Silviase/jgov_v1.4_full_ann huggingface dataset:
### 4.5 総資産伸び率連単差を被説明変数とした推計結果

本稿では、日本企業の保守的投資・財務行動の背景を探るため、将来の投資機会に備えた予備的貯蓄の動機を含む3つの動機に焦点を当て、投資関数の推計による検証を試みてきた。しかしながら、世界金融危機や東日本大震災などを経て、最近の企業経営者の発言からは、人口減少による市場の縮小が避けられない日本国内よりも、M&Aを含む海外の成長市場への直接投資を重要な投資機会として強く意識するようになったことが窺われる。後半期（2009～13年度）において本稿の投資関数の推計パフォーマンスが低下した理由の1つには、国内での有形固定資産への投資のみを分析対象とする伝統的な枠組みが、こうした企業経営者の意識変化をうまく捕捉できていないことがあるのかも知れない $ ^{24} $ 。

そこで最後に、これまでの国内有形固定資産の投資率に代えて総資産伸び率連単差、すなわち連結総資産の伸び率と単体総資産の伸び率の差分を被説明変数とする推計を試みた。連結総資産は、海外子会社での設備投資やM&Aにより取得した事業価値（のれん）などを含むため、国内に直接保有する資産が主体の単体総資産との伸び率の差は、国内有形固定資産に対する投資の枠外にある「投資活動」の代理変数になっていると考えられる $ ^{25} $ 。この推計において、説明変数は基本的にこれまでの投資関数と同じものを用いているが、海外設備投資やM&Aの影響をコントロールする変数として加えていた「関連会社資産増加額/K」が不要となるため、これに代えて従来の被説明変数であった国内の投資率I/Kを追加した。推計方法は、これまでの投資関数と同様、q-1、CF/Kを内生変数とするGMMによる $ ^{26} $ 。以上のセッティングで、全産業を含むサンプル全体について、前半期と後半期とに分けて推計した結果を図表10に示す。

推計結果の中で注目されるのは、第1に、前半期（2004～08年度）において純有利子負債ダミー2および3の係数が、これまでの投資関数の推計と異なり、プラスに有意に推定されていることである。これは、蓄積した財務上の余力が国内投資というよりはM&Aを含む海外の投資機会のためのものである、という最近の企業経営者の言葉と整合的な結果であると言える。ただし、統計的にそれが有意に認められるのはむしろ世界金融危機以前であり、後半期（2009～13年度）には符号はプラスでも
図表 10 総資産伸び率連単差の決定要因：全産業

前半期(2004-08)	後半期(2009-13)
被說明変数:総資産伸び率連単差	係数推計値	p值	係数推計値	p值
総資産伸び率連単差	-0.0119	0.698	0.0208	0.482
q-1	-0.0005	0.590	-0.0003	0.831
CF/K	-0.0016	0.584	-0.0056	0.411
純有利子負債ダミ-1(純有利子負債/K<-0.5)	0.0026	0.349	0.0013	0.793
純有利子負債ダミ-2(-0.5≤純有利子負債/K<-0.3)	0.0063	0.057*	0.0000	0.994
純有利子負債ダミ-3(-0.3≤純有利子負債/K<-0.1)	0.0052	0.094*	0.0013	0.804
純有利子負債ダミ-4(-0.1≤純有利子負債/K<0.1)	0.0027	0.444	0.0013	0.730
完全無借金ダミ-	-0.0007	0.796	-0.0031	0.445
経営危機後ダミ-	0.0025	0.469	-0.0043	0.176
ln社長年齢	-0.0177	0.111	-0.0026	0.797
社長lowpowerダミ-	-0.0054	0.013**	0.0004	0.851
社長内部出身ダミ-	0.0041	0.158	0.0017	0.688
金融機関持株比率	0.0133	0.307	0.0196	0.210
事業法人持株比率	0.0172	0.317	0.0305	0.040**
海外持株比率	0.0301	0.068*	0.0479	0.003**
十大株主持株比率	-0.0152	0.289	-0.0096	0.561
固定資産処分減損損失/K	-0.0093	0.311	0.0156	0.685
I/K	-0.0130	0.205	-0.0257	0.099*
無形資産増加/K	0.0018	0.926	-0.0193	0.603
ln従業員数	-0.0003	0.886	0.0010	0.537
ln総資産簿価	-0.0007	0.736	-0.0054	0.018**
ln社齢	-0.0038	0.337	0.0093	0.123
定数項	yes	yes
年度ダミ-	yes	yes
産業ダミ-	yes	yes
観察数	2633	1905
過剰識別制約検定のp値	0.740	0.503

注：1\. 説明変数はすべて1期ラグ値.

2．純有利子負債残高/K ダミーは，0.1≤純有利子負債残高/K がベースカテゴリーとなっている.

3. 計数推計値は, q-1 および CF/K を内生変数, 利益剰余金 /K, 配当 /K, および棚卸資産簿価 /K の 1 期ラグならびに q-1 および CF/K の 2 期, 3 期ラグを操作変数とする GMM 推定による. ただし, 上記の操作変数リストが過剰識別制約検定を 10% 水準で通過しない場合は, 通過するまで 1 期ラグの操作変数をリストから除外した.

4．係数推計値のp値は，分散不均一性に関するロバスト標準偏差による．

5. 係数推計値の p 值脇の記号は，**が5%水準，*が10%水準で有意であることを示す。

有意ではなくなっている。第2に、前半期において、これまでの投資関数の推計で全く有意ではなかった社長の属性に関する変数のうち、社長 lowpower ダミーがマイナスで有意に推定されていることである。社長の持つ権限や情報量が小さいほど大胆な資源配分の変更がより困難になると考えられることから、この結果は内部資金市場に歪みが存在することによって投資が抑制されている可能性（保守的投資・財務行動の第3の動機）を示唆する。もしこの結果がロバストなものならば、社長の属性が国内投資に対して有意でなかったのは、そもそも国内には大胆な資源配分の変更に相当するような投資機会が乏しかったからだという解釈も成り立つであろう $ ^{27} $ 。第3に、こ
れまでの投資関数の推計と同様な点として、後半期にはq-1、 $ CF/K $ および3つの動機に関連する変数がほとんど有意でなくなることである。Brufman et al. (2013)が見出したコンバージェンスがここでも影響を与えている可能性は否定できない。最後に、10%水準で辛うじて有意というレベルではあるが、国内の投資率I/Kが後半期にマイナスで有意に推定されている点も、もしこれがロバストに観察されるならば、国内投資と海外投資の関係が、従来のミクロデータに基づく実証分析では一般的であった補完関係ではなく、代替関係に変化した可能性を示唆する結果として、注目すべきものであると言える。

