Silviase/jgov_v1.4_full_ann huggingface dataset:
は同等になるはずである。しかし、金融危機等で市場がフリーズした状況では、もし有利子負債に金融機関借入が含まれていれば、金融機関とのリレーションを維持している実質無借金企業の方が迅速に資金調達できる分、有利になる可能性があるからである。また、M&Aなどを含む大型の投資機会がふいに出現した場合に、機動的に決断できるのも手元流動性の豊富な実質無借金企業の方であろう $ ^{4} $ 。

以上2つの観察事実を踏まえ、本稿においては2008年以前と2009年以降で推計期間を分割し、投資関数の推計結果を比較することとする。

### 2.3 実証分析の枠組み

中村（2014）およびNakamura（2016）と同様、本稿においても、日本の上場企業の有価証券報告書に基づくミクロデータを用いて、トービンのq型の投資関数に、上記仮説の検証に用いる諸変数、そして企業規模や産業ダミー、年度ダミーなどのコントロール変数を加えたものを推定し、設備投資（国内の有形固定資産投資）を抑制している要因を探る。

推定に使用するデータセットは、主として日本政策投資銀行「企業財務データバンク」に収録された東証一部・二部上場企業の有価証券報告書データ（単体決算）に基づいて作成されている $ ^{5} $ 。

分析対象は、財務指標の特殊性が顕著な産業や、q 理論の前提である完全競争の仮定が成立しにくい規制産業を除いた、製造業、建設業、卸売・小売業（旧・9大総合商社を除く）、不動産業、サービス業の5業種に属する企業のうち、中村・福田（2013）で定義された「ゾンビ企業」の基準に1995年度以降2010年度までの間に1回以下しか該当しなかった「優良企業」とし $ ^{6} $ 、分析期間は「ゾンビ企業」の大半が復活した2004年度以降、直近（2013年度）までの期間とする $ ^{7} $ 。「ゾンビ企業」の基準に1回該当した企業も分析対象に含めたのは、公開情報のみによる判定の限界（誤認の可能性）を考慮したことや、サンプル数の確保に加え、リーマンショック時に「ゾンビ」状態（流動性逼迫）を経験した企業とそうでない企業の、2009年以降の投資行動の違いを検証するという目的もある。
各企業の資本ストックデータは、外木他（2010）の方法に準拠しつつ、建物、構築物、機械装置、船舶（航空機を含む）、車両運搬具、工具器具備品の分類ごとに、1977年度以前から存在する企業については1977年度を、それ以降に上場した企業については『企業財務データバンク』にデータが初めて収録された年度をベンチマーク・イヤーとする恒久棚卸法により作成し、その値を合計して求めている。設備投資額Iは、「資本財の新規取得額」から「売却・除却設備の残存時価」を差し引いたものとして定義されるが、データの制約から「売却・除却設備の残存時価」の部分については会計上の恒等式から逆算した売却・除却額の簿価をそのまま使用する方法を採用した。

トービンの q 型の投資関数については、財務データとの対応関係に配意して展開された外木他（2010）の2つの離散時間モデルのうち、先行研究と同様、「期首モデル」の想定（投資率 I/K の説明変数として当期首＝前期末の q-1 が対応する）を置く。理論的にはこの q-1 が十分統計量となるが、実証分析の世界では強い説明力を持つことの多い、投資率 I/K のラグ項と資本ストックで基準化したキャッシュフロード CF/K も基本的な変数として組み込む。トービンの q は、以下の式により算出したものを用いる $ ^{8} $ 。

## 株式時価総額＋負債簿価－資本ストック以外の保有資産簿価 資本ストックの再調達価額

中村（2014）およびNakamura（2016）では、調整費用関数の次数が2ではない可能性を考慮して対数線形の定式化を採用したが、その結果 $ I/K $ 、q-1、 $ CF/K $ のいずれかが0以下のサンプルは、自動的に分析対象から除外されていた。このことは、優良企業を分析対象とする観点からは大きな支障ではないと考えられる半面、投資機会（q）の縮小が投資の低迷をもたらしている可能性を考慮する上では多くの情報が失われているとの指摘もあり得た。そこで本稿では、調整費用関数の次数が2であるとの仮定から導かれる一般的な線形の定式化を採用することによって、中村（2014）およびNakamura（2016）で得られた結果の頑健性をチェックしつつ、情報損失の懸念に対応することとした。q-1以外の説明変数についても、あり得べき内生性の問題を緩和するため1期のタイムラグをとることにすれば、推計式は次のように要約できる。

$$ \begin{aligned}\frac{I_{t}}{K_{t}}=&\alpha+\beta_{0}\frac{I_{t-1}}{K_{t-1}}+\beta_{1}(q_{t-1}-1)+\beta_{2}\frac{CF_{t-1}}{K_{t-1}}+\sum_{j}\beta_{3j}DUMZL_{j,t-1}+\sum_{k}\beta_{4k}CG_{k,t-1}\\&+\beta_{5}REST_{t}+\sum_{l}\beta_{6l}CONTROL_{l,t}+\varepsilon_{t}\end{aligned} $$
ただし、DUMZLは無借金に関するダミー変数群、CGは企業統治に関する変数群、RESTは社内の事業再編に関する変数、CONTROLは企業規模など他のコントロール変数群を表す。推計手法については、時間変動の比較的少ないダミー変数を多用することから、パネル分析は採用せず、産業効果と時点効果をダミー変数でコントロールすることとした。また、内生変数をラグ付き変数とすることは必ずしも内生性がもたらすバイアスの解決につながらないとの指摘もあることから、上式をOLSではなく、次節で詳述するように、操作変数を利用して内生性をコントロールするGMM（一般化モーメント法）によって推定した $ ^{9} $ 。

## 3 ．説明変数とデータ特性

### 3.1 說明変数

本節では、2.1 項で詳述した保守的な投資・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、を検証するための説明変数と、符号条件について説明する。

