『証券経済学会年報』第 53 号別冊
第 89 回全国大会
学会報告論文「日本における利益調整行動と IPO の失敗リスク」

『証券経済学会年報』第 53 号別冊「日本における利益調整行動と IPO の失敗リスク」
孫乃立

江蘇師範大学

城下

賢吾

山口大学

杜

賽娟

江蘇師範大学

利益調整(Earnings management)とは、経営者が一定の意図を持って、報告利益の調整を目的とした合法的な裁量行動であり、一般的に會計的裁量行動と実体的裁量行動

さらに、欧米市場では、IPO 前後において、利益調整行
動は IPO 企業の上場廃止を招くと報告している(Li andZhou, 2006; Alhadab et al., 2015)。企業の上場廃止はマーケットにとっては大きな出来事であり、投資家や関連企業などに莫大な損失を与える 1。

という 2 種類の方法があると考えられている。会計的裁
量行動は、企業の経営者が一定の意図を持って、一般に認められた会計基準内で、選択可能な会計処理方法を選択して、例えば、減価償却法、棚卸資産の評価、貸倒引当金の見積りの変更などによって会計利益を調整することである。一方、実体的裁量行動は、生産活動、営業活動、投資活動及び財務活動の調整、例えば広告宣伝費用や研究開発費用などの裁量的費用を削減し、値引きや促販活動によって売上高を操作することなどである。経営者が利益調整する動機は数多くあるが、新規株式公開(IPO)はそのひとつである。
株式を新規公開する際に、IPO 前の株主である企業の経営者と IPO 後の外部の投資家の間に、大きな情報の非対称性が存在している。外部の投資家は利用可能な情報の質と量が限られていて、真の企業価値を観測することができない。そのため、企業の経営者は企業の価値を操作する機会を持っている。
経営者は創業者利益を得るため、または新しい投資家を引きつけるために、公開価格とその後の株価を高く維持する動機があり、IPO 前後で利益調整を行う可能性が高い(Teoh et al., 1998a; Teoh et al., 1998b; DuCharme et al.,
2001; Elder and Zhou, 2002; Li and Zhou, 2006; Alhadab et al.,

日本においては、利益調整行動の有無や利益調整と株式のパフォーマンスを目的とする研究が多く存在しているが、筆者の知る限り、利益調整が IPO 企業の上場廃止にどのような影響を与えるかについてはまだ検証されていない。
しかし、IPO に関して、日本市場は欧米市場とかなり異なっている。例えば、日本市場の上場審査基準では、株式を新規に公開する際には、企業の当期純利益は必ず正である (Nagata, 2013)2。また、日本市場では、米国と比較して、機関投資家は IPO 企業の株式を長期に保有する傾向がある(Takei and Massood, 2001)。さらに、日本のベンチャ
ーキャピタル（VC）は IPO 後の短期的な株価に影響を与えることを好まない (Kutsuna et al., 2002)、銀行と企業の関係は米国とは異なり、日本の銀行は企業をリーディン
グする役割がある(Kutsuna et al., 2002)。このような特徴は経営者の利益調整に関する意思決定に影響を及ぼす可能性が高い。そのため、欧米市場における利益調整と IPO 企
業の上場廃止に関する検証結果は日本市場にも適用されるかについて議論する余地がある。
また、利益調整は合法的な操作でありながら、投資家に損を与えることもあるかもしれない。故に、法制度や会計基準を改革し、利益調整を抑制すべきか否かを検証すべき

2015; 永田・蜂谷, 2004; 重本, 2010; 重本, 2011)。
しかし、株価の低下などのような企業の不祥事は常に利益調整の後に発生するとよく報告される。Teoh et al.
(1998a)と Roosenboom et al. (2003)によると、アメリカにおいては、利益調整行動は、企業の長期株価パフォーマンス
との関係があり、IPO 企業は利益調整を行うと、IPO 後において企業の長期株価パフォーマンスが低下する可能性があるとされている。重本(2010)は、日本においても同じである。
従って、本研究は日本の IPO 企業を対象として、IPO 前
後の利益調整の有無を検証した上、利益調整が IPO 企業の失敗リスク及び継続確率へどのように影響を及ぼしているかを分析した。
結果は主に以下の通りである。
第一に、日本においては、継続企業と既に上場廃止した
IPO 企業両方とも IPO 年度に会計的裁量行動を行うが、ような傾向が見られると述べている。