### 5. むすび

本稿の目的は、豊富な現預金もしくは借入余力を持つ日本の優良企業において、なぜ設備投資が低迷したままなのかを、保守的投資・財務行動の動機に関する3つの仮説、すなわち1）経営者の保身やリスク回避、2）将来の流動性不足や投資機会に備えた予備的貯蓄、3）企業内「ゾンビ事業」の存在などの内部資金市場の歪み、に焦点を当てつつ、2009年前後を境にした投資行動の構造変化の可能性を念頭に置いて分析した。トービンのq型投資関数に、3つの仮説に関する諸変数を追加した投資関数の推計から得られた結果を要約すれば以下の通りである。

第1に、中村（2014）やNakamura（2016）によって2010年度までのデータを用いて対数線形の投資関数に基づき確認された、財務体質の良い企業が無借金状態を達成もしくは維持するために、資金制約下の企業と類似した抑制的投資行動をとる疑似資金制約現象は、2013年度までデータを延長した10年間の推計でも確認することができた。変数の有意性は必ずしも高いものではなかったが、今回、対数線形の定式化による情報欠損を回避するため通常の線形の投資関数を用い、さらに説明変数の内生性を吟味したGMM推定を採用するなど、分析手法を大幅に変更した上でも相応に有意な結果が得られたことは、疑似資金制約現象のロバストネスを示していると言える。ただし、サンプル期間を世界金融危機前後で二分割した場合、この現象が有意であったのは主として前半期（2004～08年度）であり、世界金融危機以後、企業が保守的な投資・財務行動をエスカレートさせたことが、現在に至る投資の低迷を招いたのではないかという予測には反する結果となった。後半期（2009～13年度）における投資関数の説明力の低さは驚くべきものであるが、先進国の企業部門の貯蓄超過現象の要因を分析したBrufman et al.（2013）やGruber and Kamin（2015）が見出した、企業属性の違いを超えた全般的な投資機会の縮小あるいは流動性保有動機の高まりといった先進国共通のトレンドと整合的な面もある。
第2に、保守的投資・財務行動の動機に関しては、3つの仮説の中では予備的貯蓄の動機が10年間トータルで見れば最も有意であった。ただし、推計結果を素直に解釈すれば、世界金融危機以前には、実質無借金状態の達成・維持を重要視する経営者の保身・リスク回避の動機が、予備的貯蓄の動機をやや上回っていたと見られる。他方、企業内「ゾンビ事業」の存在など内部資金市場の歪みが投資を抑制した可能性は、今回の推計結果では支持されなかった。予備的貯蓄の動機を示唆する変数の中で、最もロバストかつ興味深いのは、経営危機後ダミーである。過去の経営危機の経験は、後半期の推計においても説明力を失わず、しかも前半期と異なり、世界金融危機や東日本大震災などのネガティブショックの影響を強く受けた製造業、輸出産業において予備的貯蓄の動機を強め、投資を大きく抑制する効果を持ったことがわかった。しかしながら、後半期のデータについて分位点回帰を行った結果からは、予備的貯蓄の動機によって蓄積された財務的余力が大型投資を促進した証拠は見出せなかった。

第3に、国内の投資率I/Kに代えて、海外子会社での設備投資やM&Aなど、国内有形固定資産に対する投資の枠外にある「投資活動」の代理変数として、総資産伸び率連単差を被説明変数とする推計を行った結果、世界金融危機以前においては、財務的余力が投資を促進する傾向があったこと、社長の持つ権限や情報量が小さいと投資を抑制する傾向があったことなど、国内の投資率I/Kとは異なる興味深い結果が得られた。しかし世界金融危機後は、こうした変数も有意ではなく、国内投資と同様、投資関数全体として説明力が低下した。

以上の点を踏まえて、最後に、今後の研究課題と若干の政策的含意について触れて、本稿のむすびとしたい。

技術的な論点としては、投資関数の推計にあたり変数の内生性に一定の注意を払って分析を行ったとはいえ、多くの仮説、要因を検証するためq理論においてはredundantであるはずの変数をアドホックに付け加えた式を推定している点で、本稿の分析結果は理論的なコンシステンシーに問題を残している。この点を改善するためには、まず設備投資とq、キャッシュフロー、現預金保有、有利子負債、配当（社外流出）といった基本変数による動学的最適化問題を解いて、その最適条件から導出される構造推定式に基づき保守的投資・財務行動の動機に関する変数を1件ずつテストする、といった分析手順が求められる。テストすべき変数を適切に絞り込み、理論的にコンシステントかつ信頼性の高い推定を行うことは今後の課題としたい。また、企業の投資行動における海外設備投資やM&Aの重要性の高まりを鑑みれば、4.5節で試みに行った総資産伸び率連単差を被説明変数とする推計も、大幅に改善の余地がある。難しい課題とはなるが、理想的には国内投資（有形、無形）、海外投資（有形、
無形)、研究開発、M&Aほか、経済学上の投資に相当する全ての項目を含む「総投資」のデータを適切に構築し、そのコンポーネントごとの決定要因の分析、あるいは複数資本財を扱う分析枠組みとして外木他（2010）の Multiple q モデルによる推計を行うことなども今後の課題としたい。