まず、無借金に関するダミー変数群 DUMZL に関しては、純有利子負債残高（有利子負債残高－現預金残高）を資本ストックで除した値 NDK（NDKが負値をとる場合はネットキャッシュ・ポジションすなわち実質無借金状態にあることを示す）が、投資率に対して非線形な影響を与える可能性を考慮するため、NDKの値に応じて、NDK＜－0.5、－0.5≤NDK＜－0.3、－0.3≤NDK＜－0.1、－0.1≤NDK＜0.1、の4つのダミー変数を用いる（順にそれぞれ「純有利子負債ダミー1、2、3、4」と呼ぶことにする）。ここで、各ダミー変数の係数は、0.1≤NDKのサンプルをベンチマークとした時の相対的な設備投資への影響度を示すことになる。NDKが負の領域に対応する「純有利子負債ダミー1、2、3」が負に有意であることは、実質無借金企業の方がそうでない企業よりもむしろ投資を抑制しているという点で第1と第2の動機の証拠となりうる（逆に、これらの変数が有意でなければ、第3の動機が示唆される）。さらに第1と第2の動機を識別するためには、－0.1≤NDK＜0.1に対応する「純有利子負債ダミー4」が重要な役割を果たす。すなわち、第2の動機にとっては、NDKが小さい（ネットキャッシュ・ポジションが大きい）ほど望ましいものの、それがマイナスであるかプラスであるかに決定的な意味はない。他方、第1の動機に関
しては、無借金というステータスに重要な意味があるため、 $ -0.1 \leq NDK < 0.1 $ という、NDK がプラスかマイナスか（実質無借金か否か）の瀬戸際にある企業においては投資を抑制して財務余力を増やす誘因が大きいと考えられる。したがって、「純有利子負債ダミー4」に関しては、負に有意であれば第1の動機が支持され、そうでなければ第2、第3の動機と整合的な結果となる $ ^{10} $ 。

無借金に関する変数としては、もう1つ完全無借金ダミーを追加する。実質無借金が設備投資に対して有意にマイナスであることを前提として、実質無借金の特殊ケースである完全無借金状態（有利子負債残高がゼロ）であることが、追加的に有意なプラスの効果を持つかどうかが、次の理由により第1の動機と第2の動機との識別材料となる $ ^{11} $ 。すなわち、同じ純有利子負債残高（負値）のレベルであれば、現預金を有利子負債の返済に使って完全無借金状態を実現するか、有利子負債を両建てで温存するかの選択は、第1の動機とはほとんど関係がない。しかし、完全無借金を実現して金融機関や資本市場との関係をクリアすることは、金融危機による流動性逼迫やM&A、企業再編等のために急に巨額のリスクマネーが必要になった場合に、（同じ純有利子負債残高（負値）の企業と比べて）資金調達上不利になる可能性がある。それでも完全無借金を選択しているということは、第2の動機すなわち予備的貯蓄動機の弱い企業であると考えられる。したがって、完全無借金ダミーが有意にプラスであることは、第2の動機が設備投資に影響を与えている証拠と言える。

なお、本稿では1995～2010年度までの間に一時的ショックの影響などで「金融支援」の基準に過去に1回のみ該当した企業は「ゾンビ企業」とは見なさず、「優良企業」に含めている $ ^{12} $ 。しかし、このような一時的ショックによる流動性逼迫の経験は、予備的貯蓄に対するニーズを高めることが予想される。したがって、「金融支援」の基準に該当した年度以降を1とするダミー変数を作成し（経営危機後ダミー）、説明変数に追加する。この変数が設備投資に対して有意に負の影響を持つことを検証できれば、第1の動機と第2の動機とのもう1つの識別材料となる。
企業統治に関する変数群 CG に関しては、社長の持つ権限や情報量が小さいと考えられる場合に 1 をとるダミー変数（社長 lowpower ダミー）、社長が内部出身者（いわゆる生え抜き）である場合に 1 をとるダミー変数（社長内部出身ダミー）、株主構成に関する 4 変数（金融機関持株比率、事業法人持株比率、海外持株比率、十大株主持株比率）を導入する $ ^{13} $ 。社長 lowpower ダミーとは、具体的には、社長の役員内における序列が 2 位以下であるか、役員内に相談役、名誉会長など会長、社長以外の権力の存在を暗示するポストが存在するか $ ^{14} $ 、いずれかを満たす場合に 1 をとるダミー変数である。社長より上位に位置する会長や、上位でなくても相談役等のポストに就く役員は、多くの場合社長経験者で、かつ社長時代に大きな功績をあげた人物であり、社長と同等ないしそれ以上の権限、情報量を持つと考えられる。このような役員構成のもとでの社長は、そうでない場合に比べて、大胆な経営上の意思決定を行うpower に乏しい（low power である）と考えられる $ ^{15} $ 。

社長が内部出身であることは、企業の成長よりも存続に対する選好が高く（第1の動機）、社内のしがらみも多い（第3の動機）という両面で、過小投資の背景になるため、マイナスに有意であれば第1と第3の動機と整合的であり、そうでなければ第2の動機が示唆される。他方、第1と第3の動機を識別する上では、社長 lowpower ダミーが重要な役割を果たす。すなわち、社長の権力・情報量が強ければ内部資金市場の歪みによる過小投資は生じにくいため、社長 lowpower ダミーがマイナスに有意であれば第3の動機の存在が示唆される。逆に第1の動機が優位であれば、平穏無事を目指す社長の権力の強さは、少なくとも過小投資を弱める方向には働かないと考えられる。

株主構成に関しては、外国人や大株主の持株比率（海外持株比率、十大株主持株比率）が高いことは、社長や役員に対する株主からのプレッシャーの強さを、株式持ち合いの代理変数としての事業法人持株比率や銀行等とのリレーションの代理変数としての金融機関持株比率は株主からのプレッシャーの弱さを示すと考えられる $ ^{16} $ 。株主
あるいは株式市場からのプレッシャーの弱さが過小投資の背景になる点は、第1と第3の動機に共通しているため、外国人や大株主の持株比率（事業法人持株比率や金融機関持株比率）が設備投資に対して有意にプラス（マイナス）であれば第1と第3の動機と整合的であり、そうでなければ第2の動機が示唆される。特に、金融機関持株比率が高い企業は、銀行等とのリレーションが強い分、予備的貯蓄の誘因が小さい可能性がある。したがって金融機関持株比率の係数が有意にプラスであれば、第2の動機が強く示唆されると言える。