上場廃止した企業はより高い裁量的発生高が観察される。

１．はじめに2-2-1

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また、全体的に見ると、IPO 前後では実体的裁量行動が行われる傾向が見られなかった。しかし、継続企業と上場廃止した企業に分けて検証すると、継続企業は実体的裁量

それ以外に、関係のある銀行や金融機関の融資活動に関する意思決定を自社に有利な方向に誘導するために、企業の経営者は利益調整を通して、財務諸表に公表され行動を行わないが、上場廃止した企業は実体的裁量行動を行う傾向が見られる。
第二に、会計的裁量行動と実体的裁量行動は、IPO 後の期間で企業の上場廃止に至るリスクに影響を与える。裁量的発生高が高くなると、企業は上場廃止となる確率が高くなる。第三に、IPO 時に利益調整を行った企業は、その後の生存率は低くなる。
本研究の構成は以下の通りである。2．では、先行研究を整理し、本研究の仮説を提示する。3．では、本研究で用いる IPO データ、株式と財務情報データの収集とサン
プルの構成を紹介し、基本統計量を説明する。4．では、会計的裁量行動と実体的裁量行動の測定方法を紹介し、また、日本における IPO 企業の会計的裁量行動と実体的裁量行動による利益調整の有無を検証し、それぞれの利益調整方法の IPO 企業の上場廃止になるリスク及び企業の生存率への影響を検証する。5．は、本研究の結論であている数値を操作するインセンティブを有している(高原,2012)。例えば、銀行は、企業が提出する財務資料に基づいて、企業の収益性や財務安全性を判断して貸出金と金利を決める。このような銀行の意思決定は企業の借入後の資金調達とその運用や企業業績に影響を与えるから、企業は自社に有利な融資を引き出すために、事前に会計的裁量行動または実体的裁量行動を行い、財務諸表に公表されている数値を操作する可能性がある。
企業が株式を新規公開する場合には、潜在的投資家の評価に何か影響を与えようとするために、経営者は企業の利益を調整する可能性が高い。従って、検証仮説 1a と検定仮説１b を設定する。
仮説 1a： 日本においては、IPO 企業の経営者は IPO 当期に会計的裁量行動を通して、利益調整を行う。
仮説 1b：日本においては、IPO 企業の経営者は IPO 当期に実体的裁量行動を通して、利益調整を行う。

る。

欧米市場における先行研究の多くは、新規上場企業は公開価格とその後の株価を高く維持するために、IPO 前
後に会計的裁量行動や実体的裁量行動を通じて利益調整

業績が低下する IPO 企業は利益増加型利益調整を通じて企業の業績を一時的に上昇させるが、このような方法で利益を持続することは非常に困難であり、上場後、企業に悪い影響を与えると考えられている。
Teoh et al. (1998a)によると、IPO 企業が IPO 前後に会計的裁量行動を行うと、IPO 後の株式収益率がアンダーパ
フォーマンスとなると述べている。特に、IPO 企業の會計的裁量高が高くなると、IPO 後の株式収益率パフォーマを行うということを報告している(Aharony et al., 1993;Friedlan, 1994; Darrough and Rangan, 2005; Graham et al.,

ンスが悪化することが確認されている。
また、
Roosenboom
et al. (2003)と Fan (2007)も、企業が IPO 時に高い會計的裁

2005)。
日本市場において、永田・蜂谷(2004)と重本(2010)は、IPO 企業を対象とし、経営者は公開価格を高くするために、IPO 前後において利益増加型な会計的裁量行動が行われていると述べている。しかし、現在、実体的裁量行動に関する研究は主に一般企業や MBO 企業を対象にし、量高が、IPO 後の株式収益率のパフォーマンスを低下させるという検証結果を導いている。重本(2010)によると、
日本においては、経営者が IPO 前後に会計的裁量行動を行うと、株価が一時的に上昇するが、株価の長期パフォー
マンスは低下しているとされている。さらに、Wang (2014)によると、実体的裁量行動を行うと、IPO 後に ROA 及びIPO 企業は実体的裁量行動を行っているか否かは明らかにされていない 3。
理論的に、IPO 前の経営者と IPO 後の外部投資家の間には、大きな情報の非対称が存在しており、IPO 企業の経営者は、直接的、間接的に自己利益を図るために、企業価値などを実態水準以上に水増しする意図を持って、売出
し及び IPO 後の保有株式の売却価格を高めに誘導するイ
ンセンティブに駆られ、IPO 前後に会計的裁量行動と実体的裁量行動を通して利益調整を行う可能性がある。

