均やTOPIXの動きを、米国の代表的な株価指数であるダウ平均（工業株30種）
や NYSE 総合指数 $ ^{17} $ の円建て系列の動きと比較してみると、似た挙動をしているようにみえる（図 3－1）。

そこで、以下のようなモデルを想定し、日本の株価は、海外投資家が日本の株式収益率と米国の株式収益率の間で「裁定」していることによって影響を受けているという仮説を検証した。具体的には、日本の株価上昇率を米国の株価上昇率や為替レートの変化率、それらと海外投資家の売買比率とのクロス項に回帰し、海外投資家の売買比率とのクロス項の有意性を検証した。なお、米国の株価や為替レートの変動が日本の株価に影響を与えるルートとしては、金融市場における「裁定」を通じたルート以外に、輸出など実物面への影響に関する期待を通じたルートが考えられる。ただ、このルートは海外投資家に限られたものではなく海外投資家の売買比率の影響は受けないと考えられるので、米国の株価や為替レートの変動そのものの項によって把握されると考えられる。

$$ \begin{aligned}\triangle\log( 日本の株価 )\quad&=a*\triangle\log( 米国の株価 )\\&+b* 海外投資家の株式売買比率 *\triangle\log( 米国の株価 )\\&+c*\triangle\log( 為替レート )\\&+d* 海外投資家の株式売買比率 *\triangle\log( 為替レート )\\&+e+u_{t}\end{aligned} $$

ここで、日本の株価としては TOPIX、米国の株価としては NYSE 総合指数、為替レートとしては円ドルレート(円/ドル)の日次データを用いた（TOPIX は当日の終値、NYSE 総合指数は前営業日の終値、円ドルレートは当日の15時（日本時間）の値）。海外投資家の株式売買比率は東証第一部で一週間に海外からの委託により売買された代金を全体の売買代金で割った値を日次換算した値を用いた。株式売買比率は上下を繰り返しながらも上昇し続けている（図3－2）。推計期間はすべてのデータが利用可能な2007年3月1日から2016年9月28日までである。推計結果は以下のとおりである。
説明変数	係数	標準偏差	t值	p值
$ \Delta \log(NYSE) $	0.149412	0.103150	1.448496	0.1476
海外投資家の株式売買比率* $ \Delta \log(NYSE) $	0.532728**	0.209835	2.538797	0.0112
$ \Delta \log(\text{為替レート}) $	0.037855	0.223875	0.169091	0.8657
海外投資家の株式売買比率* $ \Delta \log(\text{為替レート}) $	2.015532***	0.432093	4.664576	0.0000
定数項	-0.0000457	0.000231	-0.198231	0.8429

D-W: 2.377941 R^{2}: 0.507017

米国の株価や為替レートの変動そのものの項の係数が有意水準5%でゼロでないとはいえないのに対し、それぞれに海外投資家の株式売買比率を掛け合わせた項の係数は有意水準5%でゼロではないといえる。このことから、海外投資家は日本の株式収益率と海外（ここでは米国）の株式収益率の間で「裁定」を行っており、日本の株価は、海外投資家の「裁定」を通じて海外の経済情勢の影響を受けている可能性が示唆された。

また、TOPIX と NYSE 総合指数の間の「裁定」状況を表す $ (\mathbf{a}+\mathbf{b}^{*} $ 海外投資家の株式売買比率 $ ) $ 、 $ (c+d^{*} $ 海外投資家の株式売買比率 $ ) $ の動きをみると、図3−3のように時間とともに「裁定」関係が強くなっており $ ^{18} $ 、日本の株式市場において海外投資家が存在感を増すにつれて日本の株価が米国の株価や為替レートの影響を受けやすくなっていることがわかった。

### 5. おわりに

本稿では、金融市場における「裁定」を通じて金融政策が株式による企業の資金調達に影響を与えているかどうかについて検証を行った。具体的には、我が国の金融市場について、貸出や債券と株式の間で「裁定」が十分働いているかどうかを検証したあと、その背景を探るため、貸出、債券市場、株式市場において、それぞれどのようなプレイヤーが中心的な役割を担っているかをみた。

その結果、金融市場においては、2000年前後から次第に、金融政策の影響が直接及ぶ貸出・債券と株式の間で「裁定」が十分働いているとはいえなくなっていることがわかった。その背景として、金融機関に対する規制や海外投資家の活躍などによって株式の保有や取引のあり方が変化しており、それらに伴っ
て株式と他の金融資産との「裁定」関係が変化している可能性のあることがわかった。