日本企業が、企業価値最大化の観点から見て過度にリスク回避的であり、雇用や投資の拡大に消極的で現預金を貯め込み過ぎている、という批判は今日においてもなお根強い。したがって、企業価値最大化を徹底させる企業統治改革によって、この問題が解決に向かうのではないか、という期待は一般的なものである。しかし、特に世界金融危機や東日本大震災を経験した後、企業経営者は、蓄積した財務余力は成長機会の豊富な海外での設備投資やM&Aのために必要なもので、それを投資機会が乏しくなった国内の設備投資のために使うことは考えられないという主張を強めており、議論は平行線となりがちである。本稿の推計結果は、特定の主張を強くサポートできるほど有意なものではなかったが、政策的含意として次のような点は抽出できると思われる。第1に、企業統治の問題は、少なくとも世界金融危機以降、本稿がメインの分析対象とした国内投資の量的側面に関しては、重要な役割を果たしているようには見えない。したがって、企業統治改革によってただちに国内投資が増えることは期待しがたい。ただし、本稿が十分に分析できていない海外投資やM&A、さらには投資の質的側面については、企業統治が重要な影響を与えている可能性もあり、今後の研究課題となる。第2に、投資の伸び悩みが続く底流には、先進国にかなりの程度共通する現象として、企業属性とあまり関係のない形での貯蓄意欲の増大、投資意欲の減退が生じている可能性が高く、本稿の推計結果にも随所にその兆候が見られた。したがって、有効な政策形成のためには、まずその原因を解明していくことが不可欠と思われる。例えば今日、特に大企業においては、M&Aや事業再編・再構築が企業価値向上のための重要な戦略となっているが、それらは巨額のリスクマネーを必要とするにもかかわらず、経済全体として見れば資産の所有者の入れ替えが中心で、必ずしも大きな新規投資にはつながらない。さらに、寡占化の進展による投資抑制効果も指摘される。近年とみに増加しているこの種の企業活動の実態を把握することも重要な研究課題である。

## 参考文献

外木好美・中村純一・浅子和美（2010）、「Multiple q による投資関数の推計—過剰設備の解消過程における資本財別投資行動の考察」、『経済経営研究』、31-2。

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中村純一・福田慎一（2013）、「問題企業の復活：『失われた20年』の再検証」、花崎正晴・大瀧雅之・隋清遠編『金融システムと金融規制の経済分析』、勁草書房。福田慎一（2015）、『失われた20年を超えて』、NTT出版。

福田慎一・粕谷宗久・慶田昌之（2007）、「企業家精神と設備投資：デフレ化の設備投資低迷のもう一つの説明」、日本銀行ワーキングペーパーシリーズ、No.07-J-7。

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Brufman, L., Martinez, L., and R. P. Artica (2013), “What are the Causes of the Growing Trend of Excess Savings of the Corporate Sector in Developed Countries? An Empirical Analysis of Three Hypothesis,” Policy Research Working Paper No. 6571, World Bank.

Caballero, R., T. Hoshi, and A. Kashyap (2008), “Zombie Lending and Depressed Restructuring in Japan,” American Economic Review, 98(5), pp. 1943–1977.

Fukuda, S. and J. Nakamura (2011), “Why Did ‘Zombie’ Firms Recover in Japan?” World Economy, 34(7), pp.1124–1137.

Gruber, J. W. and S. B. Kamin (2015), “The Corporate Saving Glut in the Aftermath of the Global Financial Crisis,” International Finance Discussion Papers No. 1150, Board of Governors of the Federal Reserve System.

Jensen, M. C. (1986), “Agency Cost of Free Cash Flow, Corporate Finance, and Takeovers,” American Economic Review, 76(2), pp. 323–329.

Nakamura, J. (2016), “Investment Behavior of Good Standing Firms after the Recovery of Zombie Firm: ‘Conservatism’ and the ‘Pseudo Financial Constraint Effect’,” “What Happened to Japanese Firms during the Lost Two Decades? : Recovery of “Zombie” Firms, Entrenchment of Good Standing Firms,” Chapter 4, in Springer Briefs in Economics Development Bank of Japan Research Series, Springer.

Scharfstein, D. S., and J. C. Stein (2000), “The Dark Side of Internal Capital Markets: Divisional Rent-Seeking and Inefficient Investment,” The Journal of Finance, 55(6), pp. 2537-2564.

Strebulaev, I.A., and B. Yang (2013), “The Mystery of Zero-leverage Firms,” Journal of Financial Economics, 109(1), pp. 1–23.
都道府県

平成30年4月12日現在

法人番号	名称	所在地	備考
7000020010006	北海道	北海道札幌市中央区北三条西6丁目1
2000020020001	青森県	青森県青森市長島1丁目1-1
4000020030007	岩手県	岩手県盛岡市内丸10番1号
8000020040002	宮城県	宮城県仙台市青葉区本町3丁目8-1
1000020050008	秋田県	秋田県秋田市山王4丁目1-1
5000020060003	山形県	山形県山形市松波2丁目8-1
7000020070009	福島県	福島県福島市杉妻町2-16
2000020080004	茨城県	茨城県水戸市笠原町978-6
5000020090000	栃木県	栃木県宇都宮市塩田1丁目1-20
7000020100005	群馬県	群馬県前橋市大手町1丁目1番1号
1000020110001	埼玉県	埼玉県さいたま市浦和区高砂3丁目15-1
4000020120006	千葉県	千葉県千葉市中央区市場町1-1
8000020130001	東京都	東京都新宿区西新宿2丁目8-1
1000020140007	神奈川県	神奈川県横浜市中区日本大通1
5000020150002	新潟県	新潟県新潟市中央区新光町4番地1
7000020160008	富山県	富山県富山市新総曲輪1番7号
2000020170003	石川県	石川県金沢市鞍月1丁目1番地
4000020180009	福井県	福井県福井市大手3丁目17-1
都道府県