営業キャッシュフローの低下が見られるとされている。
Li and Zhou (2006)は、
アメリカにおいては、
IPO 企業は IPO
当期に利益増加型の会計的裁量行動を行うと、IPO 後の期間に失敗する可能性が高いと結論づけている。
Alhadab et al. (2015)は、ヨーロッパ市場において、IPO 企
業が IPO 当期に利益増加型の会計的裁量行動と実体的裁量行動を両方ともに行っており、裁量的発生高が高い IPO
企業は、
IPO 後の失敗リスクが高いことを報告している。
以上により、本研究の検証仮説 2a と検証仮設 2b は以

2. 仮説展開2-2-2

『証券経済学会年報』第 53 号別冊

下のように設定する。
仮説 2a: 日本においては、IPO 当期に裁量的會計発生
高が高い企業は、IPO 後上場廃止に至るリスクが高い。

及び「企業財務データベース eol」から入手する。IPO の失敗リスクと生存率の分析のために、IPO 企業の上場年度におけるベンチャーキャピタル（VC）、営業キャッシュ

仮説 2b: 日本においては、IPO 当期に裁量的実体発生高が高い企業は、IPO 後上場廃止に至るリスクが高い。
Demers and Joos (2007)によると、IPO 直前期に研究開発費用と販売費用及び一般管理費用の減少が IPO 後の低生存率に至る原因であるとされている。Li and Zhou (2006)は、生存率分析方法を利用して、会計的裁量行動を行うと、IPO の生存率が低くなる傾向があると指摘している。
Alhadab et al. (2015)は、IPO 企業が IPO 当期において、會
計的裁量行動と実体的裁量行動による裁量的発生高が高くなると、IPO 後の生存率の低下に至ると結論づけている。すなわち、企業は会計的裁量行動や実体的裁量行動を行い、企業経営にも悪影響を及ぼす可能性があり、結果として、企業の継続が困難に至り、生存率が低くなる。
従って、以下のように検証仮説 3a と検証仮説 3b を導く。
仮説 3a: 日本においては、企業は、IPO 当期に利益増加

フロー（CFO）、負債比率（Leverage）、創業から上場までの年数（Age）などのデータを収集する。これらのデータ
は「日経 NEEDS-Financial QUEST」、「企業財務データベース eol」及び「株式上場白書」より入手する。
データ収集に際しては、IPO 公開時点から 2 年前の決算期を（t－2）期、IPO 公開時点直前の決算期を（t－1）
期、及び新規公開時点直後の決算期を t 期とする
（図 3.1）。

型会計的裁量行動を行うと IPO 後の生存率が低くなる。
仮説 3b: 日本においては、企業は、IPO 当期に利益増加
型実体的裁量行動を行うと IPO 後の生存率が低くなる。

3. データ3.1 データの収集本研究では、日本における本則市場（東京証券取引所一部、二部、大阪証券取引所、福岡証券取引所、名古屋証券取引所）、JASDAQ 及び MOTHERS において 2003 年から2012 年までの 10 年間に IPO を行った企業を研究対象とする。ただし、金融業（銀行・証券・保険）に属していな
い企業を選択の条件としている。清松(2011) に従って、本研究のサンプルデータは、上場審査基準に従い、連結財務諸表を作成している企業の場合には連結財務諸表のデータを、連結財務諸表を作成していない企業の場合には個別財務諸表のデータを用いる。
裁量的会計発生高と裁量的実体発生高の推計のために、
IPO 企業及び IPO 企業と同じ業種の上場している企業の総資産（AA）、売上高（S）、償却性固定資産（PPE）、総
資本利益率（ROA）、売掛金（REC）、営業キャッシュフロー（CFO）、裁量的費用（DISX）などの年次データを収集する。これらのデータは「日経 NEEDS-Financial QUEST」

3.2 サンプル構成と基本統計量
表 3.1 はサンプル企業に関する基本統計量を表している。2003 年から 2012 年までの間に銀行・証券・保険などの金融業を除いて、IPO を行った企業数は 733 社ある。
2003 年から 2012 年の間に、IPO を行った企業数が多いのは 2003、2004、2005、2006 年であり、新規上場企業数は、502 社あり、全体の 68.5％を占めている。サブプライム危機の影響のため、2008 年から 2010 年に渡って、新規上場企業の数が非常に少なく、71 社しかない。
新規上場企業 733 社の中、2015 年７月 31 日時点において、非自発的上場廃止(Involuntary Delisted)企業と継続企業の数はそれぞれ 31 社、571 社あり、その他の原因で上場廃した止企業数は 131 社ある 4。
本研究は非自発的上場廃止と継続企業に注目するため、その他の原因で上場廃止した企業をサンプルに導入しない。また、非自発的上場廃止企業と継続企業の中で、データの収集不能などの原因によって、それぞれ１社、8 社が削除されている。最後に、本研究でサンプルとして扱う企業は、非自発的上場廃止企業 30 社と継続企業 563 社、合計 593 社ある。