すなわち、1990年代以降、貸出や債券市場の主要なプレイヤーである国内の金融機関は、国内外の規制によって株式を保有しにくくなっているところに深刻な金融危機が加わり、保有比率が低下し続けている。また、家計は引き続きリスク回避的であり、リスク資産である株式の保有比率は上昇していない。こうした中で海外投資家が株式の保有比率を高めているが、収益率の低下している貸出や債券について、保有比率は低いままである。こうしたことから、我が国では貸出や債券と株式の間の「裁定」を積極的に行うプレイヤーが見当たらなくなっており、「裁定」が働きにくくなっている可能性のあることがわかった。

また、このように貸出や債券と株式の間の「裁定」が働きにくくなっている中で、日本銀行は国内の金融機関に対しては資金を供給することはできるが、株式市場の中心的なプレイヤーとなっている海外投資家とは直接的な取引が少ない。その結果、金融政策は資産の直接的な取引と「裁定」を通じては株式による資金調達コストの低下に影響を与えにくくなっている可能性が示唆された。ただし、他の経路を通じる効果については別途検討する必要がある。

一方、日本の株価と米国の株価、為替レートの関係を検証することにより、海外投資家は日本の株式収益率と海外（ここでは米国）の株式収益率の間で「裁定」を行っており、日本の株式市場において海外投資家が存在感を増すにつれて日本の株価が米国の株価や為替レートの影響を受けやすくなっていることがわかった。また、日本の株価は、海外投資家の「裁定」を通じて海外の経済情勢の影響を受けている可能性がある。
## (参考文献)

Fazzari, Steven M., R. Glenn Hubbard and Bruce C. Petersen (1988): "Financing Constraints and Corporate Investment", Brookings Papers on Economic Activity, 1:1988, pp.141-206

青野幸平(2010)：「株式市場・債券市場への金融政策の影響」、『金融経済研究』第31号、日本金融学会編、2010年10月

祝迫得夫(2012):「第3章 日本の家計のポートフォリオ選択」、『家計・企業の金融行動と日本経済』、日本経済新聞出版社、2012年4月23日

経済企画庁(1993):「第3章第2節 資金の流れの変化」、「平成5年度 経済白書」、経済企画庁、1993年7月27日

小宮隆太郎、岩田規久男(1973):「第1章 企業金融の基礎理論（その1）」、『企業金融の理論』、日本経済新聞社、1973年4月27日

高田創(2014):「金融市場で商社はなぜ『勝者』になったか」、リサーチ TODAY、みずほ総合研究所、2014年11月17日

内閣府(2013):「第3章第2節 投資資金の供給基盤」、「平成25年度 年次経済財政報告」、内閣府、2013年7月

内閣府(2015):「第1章第1節 経済再生の前進と最近の景気動向」、「平成27年度 年次経済財政報告」、内閣府、2015年8月

日本銀行(2012):「デフレ脱却の道筋」、日本銀行総裁白川方明、名古屋での経済界代表者との懇談における挨拶、2012年11月26日

日本銀行(2016):「デフレとの闘い:金融政策の発展と日本の経験」、日本銀行総裁黒田東彦、米国・コロンビア大学における講演の邦訳、2016年4月13日

細野薫、滝澤美帆、内本憲児、蜂須賀圭史（2013）：「資本市場を通じた資金調達と企業行動」、フィナンシャル・レビュー、平成25年第1号、財務省財務総合政策研究所、2013年1月

堀内昭義、花崎正晴、松下佳菜子(2014)：「序章 日本の金融経済と企業金融の動向」、堀内昭義、花崎正晴、中村純一編『日本経済変革期の金融と企業行動』、東京大学出版会、2014年9月25日

松林洋一(1994):「設備投資と資本市場:最近の設備投資理論の展望と考察」、『国民経済雑誌』第169巻第1号、神戸大学、1994年1月
図1－1－1金利と民間企業設備投資

（出所）国民経済計算（内閣府）、国債金利情報（財務省）

貸出、債券と株式の間で 戯定 は十分働いているか

一株式による資金調達に対する金融政策の波及について

図1－1－2日銀当座預金残高と民間企業設備投資

（出所）国民経済計算（内閣府）、業態別の日銀当座預金残高（日本銀行）

図1－2 民間非金融法人企業の負債フロー

（出所）資金循環統計（日本銀行）

（注）網掛けは金融緩和（年度末のコールレートが前年より1割以上低下した年及び量的金融緩和（2001～2005年度）、量的・質的金融緩和（2013年度～））の時期を表す。
図 1－3 国債金利と株式投資收益率（東証一部）

