𝐷𝐷𝑗𝑗(𝑗𝑗=1,…,5)R（-1）𝑗𝑗-----𝑘𝑘222222𝑐𝑐jcＳＰＯＴ ikt-kUCi,𝑅𝑅𝑖𝑖,𝑡𝑡−1+𝛽𝛽6𝑈𝑈𝐶𝐶𝑖𝑖,𝑡𝑡−2𝐼𝐼𝑖𝑖,𝑡𝑡𝐾𝐾𝑖𝑖,𝑡𝑡=𝑐𝑐+𝛽𝛽1𝑅𝑅𝑅𝑅𝑅𝑅𝑖𝑖,𝑡𝑡−1+𝛽𝛽2𝑅𝑅𝑖𝑖,𝑡𝑡−1+𝛽𝛽3𝐶𝐶𝐶𝐶𝑖𝑖,𝑡𝑡𝐾𝐾𝑖𝑖,𝑡𝑡 𝑅𝑅𝑖𝑖,𝑡𝑡−1+𝛽𝛽5𝐶𝐶𝑅𝑅𝐶𝐶𝐶𝐶𝑖𝑖,𝑡𝑡−1 +𝛽𝛽4𝐷𝐷𝐷𝐷𝐷𝐷𝐷𝐷𝑖𝑖,𝑡𝑡−1 +𝛽𝛽7𝐷𝐷1𝑈𝑈𝐶𝐶1,𝑡𝑡−2 +𝛽𝛽9𝐷𝐷3𝑈𝑈𝐶𝐶3,𝑡𝑡−2 +𝛽𝛽11𝐷𝐷5𝑈𝑈𝐶𝐶5,𝑡𝑡−2𝑅𝑅𝑖𝑖,𝑡𝑡−1+𝛽𝛽6𝑈𝑈𝐶𝐶𝑖𝑖,𝑡𝑡−𝑘𝑘𝐼𝐼𝑖𝑖,𝑡𝑡𝐾𝐾𝑖𝑖,𝑡𝑡=𝑐𝑐+𝛽𝛽1𝑅𝑅𝑅𝑅𝑅𝑅𝑖𝑖,𝑡𝑡−1+𝛽𝛽2𝑅𝑅𝑖𝑖,𝑡𝑡−1+𝛽𝛽3𝐶𝐶𝐶𝐶𝑖𝑖,𝑡𝑡𝐾𝐾𝑖𝑖,𝑡𝑡 𝑅𝑅𝑖𝑖,𝑡𝑡−1+𝛽𝛽5𝐶𝐶𝑅𝑅𝐶𝐶𝐶𝐶𝑖𝑖,𝑡𝑡−1 +𝛽𝛽4𝐷𝐷𝐷𝐷𝐷𝐷𝐷𝐷𝑖𝑖,𝑡𝑡−1 +𝑢𝑢𝑖𝑖+𝑦𝑦𝑡𝑡+𝜀𝜀𝑖𝑖,𝑡𝑡＜モデル式２＞ トービンのq-0.011***（0.002）0.049***（0.012）0.076***（0.024）-0.014***（0.004）0.017*（0.010）0.8750.546ファイナンス 2025 May. 57※ 右欄は時間ダミーを含む参考値である。ROA（-1）CF/K自由度調整済R2within R2※※ 右欄は時間固定効果を含む参考値である。 時間ダミーなし-0.011***（0.003）0.073**（0.031）-0.007（0.005）0.015（0.013）0.8040.255付録 設備投資関数 付録 設備投資関数＜モデル式１＞ トービンのqに対する代理変数は、資本収益（＝営業利益率(＝営業利益/総資産)及び資本コスト（＝支払利息等/（短期借入金＋長期借/総資産）及び資本コスト（＝支払利息等/(短期借入金＋長期借入金入金＋社債））である。また、トービンのq以外の変数として、𝑅𝑅𝑅𝑅𝑅𝑅𝑖𝑖,𝑡𝑡＋社債)）である。また、トービンのq以外の変＝当期純利益＋減価キャッシュフロー比率（キャッシュフロー𝑅𝑅𝑖𝑖,𝑡𝑡数として、キャッシュフロー比率（キャッシュ償却費）、現金・預金比率、負債比率といった財務指標を用いていフロー＝当期純利益＋減価償却費）、現金・る。これらは、花崎・羽田（2017）及び土屋（2021）に倣ったも預金比率、負債比率といった財務指標を用いてのである。不確実性指標は、貴社の景況「不明」、国内の景況「不いる。これらは、花崎・羽田(2017)及び土屋明」及び、生産・販売などのための設備「不明」を使用した。以下に、各変数の定義を掲載する。(2021)に倣ったものである。不確実性指標は、貴社の景況「不明」、国内の景況「不明」及び、生産・販売などのための設備「不明」を使用した。以下に、各変数の定義を掲載する。 ：負債、トービンのqに対する代理変数は、資本収益率𝐶𝐶𝐶𝐶𝑖𝑖,𝑡𝑡〈各変数の定義〉CFi,t：誤差項、Ai,t：時点、：資本ストック、：設備投資、：総資産、：定数項。ここで、資本ストックには、有形固定資産（建設仮勘定含む）を利用した。また、当期純利益は、法企調査の四半期別調査結果からは得られないため、経常利益の2分の1（当期純利益＝経常利益÷2）を代用した。原系列には季節性があるため、統計分析ソフト（EViews14のSTL分解）により季節調整を施した上で、各変数を作成している。なお、上記定式化には、流動性制約を捉える上でのキャッシュフロー比率変数の適切性など、実証分析上の問題点が含まれる可能性が、土屋（2021）において指摘されており、本分析についても、同様の問題を含んでいることに注意されたい。