2-2-3

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表 3.1 IPO 企業の年度分布
上場全体

非自発的上場廃止

年度

企業数

(%)

企業数

(%)

2003

111

2004
2005
2006
2007
2008
2009
2010
2011

150
117
124
82
36
16
19
35

15.14

8

20.46
15.96
16.92
11.19
4.91
2.18
2.59
4.77

10
6
1
4
1
1
0
0

2012

43

5.87

合計

733

100.00

継続企業
企業数

(%)

25.81

76

13.31

32.26
19.35
3.23
12.90
3.23
3.23
0.00
0.00

104
91
99
68
27
14
17
32

18.21
15.94
17.34
11.91
4.73
2.45
2.98
5.60

0

0.00

43

7.53

31

100.00571

100.00

表 3.2 上場状態によるサンプル企業特徴
全サンプル

非自発的上場廃止
企業

継続企業

平均値
の差

変数

平均値

平均値

平均値

t値

上場までの年数
公開価格(円)アンダープライシング(%)
ベンチャーキャピタル
営業キャッシュフロー(百万円)
負債比率(%)

23.53
193807.64
75.82
0.69
1927.01
86.11

13.47
289186.33
66.43
0.90
-2165.87
78.52

24.02
188725.29
76.32
0.68
2145.1086.52

4.86***
1.00
1.52
3.69***
2.50**
1.51

取締役数(人)

6.33

5.63

6.36

2.18**

大手主幹事証券会社
企業数

0.63
593

0.47
30

0.64
563

1.86*
-

(注)： ***は 1%水準、**は 5%水準、*は 10%でそれぞれ統計的に有意である。

表 3.2 は上場状態によるサンプル企業の特徴を示している。その中で、平均値の差は非自発的上場廃止企業と継続企業の企業特徴の差に対する t 検定の値である。非自発的上場廃止 IPO 企業は、創業から新規公開までの年数(Age)の平均値が 13.47 年であり、継続企業の 24.02 年を大幅に下回っている。統計的にも、両者の差は著しいと考えられる。
また、ベンチャーキャピタルの有無(VC)については、非自発的上場廃止企業の場合、平均値が 0.90 であり、ほぼすべてベンチャーキャピタルを持っている 5。一方、継続企業の場合、平均値が 0.68 であり、つまり、ベンチャー
キャピタルを持っていない企業が 3 割ある。t 検定の結果によると、非自発的上場廃止企業のベンチャーキャピタ
ルを持つ割合は明らかに継続企業を上回っている。
さらに、非自発的上場廃止企業と継続企業の IPO 時の営業キャッシュフロー(Cash Flows)の平均値はそれぞれ2165.87 百万円、2145.10 百万円であり、統計的には著しい差が存在すると考えられる。
取締役の人数(BrdSize)については、非自発的上場廃止
企業と継続企業の平均値はそれぞれ 5.63 人と6.36 人であり、統計的には有意の差が見られる。

2-2-4

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大手主幹事証券会社の有無(Underwriter)については、非自発的上場廃止企業の平均値は 0.47 であり、継続企業は0.64 である 6。つまり、非自発的上場廃止企業は引受人のただし、NA は非裁量的会計発生高であり、ΔREC は売掛金の増減額である。また、AA、ΔS、PPE 及び ROA はそれぞれ期初と期末総資産の平均値、売上高の増減額、償中で、大手主幹事証券会社があるのは 5 割未満であり、継続企業は引受人の中で、大手主幹事証券会社があるのは 6 割以上である。大手主幹事証券会社の有無について
は、非自発的上場廃止企業と継続企業の間に統計的に有意の差が見られる。
その一方、公開価格(Offer Price)、アンダープライシング(Under Pricing)、と負債比率(Lev)については、非自発的上場廃止企業と継続企業の間に有意の差が見られない。

却性固定資産、総資本利益率である。
最後に、IPO 企業の実際の会計発生高(TA/AA)と式(4.2)
で求めた非裁量的会計発生高(NA)の差は IPO 企業の裁量的会計発生高と考えられ、式(4.3)で計算することができる。