（出所）株式投資收益率2012年（日本証券経済研究所）、国債金利情報（財務省）

図 2－1 貸出金の部門別残高構成比

（出所）資金循環統計（日本銀行）

（注）貸出金は、民間金融機関貸出、公的金融機関貸出、非金融部門貸出
図 2－2 貸出金の部門別取引量

（出所）資金循環統計（日本銀行）から作成

（注）貸出金は、民間金融機関貸出、公的金融機関貸出、非金融部門貸出

図2－3 債券（長期・短期含む）の部門別保有割合

（出所）資金循環統計（日本銀行）

（注）金融機関は日本銀行を含む。債券は、国庫短期証券、国債・財融債、地方債、政府関係機関債、金融債、事業債、ＣＰの合計。
図2－4 債券（長期・短期含む）の部門別取引量

（出所）資金循環統計（日本銀行）から作成

（注）金融機関は日本銀行を含む。債券は、国庫短期証券、国債・財融債、地方債、政府関係機関債、金融債、事業債、ＣＰの合計。

図2－5－1 海外部門の債券保有内訳（ストック）

（出所）資金循環統計（日本銀行）
図2－5－2 海外部門の債券取引内訳（フロー）

（出所）資金循環統計（日本銀行）

図2－5－3 海外投資家による国債の売買（グロス）

（出所）国債投資家別売買高（日本証券業協会）
一株式による資金調達に対する金融政策の波及について

図 2－6 上場株式の部門別保有割合

（出所）資金循環統計（日本銀行）から作成

図2－7 株式の部門別取引量
図2－8－1 海外部門の株式取引と株価

■ 海外部門の上場株式資産純増 —— TOPIX（四半期末、右軸）

図2－8－2 国内部門の株式取引と株価

■ 国内部門の上場株式資産純増 —— TOPIX（四半期末、右軸）

（出所）資金循環統計（日本銀行）、Bloomberg

（注）網掛けは、2四半期以上連続で買い越した期間。

図2－9 家計の資産保有内訳

（出所）資金循環統計（日本銀⾏）。

（注）債券は、国債・財融債、地方債、政府関係機関債、金融債、事業債の合計。
図2—10 株式と債券・貸出の部門別保有割合

（出所）資金循環統計（日本銀行）から作成

（注）債券は、国庫短期証券、国債・財融債、地方債、政府関係機関債、金融債、事業債、ＣＰの合計。貸出は、民間金融機関貸出、公的金融機関貸出、非金融部門貸出の合計。

図2－11 日本銀行の資産、負債及びそれらの保有状況

賃儀者	賃儀者の部門
海外	国債【1,040】	政府
金融機関
家計
その他
日鍛【400】	日鍛貸出【35】	金融機関
債権者

(2015年度末、単位: 兆円)

(負債の部)

(出所)資金循環統計(日本銀行)から作成

金融機関	発行銀行券【100】	日銀【376】
非金融法人企業
家計
その他
金融機関	日銀当座預金【275】
債権者	債務者

（注）金融機関には日本銀行を含まない。国債には国庫短期証券及び財融債を含む。
(2001/1/4=100)

図3－1 米国株価と日本株価

(出所) Bloomberg

（注）ダウ平均及びNYSE総合指数は同日の為替終値をかけて円換算している。

図 3－2 海外投資家の株式売買比率（グロス）

（注）東証一部で一週間に海外からの委託により売買された代金を全体の売買代金で割った値を日次換算している。
（参考）株式の投資部門別売買（グロス）

（出所）投資部門別売買状況（東京証券取引所）

（注）金融機関は、自己、証券会社、投資信託、金融機関計の合計。

図 3－3 NYSE総合指数・為替レートの係数
入札・契約状況、競争參加資格確認結果

契約状況
工 事 名	吸收式冷凍機（R-1）の整備工事
工 事 場 所	中央合同庁舎第5号館別館
工 事 種 別	管工事
工 事 概 要	吸收式冷凍機（R-1）整備工事
工 事 期 間	平成29年9月1日(金)～平成30年2月28日(水)
請負業者名	株式会社大岩マシナリー
請負金額	6,188,400円（税込み）/5,730,000円（税抜き）
予定価格	6,887,160円（税込み）/6,377,000円（税抜き）
契約年月日	平成29年8月31日