平成30年4月12日現在

法人番号	名称	所在地	備考
8000020190004	山梨県	山梨県甲府市丸の内1丁目6-1
1000020200000	長野県	長野県長野市大字南長野字幅下692-2
4000020210005	岐阜県	岐阜県岐阜市薮田南2丁目一番一号
7000020220001	静岡県	静岡県静岡市葵区追手町9-6
1000020230006	愛知県	愛知県名古屋市中区三の丸3丁目1-2
5000020240001	三重県	三重県津市広明町13番地
7000020250007	滋賀県	滋賀県大津市京町4丁目1-1
2000020260002	京都府	京都府京都市上京区下立売通新町西入藪之内町
4000020270008	大阪府	大阪府大阪市中央区大手前2丁目1-22
8000020280003	兵庫県	兵庫県神戸市中央区下山手通5丁目10-1
1000020290009	奈良県	奈良県奈良市登大路町30
4000020300004	和歌山県	和歌山県和歌山市小松原通1丁目1
7000020310000	鳥取県	鳥取県鳥取市東町1丁目220
1000020320005	島根県	島根県松江市殿町1
4000020330001	岡山県	岡山県岡山市北区内山下2丁目4-6
7000020340006	広島県	広島県広島市中区基町10-52
2000020350001	山口県	山口県山口市滝町1-1
4000020360007	徳島県	徳島県徳島市万代町1丁目1
都道府県

平成30年4月12日現在

法人番号	名称	所在地	備考
8000020370002	香川県	香川県高松市番町4丁目1-10
1000020380008	愛媛県	愛媛県松山市一番町4丁目4-2
5000020390003	高知県	高知県高知市丸ノ内1丁目2-20
6000020400009	福岡県	福岡県福岡市博多区東公園7番7号
1000020410004	佐賀県	佐賀県佐賀市城内1丁目1-59
4000020420000	長崎県	長崎県長崎市尾上町3-1
7000020430005	熊本県	熊本県熊本市中央区水前寺6丁目18-1
1000020440001	大分県	大分県大分市大手町3丁目1-1
4000020450006	宮崎県	宮崎県宮崎市橘通東2丁目10-1
8000020460001	鹿児島県	鹿児島県鹿児島市鴨池新町10-1
1000020470007	沖縄県	沖縄県那覇市泉崎1丁目2-2
宮内庁契約監視委員会 第19回会議

開催日及び場所	平成29年1月25日(水)宮内庁第一会議室
委員	委員長 大森政輔 (弁護士)委員 友永道子 (公認会計士)委員 石野秀世 (元会計検査院事務総局次長)
議事	1. 抽出事案について① 平成28年度上半期 契約金額及び件数に関する統計について② 友永抽出委員より抽出結果報告③ 抽出事案概要説明(各担当課長)④ 抽出事案審議等2. 宮内庁調達改善計画について
1. 抽出事案について

審議対象期間	平成28年4月1日～平成28年9月30日
抽出事案	7
一般競争入札	3
最低価格落札方式	3	契約件名: 能褒野墓外構柵その他整備工事契約相手方: 近藤緑化 株式会社契約金額: 16,200,000円契約締結日: 平成28年9月15日契約件名: 馬糧の購入契約相手方: 株式会社 渡辺商店契約金額: 2,908,602円契約締結日: 平成28年4月6日契約件名: 仙洞御所ほか当日受付補助業務契約相手方: ロジステック・プランニング・スタッフ 株式会社契約金額: 8,325,244円契約締結日: 平成28年9月29日
指名競争入札	1
最低価格落札方式	1	契約件名: 皇居高压非常用発電設備改修工事契約相手方: 株式会社 関電工契約金額: 272,808,000円契約締結日: 平成28年6月6日
随意契約	3
公募型方式	1	契約件名: 三の丸尚蔵館増築・改修ほか設計業務契約相手方: 株式会社 日建設計契約金額: 165,240,000円契約締結日: 平成28年8月8日
企画競争型方式	1	契約件名: 「小栗判官絵巻」保存修理契約相手方: 株式会社 岡墨光堂契約金額: 20,884,240円契約締結日: 平成28年5月13日
不落·不調随意契約	1	契約件名: 皇居西地区機械設備その他点検保守ほか契約相手方: 日本ビル・メンテナンス 株式会社契約金額: 93,960,000円契約締結日: 平成28年4月1日
委員からの意見・質問等	☐ 詳細は別紙のとおり。
委員会による意見の具申又は勧告の内容	☐ 特になし

### 2. 宮内庁調達改善計画について

委員からの意見等	○ 特になし
意見等に対する回答	○ 特になし

☐ 次回の契約監視委員会は, 平成29年7月頃に開催予定とされた。

○ 委員の任期(1年間)満了に伴い, 全委員が再任をて承した。
## 1 ．一般競争入札の抽出案件 $ ^{①} $

(1) 能褒野墓外構柵その他整備工事 (最低価格落札方式)※応札者が1者の案件【契約の概要】 本工事は能褒野墓敷地境界沿いに柵を設置し,併せて土留めの取設や水路修繕等を行うものである。
意見・質問	回 答
·1者応札となった理由は何か。·遠隔地の発注について,競争性を確保していくための検討をしているか。	·当該陵墓における発注工事がほとんどないため,工事発注情報が業者に承知されなかったことが,1者応札となった一つの要因と推察している。·発注する地域の応札可能な者の情報を入手し,また,情報が充分行き届くよう行っていく予定である。
## 1 ．一般競争入札の抽出案件 $ ② $

(2) 馬糧の購入 (最低価格落札方式)※応札者が1者の案件【契約の概要】御料牧場で飼育する馬の飼料を購入するものである。
意見・質問	回 答
·1者応札となった理由は何か。·応札者を増やすための取り組みは検討しているのか。	·本調達品を取り扱う業者の数は少なく，また，入札説明書受領希望者が交付期間を失念したことにより，結果として1者となったもの。·今後も広く市場調査を行い，応札者が増えるよう取り組んでいく予定である。
## 1 ．一般競争入札の抽出案件 ③

(3) 仙洞御所ほか当日受付補助業務 (最低価格落札方式)※応札者が1者, 落札率が99%超の案件【契約の概要】 宮内庁が管理をしている皇室関連施設である大宮仙洞御所, 桂離宮及び修学院離宮において, 参観拡充に伴い当日受付を実施することになり, その受付業務の補助を行うものである。
意見・質問	回 答
·1者応札となった理由は何か。·落札率が高い理由は何か。·応札者を増やすための取り組みは検討しているのか。	·入札説明書を受領した者では対応が困難なものがあり, 最終的に1者となった。·入札が2回行われており, そこで予定価格に近寄ったと推察する。·今年度から始まった事業であり, 今後も継続して発注するものであることから, 来年度に向けて応札者が増えるよう取り組んでいく予定である。
## 2 ．指名競争入札の抽出案件 $ ^{①} $