社内の事業再編に関する変数 REST としては、固定資産処分損と減損損失の和を資本ストックで基準化した値を用いた。将来の事業価値の毀損を見積もって資産評価額に反映させる減損損失の計上や、実際に遊休資産の売却・除却を行い損失を確定することは、非効率化した社内の「ゾンビ事業」を整理する動きとある程度連動しているはずである。したがって、この変数が設備投資に対して有意にプラスの影響を持つとすれば、それは第3の動機によって投資が抑制されていた証拠と解釈することができる $ ^{17} $ 。

その他のコントロール変数群 CONTROL としては、2000 年代半ば以降に一段と進展した企業の海外展開との関係をコントロールするため、関連会社資産増加額を資本ストックで基準化した値を、また M&A（のれんの計上）やソフトウェア投資などとの関係をコントロールするため、無形固定資産増加額を資本ストックで基準化した値を、それぞれ説明変数に加えた。海外展開も無形固定資産も、被説明変数である国内の有形固定資産投資との間には、代替関係（符号はマイナス）、補完関係（符号はプラス）のいずれの可能性も指摘される。また、企業規模の代理変数として従業員数と総資産簿価の対数値、企業のライフサイクルに関する変数として社齢（設立後の経過年数）の対数値もコントロール変数に加えた。

以上の諸変数の符号条件と各仮説との関係については、図表5にまとめられている。
## 図表 5 保守的な投資・財務行動の 3 つの動機に関連する諸変数の想定符号条件について

第1の動機：経営者の保身・リスク回避

第2の動機：将来の流動性不足や投資機会に備えた予備的貯蓄

第3の動機：企業内「ゾンビ事業」の存在などの内部資金市場の歪み

被說明変数：投資率 I/K

第1の動機	第2の動機	第3の動機
純有利子負債ダミー1	-	-
純有利子負債ダミー2	-	-
純有利子負債ダミー3	-	-
純有利子負債ダミー4	-
完全無借金ダミー	+
経営危機後ダミー	-
社長lowpowerダミー	-
社長内部出身ダミー	-	-
金融機関持株比率	-	+	-
事業法人持株比率	-	-
海外持株比率	+	+
十大株主持株比率	+	+
固定資産処分減損損失/K	+

### 3.2 外れ値処理とデータ特性

外木他（2010）は、1990年代後半以降、ソフトウェアや情報サービス業などを中心に、有形固定資産の保有額が小さく、企業価値との関連性も希薄な企業が増加し、トービンのqの外れ値が目立つことを指摘した。こうした企業は、有形固定資産が企業価値の源泉であることを前提とした伝統的なq理論の枠組みで分析することが困難なため、以下の分析では、qが10を超えるか、もしくは負の値をとるサンプルを外れ値として除外した。また、合併や分社化など企業再編、持株会社化などによってデータの連続性が失われるケースも近年増加している。そこで、総資産簿価について前期比が2倍超もしくは0.5倍未満の数値を示したサンプルも除外した。さらに、海外展開を大きく進めた企業では、単体決算と連結決算の乖離が大きくなっており、単体決算データに基づく本稿の分析枠組みでは実態を把握できないケースが増えてい
ることも事実である。このため、総資産および売上高の連単倍率がいずれも2倍超のサンプルも除外することとした。次節以降では、以上の外れ値処理を行った後のサンプルについて投資関数の推定を行う。全推計期間（2004～13年度）、前半期（2004～08年度）、後半期（2009～13年度）それぞれの基本統計量は、図表6の通りである。

投資率 I/K の平均値は、前半期の 0.096 から後半期に 0.084 へと、トービンの q から 1 を差し引いた値（1期ラグ値）の平均値は、前半期の 1.295 から後半期の平均値が 0.597 へと、いずれも低下している（平均値の差の検定はいずれも 1% 水準で有意）。これに対し、CF/K（1期ラグ値）の平均値は、わずかに低下しているが、その差は 10% 水準でも有意ではない。つまり、次節の投資関数の推計結果においてはクロスセクションの変動や年度ダミーの陰に隠れて見えなくなってしまうが、時系列の変化で見る限り、投資率の低下はある程度、q で見た投資機会の減少に起因したものであると言うことができる。これは、資金循環統計を用いて、先進 6 カ国（米仏独伊日英）の企業部門の貯蓄過剰が、金融環境や企業のリスク回避姿勢などよりも投資機会の減少を反映したものであるという Gruber and Kamin（2015）の結論とも整合的である。

無借金経営に関しては、純有利子負債/Kが−0.5未満という最も財務状態の「良い」カテゴリー（純有利子負債ダミー1）が全期間を通したサンプルの2割を超えており、完全無借金企業も2割弱に達している。ただし、前半期と比較すると後半期はこれらの比率が若干低下している。

### 4. 推計結果

### 4.1 内生変数の特定および操作変数の選択

投資関数の推定にあたっては、全期間・全産業のサンプル全体をベンチマークとし、以下の要領で内生変数の特定および操作変数の選択を行った。まず、内生変数である可能性が先験的に比較的高いと考えられる、q-1、CF/K、純有利子負債ダミー1～4および完全無借金ダミーの計7変数を内生変数とし、利益剰余金/K、配当/K、棚卸資産簿価/Kおよび総資産の連単倍率の1期ラグならびにq-1およびCF/Kの2期、3期ラグ、純有利子負債ダミー1～4および完全無借金ダミーの2期ラグの計13変数を操作変数としてGMM推定を行い、各内生変数について内生性に関するDurbin-Wu-Hausman検定を行ったところ、当該変数が外生であるという帰無仮説が5％水準で棄却されたのはq-1のみであった。この結果を踏まえて、内生変数はq-1と、(理論上の想定と異なり)qに含まれない将来の投資機会に関する情報を含
图表 6 基本統計量