𝐷𝐴𝑖,𝑡 =

𝑇𝐴𝑖,𝑡
− 𝑁𝐴𝑖,𝑡
𝐴𝐴𝑖,𝑡

(4.3)

ただし、DA は裁量的会計発生高である。
4. 実証分析
4.1 利益調整の測定方法
4.1.1 会計的裁量行動
本研究では、Li and Zhou (2006)と Alhadab et al. (2015)のアプローチに従って、修正 Jones モデルを用いて IPO 企
業の裁量的会計発生高(discretionary accruals)を測定する。
計算手順は以下の通りである。
まず、本研究のサンプル企業と同じ業種で、既に上場している企業のデータを式(4.1)に導入し、係数 k0、b1、b2、b3、b4 をそれぞれ推定する。
𝑇𝐴𝑖,𝑡
1
∆𝑆𝑖,𝑡
𝑃𝑃𝐸𝑖,𝑡= 𝑘0 + 𝑏1+ 𝑏2+ 𝑏3+ 𝑏4 𝑅𝑂𝐴𝑖,𝑡
𝐴𝐴𝑖,𝑡
𝐴𝐴𝑖,𝑡
𝐴𝐴𝑖,𝑡
𝐴𝐴𝑖,𝑡

4.1.2 実体的裁量行動
会計的裁量行動と異なり、実体的裁量行動とは、生産活動、営業活動、投資活動及び財務活動の調整、例えば広告宣伝費用や研究開発費用の削減や値引きや販促活動によって売上高を一時的に増加させることなどである。
Alhadab et al. (2015)によると、異常営業キャッシュフローと裁量的費用という 2 つの部分で、裁量的実体発生高を測定し、実体的裁量行動が行われているか否かを検証することができる。
本研究は、Alhadab et al. (2015)のアプローチに従って、IPO 企業の異常営業キャッシュフローと裁量的費用を計算し、その合計を裁量的実体発生高とする。
異常営業キャッシュフローの発生高は実際の営業キャッ(4.1)

シュフローの発生高から、期待営業キャッシュフローの発生高、つまり、理論上の営業キャッシュフローの発生高

ただし、i は企業であり、t は決算期である。TA は税引
き後利益から営業キャッシュフローを控除されるものである。 AA は期初と期末総資産の平均値である 7。TA/AA
は会計発生高と呼ばれる。ΔS は当期売上高から前期売上高を引いたもので、売上高の増減額を表す。PPE は償却
性固定資産であり、ROA は総資本利益率である 8。ε は誤を引いたものと考えられ、以下の手順で求められる。
まず、本研究のサンプル企業と同じ業種で、既に上場している企業のデータを式(4.4)に導入し、係数 k0、b1、b2、b3 を推定する。

+ 𝜀𝑖,𝑡差項である。
次に、式(4.1)で算出した係数 k0、b1、b2、b3、b4 の推定値を利用して、IPO 企業のデータを式(4.2)に導入し、IPO
企業の非裁量的会計発生高を求める。

𝑁𝐴𝑖,𝑡 = 𝑘̂0 + 𝑏̂1

1
Δ𝑆𝑖,𝑡 − Δ𝑅𝐸𝐶𝑖,𝑡𝑃𝑃𝐸𝑖,𝑡
+ 𝑏̂2
+ 𝑏̂3
𝐴𝐴𝑖,𝑡
𝐴𝐴𝑖,𝑡
𝐴𝐴𝑖,𝑡
+ 𝑏̂4 𝑅𝑂𝐴𝑖,𝑡(4.2)

𝐶𝐹𝑂𝑖,𝑡1
𝑆𝑖,𝑡∆𝑆𝑖,𝑡= 𝑘0 + 𝑏1
+ 𝑏2
+ 𝑏3
𝐴𝐴𝑖,𝑡
𝐴𝐴𝑖,𝑡
𝐴𝐴𝑖,𝑡
𝐴𝐴𝑖,𝑡
+ 𝜀𝑖,𝑡(4.4)

ただし、i は企業であり、t は決算期である。CFO は営
業キャッシュフローであり、AA は期初と期末の資産総額の平均値である。CFO/AA は営業キャッシュフローの発生高である。また、S は売上高であり、ΔS は売上高の増減額である。ε は誤差項である。
次に、式(4.4)で計算した k0、b1、b2、b3 の推定値と IPO