(1) 皇居高压非常用発電設備改修 (最低価格落札方式)
【契約の概要】 本工事は, 有事における停電時に御所を含む皇居全域に業務継続用電源を供給するために設けられている高压非常用発電設備が設置後20年を経過しており, 経年等のため更新工事を行うものである。
意見・質問	回答
· 指名競争入札とした理由は何か。· 特殊な仕様要件はあるのか。	· 皇居内の電力を確保するものであり, 不測の事態が起きないようにすることから, 業務実績のある者を指名した。· 非常発電設備は, 一般的な製品の中で選定できるものを求めている。
## 3 ．随意契約の抽出案件 $ ^{①} $

(1) 三の丸尚蔵館増築・改築ほか設計業務 (公募型方式)※応札者が1者, 落札率が99%超の案件【契約の概要】 本業務は, 三の丸尚蔵館の増築に係る建築, 建築設備, 外構, 展示の基本・実施設計及び積算業務を行うとともに, 既存棟の改修に係る建築, 建築設備, 展示の基本設計を行うもの。
意見・質問	回答
· 公募を行った結果, 応募者が1者であった理由は何か。· 技術提案におけるテーマは宮内庁から提示しているのか。	· 参加要件として求める同種の実績がないことから選定される可能性が乏しいと判断したため申し込まなかったのではないかと推察する。· 宮内庁が具体的なテーマを示し, それに対して業者が技術的な提案を行っている。
## 3 ．随意契約の抽出案件 $ ^{②} $

(2)「小栗判官絵巻」保存修理(企画競争型方式)※落札率が100%の案件【契約の概要】 本業務は,皇室用美術工芸品「小栗判官絵巻」のうち巻5及び表紙裂復元を実施するもの。
意見・質問	回答
·企画競争型方式とした理由は何か。·次年度以降の契約はどのように行うのか。·修理が必要な物は他にどれくらいあるのか。	·美術品等の修理にあたり,その相手方を決定する方法は現在この方法が主流であることから採用した。·参加意思のある者の有無を確認し,応募要件を満たす者がいればあらためて企画競争を行うこととしている。·当館で保存管理している美術品のうち,4～5,000点位について順次計画を立てて修理を進めている。
## 3 ．随意契約の抽出案件 ③

(3) 皇居西地区機械設備その他点検保守ほか(不落・不調随意契約)
落札率が99%超の案件
【契約の概要】 本業務は, 宮殿を始めとする施設に設置されている機械設備の運転監視業務及び昇降設備, 冷熱源設備, 電話交換設備, 空調設備, 給水設備, 電気設備, 防災設備, その他設備について保守点検を行うものである。
意見・質問	回答
·每年指名競争応札者数が変わらない理由は何か。·多岐にわたり点検があるが, 業務がまとまりすぎているのではないか。·他の比較的簡易な業務とはどのようなものか。·今後どのような取り組みを行っていくのか。	·指名要件に, 一般競争入札で募集する他の比較的簡易な業務の受注実績を有することとしており, これまでの入札において見直しを行ってきたが, 新規受注者が現れなかったためである。·調達改善として, 複数の契約を可能な限り競争が働く範囲でまとめたものである。·皇居東地区等で点検保守を行う業務である。·皇居東地区等での点検保守業務の入札において, 履行実績要件の見直しを行って新規受注者の出現を図り, 指名競争応札者数の改善につなげたい。
## 論文

# 育児休業給付金と女性の就業 $ ^{*} $

朝井 友紀子・神林 龍・山口 慎太郎 $ ^{*} $

## <要旨>

本稿では、1995年と2001年の育児休業制度の改正が女性の就業継続に及ぼした効果について、Asai（2015）を取り上げて議論する。雇用保険から給付される育休給付金の支給は1995年から開始され、基本給付金と職場復帰給付金をあわせて、出産前平均賃金の25%が支給された。この給付金は2001年に引き上げられ、出産前賃金の40%が支払われた。育休給付金引き上げの恩恵をうけるために、もともと予定していた妊娠・出産の時期を遅らせることが困難であったため、これらの制度変更は母親の就業に対して外生であるとみなせるので、その政策効果を推定することが出来る。制度改正前に出産した女性を対照群、改正後に出産した女性を処置群とし、就業構造基本調査を用いて両者を比較した結果、育休給付金が母親の就業継続を上げたという証拠は得られなかった。育休給付金の引き上げが母親の就業継続を促進しなかった要因の一つには、育児休業後の子育てと就労の両立が難しいことが挙げられる。

JEL Classification Number : J13, J21, J22

Key Words：育児休業制度、育児休業給付金、女性就業率
# Effects of Parental Leave Cash Benefits on The Job Continuity of Mothers

By Yukiko ASAI, Ryo KAMBAYASHI and Shintaro YAMAGUCHI

## Abstract

We discuss the effects of parental leave reforms in Japan in 1995 and 2001 on the job continuity of new mothers by reviewing Asai (2015). Cash benefits for parental leave was first introduced in 1995. The replacement rate was 25% in 1995, and then, raised to 40% in 2001. Because timing childbearing to take advantage of the reforms was unlikely, the reforms can be taken as exogenous for identifying the causal effects. By comparing mothers who gave birth after the reform (i.e. the treatment group) and those who did so before the reform (i.e. the control group), Asai finds no evidence that the reforms increased the job continuity of new mothers. A possible explanation for the null effects is that new mothers find it difficult to raise the family and work after the parental leave.