l/K
:被說明変数	q-1	CF/K	純有利子負債ダミー1(純有利子負債/K<-0.5)	純有利子負債ダミー2(-0.5純有利子負債/K<-0.3)	純有利子負債ダミー3(-0.3純有利子負債/K<-0.1)	純有利子負債ダミー4(-0.1純有利子負債/K<-0.1)	完全無借金
ダミー	経営伝機後
ダミー	ln社長年齢	社長lowpower
ダミー
2004-13年度(N=4538)
平均值	0.091	1.002	0.299	0.203	0.071	0.110	0.146	0.191	0.154	4.097	0.543
中央值	0.079	0.308	0.230	0.000	0.000	0.000	0.000	0.000	0.000	4.118	1.000
標準偏差	0.116	1.968	0.330	0.403	0.257	0.313	0.353	0.394	0.361	0.118	0.498
2004-08年度(N=2633)
平均值	0.096	1.295	0.303	0.207	0.074	0.122	0.143	0.202	0.127	4.097	0.532
中央值	0.082	0.573	0.231	0.000	0.000	0.000	0.000	0.000	0.000	4.115	1.000
標準偏差	0.103	2.108	0.326	0.405	0.263	0.327	0.350	0.402	0.333	0.116	0.499
2009-13年度(N=1905)
平均值	0.084	0.597	0.293	0.198	0.067	0.093	0.149	0.176	0.191	4.096	0.557
中央值	0.076	0.023	0.228	0.000	0.000	0.000	0.000	0.000	0.000	4.119	1.000
標準偏差	0.131	1.673	0.335	0.399	0.250	0.291	0.356	0.381	0.393	0.120	0.497

注：1. 説明変数はすべて1期ラグ值. 2. 外れ値を除外後.
む可能性が高い CF/K、の2変数に絞った。サンプル分割のセッティングによっては、全ての変数について外生性が棄却されず OLS が示唆される場合や、より多くの内生変数が示唆される場合もあったが、相互比較の観点から内生変数は上記の2変数で統一した。操作変数は、利益剩余金/K、配当/K、棚卸資産簿価/Kおよび総資産の連単倍率の1期ラグならびに q-1 および CF/K の2期、3期ラグの計8変数として GMM 推定を行い、過剰識別制約検定が10%水準で棄却された場合は、棄却されなくなるまで1期ラグの変数を1つずつ除外して適切な操作変数セットを探索した。

### 4.2 ベースライン・ケースの推計結果（推計期間 2004～13 年度）

まず、全推計期間を通じた推計結果に基づき、最近10年間の全般的な設備投資行動の傾向を、全産業を含むサンプル全体に加え、製造業と非製造業に2分割した場合、輸出産業と非輸出産業に2分割した場合 $ ^{18} $ 、それぞれを比較しつつ見ていく（図表7）。

まず、投資関数の基本的変数について見ると、前節で時系列の変化を概観した際とは対照的に、q-1が全く有意でないのに対し、CF/Kは内生性をコントロールしてもなお、輸出産業を除く全てのケースでプラスに有意である点が目を引く。裏を返せば、qによって説明される投資の変動の大半は、時点効果や産業効果でもとらえられるマクロレベルあるいはセミマクロレベルのショックに対応するものであったということになる。

次に、保守的な投資・財務行動の背景として想定した3つの動機に関連する変数群の結果を見る。全産業をプールした推計結果では、純有利子負債残高ダミー1および3の係数がマイナスに有意であり、実質無借金を達成している企業において、ベンチマークである純有利子負債の資本ストックに対する比率が+0.1以上の企業と比較して、むしろ投資が抑制されていたことがわかる。産業別に推計した場合でも、いずれか一方の係数はマイナスに有意であり、全産業よりは弱いが、同様の傾向は認められる。これは、CF/Kがプラスに有意であることとともに、中村（2014）やNakamura（2016）が指摘した「疑似資金制約」現象を示唆しており、保守的な投資・財務行動の第1の動機および第2の動機と整合的な結果である。そこで、第1の動機と第2の動機を識別するポイントとなる変数を見ると、経営危機後ダミーがロバストにマイナスで有意に推定されており、第2の動機を強く支持していることが目を引く。その他の変数では、第1の動機を示唆する点として海外持株比率がプラスで有意であるが、
注：1. 説明変数はすべて1期ラグ値。 2. 純有利子負債高/Kがベースカテゴリーとなっている。 3. 係数推計値は，q-1およびCF/Kを内生変数，利益剩余金/K，配当/K，棚卸資産導価/K，および総資産の連単倍率の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値脇の記号は，**が5%水準，*が10%水準で有意であることを示す。