入札状況
順	入札業者名	入札金額(税抜き)
第1回	第2回	第3回
1	株式会社大岩マシナリー	5,730,000
2	株式会社エバジツ	6,230,000
3	日本カルミック株式会社	7,650,000

競争参加資格確認結果
資格確認申請者	有／無	資格がないと認めた理由
1	株式会社大岩マシナリー	有
2	株式会社エバジツ	有
3	日本カルミック株式会社	有
入札・契約状況、競争參加資格確認結果

契約状況
工 事 名	廊下蛍光灯器具他LED化更新工事
工 事 場 所	中央合同庁舍第5号館別館
工 事 種 別	電気工事
工 事 概 要	廊下蛍光灯器具他LED化更新工事
工 事 期 間	平成29年9月1日(金)～平成30年2月28日(水)
請負業者名	パナソニックESエンジニアリング株式会社東京本部
請負金額	5,724,000円(税込み)／5,300,000円(税抜き)
予定価格	7,462,800円(税込み)／6,910,000円(税抜き)
契約年月日	平成29年8月31日

入札状況
順	入札業者名	入札金額(税抜き)
第1回	第2回	第3回
1	パナソニックESエンジニアリング株式会社東京本部	5,300,000
2	株式会社新電気	8,275,000
3	株式会社大岩マシナリー	10,620,000
4	大東電設株式会社	12,880,000

競争参加資格確認結果
資格確認申請者	有／無	資格がないと認めた理由
1	パナソニックESエンジニアリング株式会社東京本部	有
2	株式会社新電気	有
3	株式会社大岩マシナリー	有
4	大東電設株式会社	有
# 平成25年度介護保険事業状況報告（年報）のポイント

## 1 第1号被保険者数

（25年3月末現在）（26年3月末現在）

3,094万人 $ \Rightarrow $ 3,202万人 （对前年度 +108万人、+3.5%增）

| 前期高齡者 (65歳以上75歳未満) | 後期高齡者 (75歳以上)
平成1 | 1319 | 923
2年度 | 1342 | 974
3年度 | 1371 | 1022
4年度 | 1374 | 1076
5年度 | 1387 | 1124
6年度 | 1412 | 1175
7年度 | 1450 | 1226
8年度 | 1471 | 1280
9年度 | 1504 | 1328
20年度 | 1514 | 1377
21年度 | 1483 | 1428
22年度 | 1505 | 1472
23年度 | 1574 | 1520
24年度 | 1652 | 1549
25年度 | 1700 | 1600

## 2 要介護（要支援）認定者数

（25年3月末現在）（26年3月末現在）

561万人 $ \Rightarrow $ 584万人 （对前年度 +23万人增、+4.0%增）

| 13年度 | 14年度 | 15年度 | 16年度 | 17年度 | 18年度 | 19年度 | 20年度 | 21年度 | 22年度 | 23年度 | 24年度 | 25年度 | ※東日本大震災の影響により、22年度の数値には福島県内5町1村の数値は含まれていない。
要支援 | 70 | 87 | 106 | 124 | 133 | 142 | 90 | 77 | 78 | 85 | 90 | 95 | 99 | 103
要支援1 | 32 | 39 | 50 | 59 | 67 | 72 | 53 | 55 | 63 | 66 | 65 | 67 | 71 | 76
要支援2 | 48 | 56 | 64 | 60 | 61 | 64 | 51 | 55 | 66 | 65 | 67 | 71 | 77 | 80
経過的要介護 | 35 | 39 | 43 | 49 | 52 | 55 | 64 | 75 | 80 | 82 | 85 | 91 | 97 | 105
要介護1 | 36 | 39 | 43 | 49 | 52 | 55 | 64 | 71 | 74 | 71 | 70 | 72 | 74 | 77
要介護2 | 34 | 38 | 41 | 45 | 46 | 49 | 52 | 54 | 57 | 59 | 63 | 64 | 66 | 69
要介護3 | 35 | 39 | 42 | 47 | 49 | 52 | 55 | 64 | 71 | 74 | 71 | 72 | 74 | 77
要介護4 | 48 | 56 | 60 | 61 | 64 | 75 | 80 | 82 | 85 | 90 | 90 | 95 | 99 | 103
要介護5 | 32 | 39 | 50 | 67 | 72 | 53 | 55 | 57 | 60 | 66 | 66 | 69 | 76 | 82