JEL Classification Number: J13, J21, J22

Key Words: Parental leave, Income Replacement, Female Employment
### 1. はじめに

日本において女性の労働市場での活躍が進まない大きな理由として、出産前後の就業継続率が低いことが指摘されている。OECD Family Database（2011）によると、日本の25歳から49歳の女性の就業率は65.7%で、他のOECD諸国と比較すると約10%ポイント低い。3歳以下の子供を持つ女性に限った就業率は29.8%で、他のOECD諸国と比較して約30%ポイント低い。働く女性の出産前後の就業継続を支援する制度として、育児休業（以下、育休）制度がある。育休制度の利用を促進することは、出産前後の就業継続を容易にし、女性の活躍推進に貢献する可能性がある。

政府は近年、出産前後の就業率を上げるための政策を積極的に実施している。安倍内閣では、男女共に仕事と子育てを容易に両立できる社会を実現させ、女性がその能力を最大限発揮できる環境を作り出すことが、日本の強い経済を取り戻すために不可欠として、女性の活躍推進を成長戦略の一つとして掲げた $ ^{1} $ 。そうした女性就業支援策の一環として打ち出されたものの一つが育児休業制度の改革であり、育児休業期間の3年への延長が議論の俎上に登る一方、育児休業給付金の引き上げが実際に行われた。

育児休業は多くの国で法制化されており、その政策効果はSchonberg and Ludsteck(2014)，Baker and Milligan(2008)，Hanratty and Trzcinski(2009)，Lalive and Zweimuller(2009)，and Lalive et al.（2013）等で検証されてきた。これらの研究では、育児休業制度の効果が社会制度や労働市場環境に依存することを明らかにしてきた。たとえば、女性就業率が低く保育所整備が進んでいないために出産や子育ての機会費用が高い国においては、育休制度に一定の効果が認められている。一方、スウェーデンのLundin et al.（2008）やオランダのBettendorf et al.（2015）が明らかにしたように、女性就業率が高く保育所整備も進んだ社会では、育休制度改革はさらなる就業率の上昇をもたらさなかった。諸外国における研究結果は示唆に富むものの、育児休業制度の効果は社会制度や労働市場環境に依存すると考えられるため、その議論をそのまま日本に適用することはできない。

日本における育休と女性就業の関連を検証した先行研究として、樋口（1994）、滋野・大日（1998）、駿河・張（2003）、今田・池田（2006）、佐藤・馬（2008）等が挙げられる。これらの研究では、企業における育休制度の有無やその利用のしやすさと、女性就業の相関関係を報告しており、非常に興味深い。しかし、こうした相関関係がただちに因果関係を意味するわけではない。就業する意欲のある女性が、育休のある企業もしくは制度を利用しやすい企業を選んで入社している可能性が高いからだ。育休制度が女性就業に及ぼす影響を推定するためには、諸外国における研究同様、外生的な制度変更を利用しなければならない。

本稿では、Asai（2015）を取り上げて、1995年と2001年における育児休業給付金の引き上げが母親の就業継続に与えた影響を議論する。Asai（2015）では、因果関係の識別の
ために、制度改正直前に出産したために育児休業給付金引き上げの対象となった母親と、制度改正直後に出産し給付金引き上げの対象となった母親の両者の就業率を比較している。これに加えて、制度改正前後の労働市場環境の変化を考慮するため、子供のいない女性を対照群にとった差の差法による政策効果の推定も行った。諸外国における研究と比べたAsai（2015）の特徴は、育児休業給付金額そのものの効果のみを取り出した点にある。他国における法改正では、給付金のみならず育休期間も変更されたため、こうした推定は今までに行われてこなかった。

以下では、第2節で日本における育児休業制度の概要を説明し、第3節では制度改正を利用した分析の枠組みを解説する。第4節ではその実証分析の結果を示し、最後の第5節で結論を述べる。

## 2 ．育児休業制度の概観 $ ^{2} $

就労女性の出産前後における就業継続の支援制度として、産前産後休業（以下、産休）と育休があげられる。産休は、出産した就労女性の母体保護のため労働基準法で規定され、産前に42日間、産後に56日間取得することができる。産休中は健康保険から休業前収入の2007年3月以前は60%の額、2007年4月以降は3分の2の額に相当する出産手当金が支給される。出産手当金の対象となるのは、健康保険に加入している労働者である。

産休後に取得できる育休は、育児・介護休業法により規定されている。雇用保険の未加入者、および、労使協定で育休制度の除外とされている以下の3つの条件にあてはまる者は育休給付金の取得権利がない。(i) 勤続1年末満の者、(ii) 申し出の日から1年以内に雇用関係が終了することが明らかである労働者、(iii) 1週間の所定労働日数が2日以下である労働者（雇用保険の適用対象外）。これらに加えて、自营業主、自由業者、家族従業者、会社と雇用関係のない在宅就労・内職、委託労働・請負（雇用関係にない者）も育休の給付金の対象とならない。

育休を取得する女性は、子が1歳になるまでを上限とした休暇を申請することができ、給付金の額は、出産前6か月の平均賃金を基準として支払われる。育休を取得する際には、出産予定日の一か月前までに育児休業申請書と母子手帳を勤務先に提出する。

雇用保険から給付される育休給付金は、休業中に毎月支給される基本給付金と、職場復帰後に一括で給付される職場復帰給付金（月額×休業月数）に分かれている。これに加えて、育休中は企業年金と健康保険料の支払いが免除される。一方、産休の場合、産前はこれらの支払いが免除されないが、産後は免除される。

日本の育休制度は就業継続の促進を目的としているため、育休前後における同一企業での就業継続を証明しなければならない。諸外国では、育休後の就業継続が給付金の受給要
件とされていないため、多くの女性が給付金を受給するものの育休後に転職している。継続就業を給付金受給の要件に課さない場合、給付金のもらい逃げが増えることがノルウェーのデータで示されており（Schone（2004）、Naz（2004））、継続就業を要件に課すことが同一企業での就業継続を促進すると考えられる。

育休制度の法改正をまとめると図表1の通りとなる。職場復帰給付金を受給するためには、職場復帰後に継続して6か月間勤務しなければならない。1992年の制定時点では雇用保険からの給付金支給はなかったが、1995年から開始され、基本給付金と職場復帰給付金をあわせて、出産前平均賃金の25%が支給されていた。2001年には基本給付金の給付率が10%、職場復帰給付金が5%増額された。2005年には一定の条件を満たす期間労働者にまで受給資格者が拡大したことに加え、最大取得可能期間が6ヶ月延長された。2007年の制度改正では、女性の職場復帰を推進することを目的として、職場復帰給付金の給付率が10%から20%に引き上げられた。しかし2010年には職場復帰給付金が廃止され、すべて基本給付金として支給されることになった。