図表 7 投資関数の推定結果：全期間（2004～13）

被说明变数:1K	全匯業	製造業	非製造業	輸出匯業	非輸出匯業
保数推計值	p值	保数推計值	p值	保数推計值	p值	保数推計值	p值	保数推計值	p值
1/K	0.0879	0.000 **	0.1237	0.000 **	0.0652	0.014 **	0.1546	0.000 **	0.0707	0.001 **
q-1	-0.0022	0.281	0.0006	0.779	0.0027	0.536	0.0008	0.718	-0.0009	0.775
CF/K	0.0359	0.001 **	0.0387	0.055 *	0.0358	0.011 **	0.0351	0.106	0.0367	0.003 **
純有利子負債ダミー1(純有利子負債K<-0.5)	-0.0087	0.095 *	-0.0075	0.197	-0.0186	0.060 *	-0.0109	0.121	-0.0124	0.098 *
純有利子負債ダミー2(-0.5純有利子負債K<-0.3)	-0.0062	0.356	-0.0097	0.163	-0.0059	0.709	-0.0094	0.146	-0.0096	0.451
純有利子負債ダミー3(-0.3純有利子負債K<-0.1)	-0.0079	0.070 *	-0.0090	0.050 *	-0.0094	0.397	-0.0129	0.020 **	-0.0042	0.557
純有利子負債ダミー4(-0.1純有利子負債K<0.1)	-0.0073	0.131	-0.0070	0.177	-0.0108	0.292	-0.0079	0.207	-0.0056	0.368
完全無借金ダミー	0.0010	0.809	-0.0045	0.317	0.0093	0.297	0.0032	0.494	0.0007	0.922
經營危機後ダミー	-0.0199	0.001 **	-0.0253	0.000 **	-0.0165	0.094 *	-0.0139	0.012 **	-0.0254	0.023 **
ln社長年齢	0.0038	0.798	0.0274	0.105	-0.0330	0.224	0.0529	0.018 **	-0.0308	0.122
社長lowpowerダミー	0.0010	0.759	0.0009	0.800	0.0059	0.388	0.0086	0.023 **	-0.0068	0.185
社長內部出身ダミー	0.0005	0.920	-0.0037	0.394	0.0066	0.603	-0.0037	0.476	0.0002	0.985
金融機関持債匯比率	0.0544	0.005 **	0.0540	0.005 **	0.0508	0.319	0.0485	0.035 **	0.0506	0.108
事業法人持債匯比率	0.0341	0.049 **	0.0355	0.061 *	0.0009	0.978	0.0416	0.100	0.0263	0.264
海外持債匯比率	0.0632	0.008 **	0.0417	0.065 *	0.0564	0.303	0.0614	0.019 **	0.0598	0.118
十大株主持債匯比率	0.0244	0.176	0.0301	0.155	0.0490	0.153	-0.0086	0.723	0.0378	0.148
固定資源処分減損失/K	-0.0571	0.003 **	-0.0446	0.322	-0.0366	0.115	0.0059	0.919	-0.0548	0.009 **
閲道会社資源処分/K	0.0102	0.060 *	0.0143	0.068 *	0.0051	0.534	0.0045	0.584	0.0082	0.163
無形資源処分/K	-0.0168	0.672	-0.0752	0.249	0.0114	0.819	-0.0966	0.185	0.0052	0.910
ln匯業員数	0.0113	0.000 **	0.0202	0.000 **	0.0045	0.263	0.0184	0.000 **	0.0107	0.002 **
ln総資産匯価	-0.0143	0.000 **	-0.0240	0.000 **	-0.0032	0.636	-0.0202	0.000 **	-0.0134	0.011 **
ln社債	-0.0226	0.004 **	-0.0182	0.020 **	-0.0180	0.335	-0.0226	0.027 **	-0.0178	0.137
定數項	yes	yes	yes	yes	yes	yes	yes	yes	yes	yes
年度ダミー	yes	yes	yes	yes	yes	yes	yes	yes	yes	yes
匯業ダミー	yes	yes	yes	yes	yes	yes	yes	yes	yes	yes
観察数	4538	3222	1316	2207	2331	2331	2331	2331	2331	2331
過剰識別制勅定のp値	0.172	0.242	0.193	0.198	0.114	0.114	0.114	0.114	0.114	0.114
他方で第2の動機を示唆し第1（および第3）の動機と整合的でない点として金融機関持株比率がプラスで有意に推定されており、それ以外は有意でないか符号条件を満たさない。以上の諸点を総合すれば、2000年代半ば以降の保守的な投資・財務行動の背景として第2の動機すなわち予備的貯蓄の動機が存在した可能性は高い。ただし、2009年前後で投資行動に何らかの構造変化が起きていたのだとすれば、上述の結果は、異なる投資行動の特徴を混合したものに過ぎないかも知れない。

### 4.3 投資行動の構造変化の検証（2009年前後でサンプル期間を分割した推計結果）

そこで、次にサンプル期間を2004～08年度（前半期）と2009～13年度（後半期）とに分割して投資関数を推計した。まず、前半期の推計結果を図表8-1で見る。

投資関数の基本的変数に関しては、q-1が全く有意でないのに対し、 $ CF/K $ が高い説明力を持つ点では、10年間を通じた推計結果と同様である。ただし、細かく見ると $ CF/K $ について次のような違いが見られる。まず、10年間トータルの推計では有意でなかった輸出産業が有意となり、代わって非製造業が有意ではなくなっている。加えて、係数の推計値も製造業で0.1335、輸出産業で0.1240と、有意でない非製造業、有意であるが0.0462である非輸出産業に比べて、顕著な大きさとなっている。10年間トータルの推計において、 $ CF/K $ の係数が有意であった製造業、非製造業、非輸出産業の推計値が押しなべて0.04弱に過ぎなかったことも踏まえれば、前半期の製造業、とりわけ輸出産業におけるキャッシュフローの設備投資に対する影響力はかなり強いものであったと言える。

次に、保守的な投資・財務行動の背景として想定した3つの動機に関連する変数群について見ると、純有利子負債残高ダミー1もしくは3が非輸出産業を除いてマイナスで有意に推計されている点は10年間トータルの結果と概ね同様であるものの、10年間トータルでは全く有意でなかった純有利子負債残高ダミー4の係数が、輸出産業を除いてマイナスで有意に推計されている点は明らかに異なっている。これは、第1の動機（経営者の保身）による投資抑制の可能性を示唆する重要な判断材料となる。他方、10年間トータルでは全てのケースでマイナスに有意であった経営危機後ダミーが、前半期においては製造業、輸出産業で有意でなくなっている。これは、第2の動機（予備的貯蓄）による投資抑制の可能性が10年間トータルほどには強く支持されないことを示している。以上を総合すれば、予備的貯蓄の側面もあるものの、それ以上に実質無借金のような良好な財務状態を達成もしくは維持したいという経営者の動機が投資行動を抑制し、あるいは輸出産業を中心とする製造業において投資のキャッシュフロー感応度を高めるといった形で、疑似資金制約現象が広範に見られたのが前半期の特徴であると言える $ ^{19} $ 。
図表 8-1 投資関数の推定結果：前半期（2004～08）