＜各変数の定義＞ ：資本ストック、：現金・預金、付表 自社不明（翌期及び翌々期）の効果（参考値）：負債、：誤差項、ここで、資本ストックには、有形固定資産（建設仮勘定含む）を利用した。また、当期純利益DEBT（-1）/A（-1）は、法企調査の四半期別調査結果からは得られないため、経常利益の2分の1（当期純利益＝CASH（-1）/A（-1）経常利益÷2）を代用した。原系列には季節性があるため、統計分析ソフト（EViews14のSTL分解）により季節調整を施した上で、各変数を作成している。 なお、上記定式化には、流動性制約を捉える上でのキャッシュフロー比率変数の適切性など、実証分析上の問題点が含まれる可能性が、土屋(2021)において指摘されており、本分析についても、同様の問題を含んでいることに注意されたい。 付表 自社不明（翌々期）の効果（参考値） ：現金・預：個別効果、金、CASHi,tKi,t：「製造業、非製造業」×資本金規：時間ダミー、DEBTi,tuiIi,t=0,1,2）：不確実性指標（自社模（計6区分）、（εi,t=1,…,5）：交差項ダミー（（不明、国内不明又は設備不明）、ktは、中小企業の非製造業をベースラインとして、1：大規模製造業、Djj2：中堅製造業、3：中小製造業、4：大規模非製造業、5：中堅非製造業に対応）、9 企業の主観的不確実性と設備投資：キャッシュフロー、本研究で使用した設備投資関数は、花崎・羽：総：設備投資、田(2017)及び土屋(2021)によって提案された𝐾𝐾𝑖𝑖,𝑡𝑡𝐶𝐶𝐶𝐶𝑖𝑖,𝑡𝑡：個別効果、資産、：時間トービンのqモデルに基づくものである（モデ本研究で使用した設備投資関数は、花崎・羽田（2017）及び土変数𝐼𝐼𝑖𝑖,𝑡𝑡𝐶𝐶𝑅𝑅𝐶𝐶𝐶𝐶𝑖𝑖,𝑡𝑡𝑅𝑅𝑖𝑖,𝑡𝑡屋（2021）によって提案されたトービンのqモデルに基づくもの効果、：「製造業、非製造業」×ル式１）。推定にあたっては、時間効果及び個別UC_1（-1）𝐷𝐷𝐷𝐷𝐷𝐷𝐷𝐷𝑖𝑖,𝑡𝑡𝑦𝑦𝑡𝑡𝑢𝑢𝑖𝑖である（モデル式1）。推定にあたっては、時間効果及び個別効果の資本金規模（計6区分）、効果の有無に対するF検定を行い、いずれも統𝜀𝜀𝑖𝑖,𝑡𝑡𝑖𝑖有無に対するF検定を行い、いずれも統計的に有意であることを確UC_2（-2）：不確実性指標(自社不明、国内不明又は計的に有意であることを確認した上で、個別効𝑘𝑘𝑈𝑈𝐶𝐶𝑖𝑖,𝑡𝑡−𝑘𝑘(𝑘𝑘=𝑡𝑡認した上で、時間効果については、有意性の低い変数を除外して時は、：交差項ダミー（設備不明）、果及び時間効果を含めた固定効果モデルとし0.374***間ダミー（推定モデルごとに異なるが20程度）とし、最小二乗ダ0,1,2)中小企業の非製造業をベースラインとして、1:て推定した。また、不確実性指標の影響は、業（0.058）ミー変数推定法を適用した。また、不確実性指標の影響は、業種・-0.066大規模製造業、2:中堅製造業、3:中小製造業、種・規模によって異なる可能性があることを考規模によって異なる可能性があることを考慮し、業種・規模ダミー（0.251）4:大規模非製造業、5:中堅非製造業に対応）、：慮し、業種・規模ダミーによる交差項モデルにによる交差項モデルによる分析も行った（モデル式2）。ROA（-1）/R（-1）定数項。 よる分析も行った（モデル式２）。 ：時点、Ri,tyt+𝛽𝛽8𝐷𝐷2𝑈𝑈𝐶𝐶2,𝑡𝑡−2+𝛽𝛽10𝐷𝐷4𝑈𝑈𝐶𝐶4,𝑡𝑡−2+𝑢𝑢𝑖𝑖+𝑦𝑦𝑡𝑡+𝜀𝜀𝑖𝑖,𝑡𝑡 ROAi,tCFi,t：キャッシュフロー、
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