図表 1 育児休業制度の改正の概要

施行年月日	育休給付金給付率	最大取得可能期間	受給資格者
基本給付	職場復帰給付	合計
1992年4月1日	なし	なし	0%	10ヶ月	30人以上の常用労働者を雇用する事業所に勤める常用労働者
1995年4月1日	20%	5%	25%	10ヶ月	常用労働者
2001年1月1日	30%	10%	40%	10ヶ月	常用労働者
2005年4月1日	30%	10%	40%	16ヶ月	常用労働者、条件を満たす期間労働者
2007年4月1日	30%	20%	50%	16ヶ月	常用労働者、条件を満たす期間労働者
2010年4月1日	50%	0%	50%	16ヶ月	常用労働者、条件を満たす期間労働者

（備考）Asai（2015）Table A.1 より作成。

## 3 ．分析の枠組み $ ^{3} $

日本の育休は、子供が一歳になるまで取得することができ、取得後は職場復帰が保障されている。雇用保険から支払われる育休給付金は、休業前平均賃金をもとに支給される。
前節で議論した通り、1995年に休業前賃金の25%の給付金が導入され、2001年には25%から40%に増額された。この際に雇用保障の期間と給付期間に変更は無いことから、育休給付金の効果を推定することができる。

理論的には育休給付金引き上げは母親の継続就業を促進すると考えられる。これは育休後の職場復帰が見込まれる場合にのみ、育休給付金と職場復帰給付金を受給することができるためである。子供が小さいうちは働きたくないと考えている母親でも、給付金が増額されると、働くことの利得が高まるため、より多くの母親が働くようになるだろう。

政策効果を推定するためには、新しい政策の影響を受ける処置群と、影響を受けない対照群を比較することで分析を行う。この際、両者への割り当ては無作為でなければならない。仮に、育休給付金引き上げの恩恵を受けるために、もともと予定していた妊娠・出産の時期を遅らせるようなことがあれば、割り当ては無作為であるとはいえない。しかし、法改正の時期を考えると、そうしたことが行われていたとは考えにくい。2001年1月1日に施行された育休給付金の引き上げの恩恵を受けるには、2ヶ月の産後休業を考慮に入れると2000年10月以降に出産をする必要がある。妊娠期間は約9－10か月であることから、改正の恩恵を受けるには、1999年12月以降に妊娠する必要がある。日経、読売、朝日、毎日の新聞各紙によると、2001年の改正案が提出されたと公表されたのは1999年12月6日であった。対照群の女性たちは1999年11月以前に妊娠しているため、法改正のニュースを知って妊娠時期をずらすことはできなかっただろう。同様に、1995年の改正を新聞各紙が報じたのは1993年12月1日であり、法改正にあわせて妊娠時期をずらせたとは考えにくい。

図表2は、母親の月あたり収入を、休業前賃金の割合（%）で表したものである。横軸は、出産月を0として、出産からの経過月数を表している。母親は、子供がちょうど12か月になるまで育休を取得することができる。出産前1.5か月から2か月の間は、産休手当金が収入の60%を補償する。育休給付金を受給するのは、出産後2か月から11か月の間である。母親は、出産からちょうど12か月目に職場復帰し、6か月の継続就業を経て、18か月目に職場復帰給付金を受給する。点線が1995年の改正前、実線が1995年の改正後、破線が2001年の改正後の給付金額を表す。各線の間のギャップは、改正による給付金増額の大きさである。

Asai（2015）で利用された政策効果の推定モデルのうち、主な2つを紹介する。一つ目のモデルでは、出産3年前に正規就業していた母親を分析対象にする。そのうち、2000年10月から2001年9月に出産した女性は計40%の給付金を受給しており、彼女らを処置群とする。一方、1999年10月から2000年9月に出産した女性は、職場復帰給付金の改正のみに該当し、計30%の給付金を受給しており、彼女らを対照群1とする。これに加えて、1998年10月から1999年9月に出産した女性は計25%の給付金を受給しており、彼女らを対照群2とする。
図表 2 母親の出産前後の月あたり収入の割合

(備考)

1. Asai（2015）Figure 2 より作成。

2. 縦軸は休業前の月あたり収入の割合を示し、横軸は出産月からの経過月数を表す。「Pre-reform」は1995年の改正前、「The 1995 reform」は1995年の改正後、「The 2001 reform」は2001年の改正後の月あたり収入の割合を示す。

処置群と対照群1、処置群と対照群2をそれぞれ比較することで政策効果の推定を行う。具体的には差分法に基づいた次のプロビットモデルを利用する。

$$ P(E_{it}=1)=\phi(\rho\cdot Reform_{t}+X_{it}\beta) $$

被説明変数 $ E_{it} $ は、母親iのt時点における正規就業を表し、母親が育休中である場合も含め正規就業を継続していれば1、離職していれば0をとる。処置変数 $ Reform_{t} $ は、観測値が処置群に属する場合は1、対照群に属する場合は0をとり、その処置効果（政策効果）は $ \rho $ で与えられる。出産3年前時点で評価した母親の学歴、就業年数、企業規模、産業といった諸要素は $ X_{it} $ にまとめられている。

給付金の増額は、離職の有無のみならず、その時期に影響を及ぼした可能性もあるため、出産2年前・出産1年前・出産年・出産1年後の就業継続を被説明変数に取り、政策効果を推定する。分析上、最も注目すべきは出産1年後の就業継続率である。母親は子供がちょうど1歳になるまでに職場復帰する必要があるため、この時点で復帰していなければ離職していることになる。出産2年前から出産1年後の就業継続を被説明変数に取るもう一つの理由は、出産前から処置群と対照群の母親の間に就業継続の差がある場合に、それを観察
するためである。

一つ目のモデルでは法改正の後に出産した母親（処置群）と、その前に出産した母親（対照群）を比較しているが、両者の違いは必ずしも政策の影響のみによるとは言えない可能性がある。法改正と同時期に労働市場環境も変化していれば、両者の差が法改正のものによるのか、労働市場環境の変化によるのか識別ができない。