被说明变数:UK	全藥業	製造業	非製造業	輸出藥業	非輸出藥業
係数推計值	p值	係数推計值	p值	係数推計值	p值	係数推計值	p值	係数推計值	p值
I/K	0.1053	0.000 **	0.1107	0.000 **	0.0653	0.027 **	0.1331	0.000 **	0.0760	0.006 **
q-1	0.0003	0.906	-0.0044	0.258	0.0065	0.190	-0.0043	0.287	0.0025	0.520
CF/K	0.0440	0.018 **	0.1335	0.002 **	0.0240	0.129	0.1240	0.010 **	0.0462	0.015 **
純有利子負債ダミー1(純有利子負債/K<-0.5)	-0.0088	0.183	-0.0107	0.196	-0.0236	0.048 **	-0.0152	0.142	-0.0155	0.101
純有利子負債ダミー2(-0.5純有利子負債/K<-0.3)	-0.0068	0.385	-0.0043	0.557	-0.0182	0.398	-0.0115	0.187	-0.0059	0.660
純有利子負債ダミー3(-0.3純有利子負債/K<-0.1)	-0.0120	0.029 **	-0.0110	0.076 *	-0.0207	0.102	-0.0171	0.017 **	-0.0057	0.534
純有利子負債ダミー4(-0.1純有利子負債/K<0.1)	-0.0138	0.051 *	-0.0149	0.062 *	-0.0226	0.093 *	-0.0140	0.151	-0.0191	0.022 **
完全無儲金ダミー	-0.0002	0.973	-0.0043	0.471	0.0043	0.695	0.0022	0.741	-0.0009	0.915
経営危機後ダミー	-0.0143	0.018 **	-0.0058	0.363	-0.0266	0.041 **	-0.0068	0.380	-0.0213	0.023 **
In社長年齢	0.0162	0.441	0.0484	0.064 *	-0.0215	0.496	0.0653	0.063 *	-0.0265	0.307
社長lowpowerダミー	0.0025	0.544	0.0055	0.223	0.0060	0.490	0.0067	0.210	-0.0025	0.667
社長内部出身ダミー	-0.0086	0.105	-0.0072	0.197	-0.0056	0.611	-0.0080	0.225	-0.0096	0.236
金融機関持拡比率	0.0830	0.001 **	0.1038	0.000 **	0.0305	0.533	0.0770	0.015 **	0.0839	0.015 **
事業法人持拡比率	0.0345	0.127	0.0736	0.006 **	-0.0592	0.144	0.0548	0.118	0.0127	0.662
海外持拡比率	0.0674	0.027 **	0.0586	0.070 *	0.0636	0.307	0.0882	0.025 **	0.0340	0.443
十大検主持拡比率	0.0384	0.107	0.0092	0.732	0.1206	0.005 **	0.0211	0.548	0.0516	0.099 *
固定資産処分減損失/K	-0.0395	0.068 *	-0.0809	0.134	-0.0157	0.523	0.0189	0.778	-0.0439	0.060 *
関連会社資産増加/K	0.0049	0.448	0.0113	0.096 *	0.0045	0.707	0.0024	0.872	0.0009	0.896
無形資産増加/K	-0.0323	0.473	-0.0667	0.418	-0.0202	0.721	-0.0112	0.896	-0.0485	0.345
In従業員数	0.0086	0.002 **	0.0144	0.000 **	0.0039	0.516	0.0151	0.001 **	0.0066	0.078 *
In総資産増価	-0.0132	0.000 **	-0.0194	0.000 **	-0.0057	0.379	-0.0195	0.000 **	-0.0106	0.025 **
In社齢	-0.0180	0.080 *	-0.0177	0.020 **	0.0058	0.821	-0.0151	0.098 *	-0.0162	0.311
定数項	yes	yes	yes	yes	yes	yes	yes	yes	yes	yes
年度ダミー	yes	yes	yes	yes	yes	yes	yes	yes	yes	yes
産業ダミー	yes	yes	yes	yes	yes	yes	yes	yes	yes	yes
観察数	2633	1867	766	1265	1265	1265	1265	1265	1265	1265
過剰識別制約検定のp値	0.219	0.810	0.171	0.510	0.171	0.510	0.171	0.510	0.171	0.510

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タ-は，01純有利子負債残高/Kがベ-スカテゴリーとなっている。 3. 係数推計値は，q-1およびCF/Kを内生変数，利益剩余金/K，配当/K，棚卸資産導価/K，および総資産の連単倍率の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値脇の記号は， $ ^{**} $ が5%水準， $ ^{*} $ が10%水準で有意であることを示す。
続いて、日本政策投資銀行の設備投資計画調査における大幅な減額修正傾向など、投資・財務行動に構造変化があった可能性も考えられる後半期（2009～13年度）の推計結果を図表8-2で見る。

投資関数の基本的変数に関しては、q-1はやはり全く有意でないが、 $ CF/K $ も製造業、輸出産業では有意でなくなっている。さらに、保守的な投資・財務行動の背景として想定した3つの動機に関連する変数群も、純有利子負債残高ダミーが全く有意ではなくなったのをはじめ、金融機関持株比率、海外持株比率など前半期には有意であった変数の多くが説明力を失っている。

しかしながら、こうした中でも、経営危機後ダミーについては、前半期に有意であった非製造業、非輸出産業で有意ではなくなった一方、前半期に有意でなかった製造業、輸出産業において有意にマイナスで推計されたことは注目される。前半期すなわち2004～08年度は、不良債権問題が終結してまだ間もなく、建設、不動産、卸売・小売など、問題がより深刻であるとされた非製造業、非輸出産業において、過去の経営危機の経験が投資に抑制的な影響を与えていたという結果はもっともらしいものである。また、2009～13年度は、世界金融危機による貿易取引の急減、東日本大震災によるサプライチェーンの寸断、さらには付随する円高と、製造業、輸出産業に対する大きな負のショックが生じ、その記憶も新しい時期であったことを鑑みれば、そうした産業で過去の経営危機の経験が投資の慎重化をもたらすという結果は、やはりもっともらしい $ ^{20} $ 。このように、主役となる業種は交代したものの、過去の経営危機の経験が予備的貯蓄の動機を強めることによって投資を抑制する傾向は、日本企業の投資行動の底流として2000年代半ば以降、一貫して存在していたと言える。