25年度構成比
合計	100.0%
要介護5	10.4%
要介護4	12.1%
要介護3	13.1%
要介護2	17.6%
要介護1	19.0%
要支援2	13.7%
要支援1	14.0%
3 第1号被保険者に占める要介護（要支援）認定者の割合（認定率）

（25年3月末現在） （26年3月末現在）

17.6% ⇒ 17.8% （対前年度 +0.2ポイント増）

| 軽度 (要支援1～要介護2) | 重度 (要介護3～要介護5)
平成12年度 | 6.5% | 4.5%
13年度 | 7.6% | 4.8%
14年度 | 8.9% | 5.0%
15年度 | 9.6% | 5.5%
16年度 | 10.0% | 5.7%
17年度 | 10.4% | 5.7%
18年度 | 9.9% | 6.0%
19年度 | 9.7% | 6.2%
20年度 | 9.7% | 6.3%
21年度 | 9.9% | 6.3%
22年度 | 10.5% | 6.4%
23年度 | 10.8% | 6.5%
24年度 | 11.2% | 6.4%
25年度 | 11.5% | 6.3%

## 4 サービス受給者数（1ヶ月平均）

(25年度)

| 居宅サービス | 地域密着型サービス | 施設サービス
平均12年度 | 124 | 67.2% | 184
平均13年度 | 152 | 69.9% | 218
平均14年度 | 184 | 72.4% | 254
平均15年度 | 214 | 74.5% | 287
平均16年度 | 240 | 75.9% | 317
平均17年度 | 258 | 76.7% | 233
平均18年度 | 257 | 72.8% | 16
平均19年度 | 263 | 72.3% | 19
平均20年度 | 273 | 72.4% | 22
平均21年度 | 286 | 72.7% | 22
平均22年度 | 302 | 73.2% | 24
平均23年度 | 319 | 73.5% | 26
平均24年度 | 338 | 73.8% | 29
平均25年度 | 358 | 74.1% | 35
平均26年度 | 389 | | 35
平均27年度 | 400 | | 35
平均28年度 | 413 | | 35
平均29年度 | 434 | | 35
平均30年度 | 458 | | 35
平均31年度 | 482 | | 35
平均32年度 | 500 | | 35
## 5 保険給付（介護給付・予防給付）

（1）費用額

（24年度累計） （25年度累計）

8兆7,570億円 → 9兆1,734億円（対前年度 +4,164億円増、+4.8%増）（注）高額介護（介護予防）サービス費（以下、「高額介護サービス費」という）、高額医療合算介護（介護予防）サービス費（以下、「高額医療合算介護サービス費」という）、特定入所者介護（介護予防）サービス費（以下、「特定入所者介護サービス費」という）を含む。

（２）給付費（利用者負担を除いた額）

（24年度累計）（25年度累計）

8兆1,283億円 ⇒ 8兆5,121億円（対前年度 +3,837億円増、+4.7%増）（注）高額介護サービス費、高額医療合算介護サービス費、特定入所者介護サービス費を含む。

（参考1）年度別給付費の推移

（参考2）年度別（居宅、地域密着型、施設別）給付費の推移（1ヶ月平均）

| 居宅サービス | 地域密着型サービス | 施設サービス
平成12年度 | 996 | 1940 | 66.1%
13年度 | 1327 | 2080 | 61.0%
14年度 | 1641 | 2214 | 57.4%
15年度 | 1964 | 2257 | 53.5%
16年度 | 2255 | 2346 | 51.0%
17年度 | 2448 | 2268 | 48.1%
18年度 | 2289 | 2063 | 44.2%
19年度 | 2385 | 2108 | 43.3%
20年度 | 2519 | 2119 | 41.9%
21年度 | 2744 | 2198 | 40.6%
22年度 | 2955 | 2225 | 39.0%
23年度 | 3152 | 2258 | 37.7%
24年度 | 3404 | 2309 | 36.2%
25年度 | 3614 | 2345 | 35.1%
（参考3）サービス別1人あたり給付費（1ヶ月平均）