こうした点に対処するのが、二つ目のモデルである。このモデルでは、父親を追加的な対照群に取る。父親たちは、妻が法改正前に出産したグループと法改正後に出産したグループに分けられる。前者は、対照群1、2と対応する形でさらに二つのグループに分けられる。

次の差の差法に基づいたプロビットモデルを考えよう。

$$ P(E_{it}=1)=\phi(\beta_{1}y_{i}+\beta_{2}\cdot Mother_{i}+\rho\cdot y_{i} Mother_{i}+X_{it}\beta) $$

$ E_{it} $ は、個人 i の t 時点における正規就業継続を表す。 $ y_{i} $ は出産時期で定義されるダミー変数で、個人 i、またはその妻が法改正後に出産しているならば1を、法改正前に出産しているならば0を取る。上で述べたような、労働市場環境の変化の効果は $ \beta_{1} $ 、法改正の効果は $ \rho $ で与えられる。このモデルを、対照群1を利用するケースと、対照群2を利用するケースのおのおのについて推定する。

Asai（2015）では、父親に変えて、子供のいない女性を追加的な対照群に取る分析も行っているが、複雑な手法に従っているので、ここでは割愛する。また、三重差分法による分析も行っているが、同様に複雑になりすぎるため、興味のある読者はAsai（2015）を参照して欲しい。

### 4. 分析結果

図表3は、就業構造基本調査を用いて、2001年改正前後の就業継続率を示した。給付金の増額によって、法改正後に出産した処置群の母親の就業継続率が上昇することが予測されたが、出産2年前から出産1年後の4時点において、法改正前に出産した対照群と大きな差がない。出産3年前には全員が正規就業していたが、出産1年目の時点ですでに約4割が仕事を辞めていることがわかる。また、妻が法改正前後に出産した父親の就業継続率（図表3-(2））からわかる通り、この時期にマクロ労働市場環境における大きな変化は見られない。

母親の学歴、就業年数、企業規模、産業といった諸要因を統制した際の回帰分析の結果は図表4にまとめられている。列（1）は、上の式（1）における政策効果を示している。出産2年前から出産1年後のどれを見ても、処置群と対照群の就業継続率に統計的に有意な差がない。また、列（2）は、上の式（2）で示した差の差法により推定される政策効果
を示している。ここからも、2001年改正が就業継続率を引き上げる効果がなかったことがわかる。

本稿ではその詳細を繰り返さないが、Asai（2015）によると、1995年の改正も母親の就業継続率を引き上げる効果は確認されなかった。育休給付金の引き上げが母親の就業継続を促進しなかった要因の一つには、育児休業後の子育てと就労の両立が難しいことが挙げられる。給付率の引き上げは、子供が1歳になるまでの収入を増加させるが、その後の収入には変化をもたらさない。働きながら育児をするためには、時間的・金銭的に大きなコストがかかることを考えると、1995年の25%ポイント・2001年の15%ポイント程度の給付率の引き上げでは、就業を継続することの利得を大きくは改善しなかったのだろう。

図表 3 2001 年改正前後の就業継続率

(備考)

1. Asai (2015) Figure3。就業構造基本調査 2002 年データより算出。

2. 「法改正後に出産」とは、2000年10月から2001年9月に出産し、計40%の給付金を受給した女性を指す。一方、「法改正前に出産」とは、1999年10月から2000年9月に出産し、職場復帰給付金の改正のみに該当するため計30%の給付金を受給した女性を指す。
図表 4 就業継続率に対する政策の効果

(1)	(2)	(1)	(2)
差分モデル	差の差法（父親）	差分モデル	差の差法（父親）
出産2年前	0.0092	0.0094	0.0083	0.0097
(0.0171)	(0.0173)	(0.0167)	(0.0169)
出産1年前	0.0195	0.0187	0.0418	0.0476
(0.0237)	(0.0247)	(0.0235)	(0.0240)
出産年	0.0070	0.0094	-0.0030	0.0073
(0.0212)	(0.0236)	(0.0216)	(0.0233)
出産1年後	0.0039	0.0023	-0.0133	-0.0017
(0.0205)	(0.0235)	(0.0209)	(0.0233)
標本数	2691	6806	2722	6793

(備考)

1. Asai (2015) Table 1.

2. 処置群は2000年10月から2001年9月に出産した女性（計40%の給付金を受給）、対照群1は1999年10月から2000年9月に出産した女性（職場復帰給付金の改正のみに該当、計30%の給付金を受給）、対照群2は1998年10月から1999年9月に出産した女性（計25%の給付金を受給）を指す。すべてのモデルで属性のコントロールをしている。

### 5. 結論

本稿では Asai（2015）を取り上げ、育児休業給付金が母親の継続就業におよぼす影響について議論した。相関関係を取り上げることが多かったこれまでの日本の研究に比べ、因果関係の識別に注意を払い、法改正を利用して政策効果を推定している点が新しい。その結果、1995年、2001年の育休給付金の引き上げが母親の継続就業を促進したという証拠は得られなかった。

では、育児休業制度のもう一つの柱である復職保証も母親の継続就業に対して効果がないのだろうか。Yamaguchi（2016）は、この点について分析を試みている。Asai（2015）や諸外国の研究と異なり、Yamaguchi（2016）は構造推定と呼ばれる手法を用い、経済理論に基づくモデルを推定し、推定されたモデルのシミュレーションにより政策効果を推定している。その結果によると、1年間の育児休業期間は母親の就業を大きく上昇させることがわかった。しかし、それを3年間に延長したとしてもほとんど追加的な効果は得られないことも示されている。Asai（2015）の結果と合わせて考えると、現行制度のさらなる改革はそれほど大きな女性就業率の上昇に結びつかないのではないか。

女性就業率を高める可能性のあるもう一つの政策は、認可保育所整備の促進である。待機児童問題としてよく知られているように、保育所不足は母親の就業継続を困難にしていると言われている。認可保育所の整備と母親の就業の関係については、朝井・神林・山口