### 4.4 分位点回帰による推計結果（大型投資への影響）

前項では、本稿が注目した後半期（2009～13年度）における保守的投資・財務行動の3つの動機に関する変数について、経営危機後ダミーを除くと、ほとんど有意な結果は得られなかった。しかしこれまでの分析は、投資率の平均値と説明変数の平均値の関係を調べているだけで、投資率の水準が高い（大規模な投資を行った）場合と、投資率の水準が低い場合とで、投資行動の性質が異なる可能性があることを考慮していない。しかし、仮に将来の投資機会に機動的に対応するという予備的貯蓄の動機から保守的投資・財務行動をとってきた企業であれば、大型投資の機会が到来した場合に限っては、それまでに蓄積した流動性が投資にプラスに働くはずである。こうした投資水準ごとの異質性を明示的に考慮するため、以下では分位点回帰の方法によ
注：1. 説明変数はすべて1期ラミ値。 2. 純有利子負債高/Kがベースカテゴリーとなっている。 3. 係数推計値は，q-1およびCF/Kを内生変数，利益剩余金/K，配当/K，棚卸資産働価/K，および総資産の連単倍率の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値脇の記号は，**が5%水準，*が10%水準で有意であることを示す。

図表 8-2 投資関数の推定結果：後半期（2009～13）

被説明変数:1K	全産業	製造業	非製造業	輸出産業	非輸出産業
保数推計值	p值	保数推計值	p值	保数推計值	p值	保数推計值	p值	保数推計值	p值
1K	0.0666	0.009 **	0.0766	0.023 **	0.0530	0.269	0.1133	0.008 **	0.0478	0.112
q-1	-0.0024	0.390	0.0007	0.789	0.0010	0.870	0.0014	0.563	-0.0063	0.166
CF/K	0.0259	0.045 **	0.0200	0.357	0.0359	0.035 **	0.0253	0.284	0.0309	0.045 **
純有利子負債ダミー1（純有利子負債/K<-0.5）	-0.0106	0.205	-0.0131	0.117	-0.0044	0.791	-0.0178	0.077 *	-0.0072	0.559
純有利子負債ダミー2（-0.5純有利子負債/K<-0.3）	-0.0081	0.470	-0.0135	0.253	0.0167	0.402	-0.0073	0.437	-0.0270	0.237
純有利子負債ダミー3（-0.3純有利子負債/K<-0.1）	-0.0048	0.501	-0.0078	0.286	0.0048	0.801	-0.0118	0.220	-0.0053	0.642
純有利子負債ダミー4（-0.1純有利子負債/K<-0.1）	0.0035	0.543	0.0007	0.902	0.0069	0.673	-0.0009	0.902	0.0085	0.367
完全無借金ダミー	0.0012	0.861	-0.0040	0.529	-0.0010	0.944	0.0024	0.718	0.0030	0.805
經當危機後ダミー	-0.0239	0.028 **	-0.0264	0.007 **	-0.0068	0.616	-0.0174	0.029 **	-0.0241	0.294
h圧圧長年齢	-0.0178	0.390	0.0115	0.559	-0.0456	0.309	0.0215	0.393	-0.0341	0.268
社長lowpowerダミー	-0.0017	0.751	-0.0033	0.534	0.0047	0.699	0.0083	0.093 *	-0.0097	0.305
社長内部出身ダミー	0.0137	0.220	0.0050	0.467	0.0171	0.532	0.0034	0.652	0.0242	0.245
金融機関持債比率	-0.0076	0.814	-0.0106	0.665	0.0243	0.812	-0.0038	0.904	-0.0312	0.608
事業法人持債比率	0.0575	0.039 **	0.0118	0.651	0.0928	0.169	0.0004	0.989	0.1068	0.014 **
海外持債比率	0.0550	0.145	0.0252	0.387	0.0186	0.857	-0.0018	0.956	0.1236	0.074 *
十大株主持債比率	-0.0197	0.477	0.0327	0.302	-0.0728	0.178	-0.0100	0.741	-0.0380	0.380
固定資源処分減損失/K	-0.0878	0.117	-0.0653	0.595	-0.0836	0.183	0.0022	0.985	-0.0891	0.179
関連会社資源増加/K	0.0104	0.144	0.0101	0.332	0.0103	0.239	0.0010	0.910	0.0122	0.203
無形資源増加/K	0.0245	0.667	-0.0339	0.705	0.0396	0.552	-0.0711	0.537	0.0252	0.681
ln従業員数	0.0159	0.001 **	0.0238	0.000 **	0.0041	0.463	0.0266	0.000 **	0.0162	0.003 **
ln総資産儲備	-0.0150	0.014 **	-0.0229	0.000 **	0.0046	0.746	-0.0224	0.001 **	-0.0161	0.142
ln証効	-0.0284	0.014 **	-0.0236	0.033 **	-0.0544	0.035 **	-0.0280	0.062 *	-0.0212	0.191
定数項	yes	yes	yes	yes	yes	yes	yes	yes	yes	yes
年度ダミー	yes	yes	yes	yes	yes	yes	yes	yes	yes	yes
産業ダミー	yes	yes	yes	yes	yes	yes	yes	yes	yes	yes
觀察数	1905	1355	550	942	963	963	963	963	963	963
過剰識別制約検定のp値	0.403	0.886	0.467	0.675	0.675	0.675	0.675	0.675	0.675	0.675
り投資関数の推定を行う。分位点回帰とは、被説明変数がサンプル内で下から数えて何パーセンタイルの水準に位置しているかによって、各説明変数の限界効果が異なることを許容する手法であるため、注目する説明変数が投資率の小さい領域で有意なのか、大きい領域で有意なのかを検証することが可能になる。そこで全産業をプールした後半期のデータを用いて、投資率の下位10％タイル、25％タイル、50％タイル（中央値）、75％タイル（上位25％タイル）、90％タイル（上位10％タイル）に対する投資関数の分位点回帰の推計結果を図表9に示す。