6 第1号被保険者1人あたり給付費（介護給付・予防給付） (24年度) (25年度) 263千円 ⇒ 266千円 （対前年度 +3千円増、+1.2%増）

| 平成12年度 | 13年度 | 14年度 | 15年度 | 16年度 | 17年度 | 18年度 | 19年度 | 20年度 | 21年度 | 22年度 | 23年度 | 24年度 | 25年度
平成12年度 | 145 | 178 | 195 | 208 | 221 | 224 | 219 | 224 | 227 | 238 | 249 | 256 | 263 | 266
13年度 | 123 | 135 | 144 | 153 | 155 | 152 | 155 | 157 | 164 | 172 | 177 | 182 | 184 | 184
14年度 | | | | | | | | | | | | | |
15年度 | | | | | | | | | | | | | |
16年度 | | | | | | | | | | | | | |
17年度 | | | | | | | | | | | | | |
18年度 | | | | | | | | | | | | | |
19年度 | | | | | | | | | | | | | |
20年度 | | | | | | | | | | | | | |
21年度 | | | | | | | | | | | | | |
22年度 | | | | | | | | | | | | | |
23年度 | | | | | | | | | | | | | |
24年度 | | | | | | | | | | | | | |
25年度 | | | | | | | | | | | | | |
7 第1号被保険者の保険料収納額（現年度分）

（1）収納額

(24年度分) (25年度分)

1 兆7, 411 億円⇒ 1 兆8, 141 億円（対前年度 +730 億円増、+4.2%増）

（2）吸纳率

(24年度分)

98.5%

(87.0%)

(対前年度 +0.05ポイント)

（再揭：普通徵收）

・収納率が100％保険者 … 31保険者（全保険者に占める割合は2.0%）

8 介護給付費準備基金の積立状況

(24年度末) (25年度末)

3, 123億円 ⇒ 3, 154億円 (対前年度 +31億円)

(1, 503保険者) (1, 476保険者) (準備基金を保有している保険者)

（参考）財政安定化基金の貸付状況
## 政策ごとの予算との対応について(個別表)【東日本大震災復興特別会計】

（所管）復興庁

（会計）東日本大震災復興特別会計

(单位：千円)

政策評価体系	勘定・組織	項	事項	26年度予算額	27年度予算額	比較増△減額
経済成長の礎となる金融システムの安定	復興庁	計	41,143	20,000	△ 21,143
金融機能安定・円滑化復興政策費	金融機能安定確保に必要な経費	41,143	20,000	△ 21,143
利用者の視点に立った金融サービスの質の向上	復興庁	計	264,720	224,497	△ 40,223
金融機能安定・円滑化復興政策費	金融サービス向上推進に必要な経費	264,720	224,497	△ 40,223

計	305,863	244,497	△ 61,366

（注）1. 政策評価の対象となる予算を掲記している。

3. 26年度予算額は、当初予算額である。

2. 復興庁所管分のうち金融庁関係のみ掲記している。
## 政策ごとの予算との対応について(個別表)【東日本大震災復興特別会計】

(所管)復興庁

(会計)東日本大震災復興特別会計

(单位: 千円)

政策評価体系	勘定・組織	項	事項	27年度予算額	28年度予算額	比較増△減額
復興施策の推進	441,646,154	283,277,354	△ 158,368,800
(1)復興支援に係る施策の推進	復興庁	東日本大震災復興支援対策費	東日本大震災復興に係る支援対策に必要な経費	7,645,818	23,954,551	16,308,733
(2)復興交付金制度に係る施策の推進	復興庁	東日本大震災復興推進費	東日本大震災復興の推進に必要な経費	317,257,899	147,695,188	△ 169,562,711
(3)原子力災害からの復興に係る施策の推進	復興庁	原子力災害復興再生支援事業費	原子力災害からの復興再生の支援に必要な経費	112,354,890	108,711,392	△ 3,643,498
(5)「新しい東北」の創造に係る施策の推進	復興庁	新しい東北施策推進費	新しい東北の施策の推進に必要な経費	1,387,547	1,416,223	28,676
(6)東日本大震災からの復興に係る施策の推進((1)～(5)に掲げるものを除く。)	復興庁	東日本大震災復興推進調整費	東日本大震災復興に係る推進調整に必要な経費	3,000,000	1,500,000	△ 1,500,000

計	441,646,154	283,277,354	△ 158,368,800

（注）1. 政策評価の対象となる予算及び政策評価の対象外の予算で政策に関連付けられるものを掲記している。

2. 復興庁所管分(プロパー経費)のみ掲記している。

3. 27年度予算額は、当初予算額である。
# 平成 28 年度特別支援学校教員の特別支援学校 教諭等免許状保有状況等調査結果の概要

平成29年3月

文部科学省初等中等教育局特別支援教育課