図表9に報告された推計結果については、操作変数による内生性のコントロールを一切行っていない点、解釈は慎重に行わなければならないが $ ^{21} $ 、50%タイルと75%タイルではCF/Kとともに純有利子負債ダミー1や3がマイナスに有意であり、弱いながらも予備的貯蓄の動機に基づく疑似資金制約の特徴が表れている。他方、90%タイルまで見ても、純有利子負債ダミーがプラスで有意に推計されることはなく、国内の設備投資に関する限り、過去に蓄積した財務上の余力が大型投資の際に生かされたという証拠は見当たらない。

また、後半期においては、分位点回帰を行っても、ほとんどの変数の説明力が弱いという基本的な特徴は、投資規模による異質性を考慮しないケース（図表8-2）と変わらないことも確認された。この結果をにわかに解釈することは難しいが、関連して、第1節でも紹介したBrufman et al.（2013）は興味深い分析結果を報告している。彼らは、1997～2011年の独仏伊日英5か国の財務データを用いて、企業レベルの貯蓄超過額の決定要因を推計し $ ^{22} $ 、1）貯蓄超過額は予想に反し金融制約に直面している企業の方が小さいこと、2）しかし分析期間の貯蓄超過額の増え方は金融制約に直面した企業の方が大きいこと（言わばコンバージェンスが生じていること）を見出した。あくまで推測に基づく議論となるが、本稿の分析結果のうち、前半期において確認された疑似資金制約現象は上記の1）と整合的であり、後半期においてそれらが有意でなくなったのは2）と矛盾しない。すなわち、日本企業の保守的な投資・財務行動やその変化の背景には、部分的にせよ先進国に共通する何らかの要因も作用している可能性があると考えられる $ ^{23} $ 。
図表9 投資関数の推定結果（分位点回帰）：全産業，後半期（2009～13）

被说明变数:1K	10%タイル	25%タイル	50%タイル	75%タイル	90%タイル
保数推計值	p值	保数推計值	p值	保数推計值	p值	保数推計值	p值	保数推計值	p值
I/K	0.0690	0.004 **	0.1025	0.000 **	0.0905	0.006 **	0.1106	0.028 **	0.1088	0.044 **
q-1	-0.0007	0.611	0.0001	0.904	0.0011	0.254	0.0029	0.073 *	0.0033	0.419
CF/K	0.0209	0.034 **	0.0120	0.130	0.0301	0.000 **	0.0366	0.000 **	0.0381	0.033 **
纯有利子負債ダミー1（纯有利子負債K<-0.5）	-0.0045	0.457	-0.0021	0.668	-0.0098	0.060 *	-0.0127	0.061 *	-0.0270	0.118
纯有利子負債ダミー2（-0.5純有利子負債K<-0.3）	-0.0044	0.616	0.0007	0.917	0.0048	0.544	-0.0028	0.782	0.0056	0.799
纯有利子負債ダミー3（-0.3純有利子負債K<-0.1）	-0.0011	0.868	-0.0018	0.749	-0.0019	0.727	-0.0140	0.068 *	-0.0203	0.266
纯有利子負債ダミー4（-0.1純有利子負債K<-0.1）	0.0055	0.257	0.0045	0.251	0.0010	0.829	0.0057	0.473	-0.0016	0.893
完全無借金ダミー	0.0017	0.730	0.0024	0.513	-0.0008	0.863	-0.0052	0.404	-0.0016	0.915
経営危機後ダミー	-0.0050	0.360	-0.0021	0.448	-0.0047	0.106	-0.0030	0.631	0.0035	0.810
ln社長年働	-0.0054	0.749	0.0095	0.435	0.0137	0.281	0.0083	0.707	0.0129	0.761
社長lowpowerダミー	-0.0024	0.545	-0.0012	0.677	0.0014	0.553	0.0000	0.993	0.0070	0.456
社長内部出身ダミー	0.0040	0.542	0.0014	0.724	0.0001	0.988	-0.0010	0.915	-0.0064	0.684
金融機関持続比率	0.0123	0.641	0.0194	0.193	0.0289	0.047 **	-0.0035	0.872	-0.0418	0.498
事業法人持続比率	0.0518	0.033 **	0.0287	0.067 *	0.0275	0.076 *	0.0221	0.332	0.0645	0.216
海外持続比率	0.0433	0.081 *	0.0344	0.097 *	0.0289	0.091 *	0.0403	0.143	0.0069	0.899
十大株主持続比率	-0.0309	0.237	-0.0161	0.265	-0.0029	0.861	-0.0136	0.573	-0.0336	0.535
固定資産処分減損損失/K	-0.0691	0.652	-0.0347	0.590	-0.0477	0.262	0.0988	0.489	0.1846	0.371
関連会社資産増加/K	0.0035	0.592	0.0047	0.367	0.0072	0.237	0.0085	0.291	0.0228	0.214
無形資産増加/K	0.0481	0.396	0.0093	0.879	0.0000	0.999	0.1247	0.051 *	0.0367	0.791
ln産業員数	0.0095	0.000 **	0.0113	0.000 **	0.0138	0.000 **	0.0104	0.009 **	0.0014	0.871
ln総資産増価	-0.0051	0.078 *	-0.0062	0.017 **	-0.0092	0.000 **	-0.0108	0.006 **	-0.0062	0.525
ln社幹	-0.0149	0.020 **	-0.0167	0.002 **	-0.0243	0.000 **	-0.0235	0.001 **	-0.0372	0.069 *
定数項	yes	yes	yes	yes	yes	yes	yes	yes	yes	yes
年度ダミー	yes	yes	yes	yes	yes	yes	yes	yes	yes	yes
産業ダミー	yes	yes	yes	yes	yes	yes	yes	yes	yes	yes
觀察数	1905	1905	1905	1905	1905	1905	1905	1905	1905	1905
Pseudo R²	0.059	0.080	0.092	0.092	0.096	0.096	0.107	0.107	0.107	0.107

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. 係数推計値のp値は，プートストラップ・リサンプリングによるロバスト標準偏差(複製回数=100)によって算出されている. 4. 係数推計値のp値賄の記号は，**が5%水準，**が10%水準で有意であることを示す.