2-2-5

『証券経済学会年報』第 53 号別冊

企業のデータを式(4.5)に導入して、期待営業キャッシュフローの発生高を求める。

𝑁𝐶𝐹𝑂𝑖,𝑡 = 𝑘̂0 + 𝑏̂1

𝐴𝐷𝐼𝑆𝑋𝑖,𝑡 =

1
𝑆𝑖,𝑡
+ 𝑏̂2
𝐴𝐴𝑖,𝑡
𝐴𝐴𝑖,𝑡

+ 𝑏̂3

∆𝑆𝑖,𝑡
𝐴𝐴𝑖,𝑡

(4.5)

ただし、NCFO は期待営業キャッシュフローの発生高である。AA、S 及び ΔS はそれぞれ、期初と期末の資産総額の平均値、売上高、売上高の増減額である。
最後に、異常営業キャッシュフローの発生高は実際の営業キャッシュフローの発生高から期待営業キャッシュフローの発生高を差し引いたものである。式(4.6)に従って、異常営業キャッシュフローの発生高を算出することが出来る。

𝐴𝐶𝐹𝑂𝑖,𝑡 =𝐶𝐹𝑂𝑖,𝑡− 𝑁𝐶𝐹𝑂𝑖,𝑡𝐴𝐴𝑖,𝑡𝐷𝐼𝑆𝑋𝑖,𝑡1
𝑆𝑖,𝑡−1= 𝑘0 + 𝑏1+ 𝑏2+ 𝜀𝑖,𝑡
𝐴𝐴𝑖,𝑡
𝐴𝐴𝑖,𝑡
𝐴𝐴𝑖,𝑡

(4.9)

ただし、ADISX は裁量的費用である。
異常営業キャッシュフローの発生高と裁量的費用を算出してから、裁量的実体発生高を求めることが出来る。
Cohen et al. (2008)と Zang (2012)によると、裁量的実体発生
高は式(4.10)の通りである。
𝑅𝐸𝑀𝑖,𝑡 = (−𝐴𝐶𝐹𝑂𝑖,𝑡 ) + (−𝐴𝐷𝐼𝑆𝑋𝑖,𝑡 )(4.10)

ただし、i は企業であり、t は決算期である。REM は裁
量的実体発生高であり、ACFO と ADISX はそれぞれ異常
営業キャッシュフロー、裁量的費用である 9。

量行動の有無の検証結果を示している。検証期間は、IPO
企業新規公開時点から 2 年前の決算期である 2 期前、新規公開時点直前の決算期である直前期、及び新規公開時
点直後の決算期である IPO 当期である。DA は会計的裁
量行動の代理変数であり、REM は実体的裁量行動の代理変数である。代理変数の平均値及び中央値は正に統計的に有意の数値であれば、IPO 企業は会計的裁量行動または実体的裁量行動を行うことがあると考えられる。
会計的裁量行動について、2 期前、直前期及び IPO 当期の裁量的会計発生高(DA)の平均値は、それぞれ 0.004、-(4.7)

ただし、DISX は実際の費用であり、AA は期初と期末の資産総額の平均値である。DISX/AA は費用の発生高である。また、S は売上高であり、ε は誤差項である。
次に、式(4.7)で計算した k0、b1、b2 の推定値と IPO 企
業のデータを式(4.8)に導入して、期待費用発生高を計算する。
1
𝑆𝑖,𝑡−1
+ 𝑏̂2
𝐴𝐴𝑖,𝑡
𝐴𝐴𝑖,𝑡

𝐶𝐹𝑂𝑖,𝑡− 𝑁𝐷𝐼𝑆𝑋𝑖,𝑡𝐴𝐴𝑖,𝑡4.2 利益調整の有無
表 4.1 は、IPO 前後において会計的裁量行動と実体的裁(4.6)

裁量的費用(discretionary expenses)は他の裁量的発生高と同じように、IPO 企業の実際の費用から理論上の費用を差し引いて求めることが出来る。裁量的費用の計算手
順は以下の通りである。
まず、本研究のサンプル企業と同じ業種で、既に上場している企業のデータを式(4.7)に導入し、係数 k0、b1、b2を推定する。

𝑁𝐷𝐼𝑆𝑋𝑖,𝑡 = 𝑘̂0 + 𝑏̂1

用を求めることが出来る。

(4.8)

ただし、NDISX は期待費用発生高であり、AA、S はそ
れぞれ、期初と期末の資産総額の平均値、売上高である。
最後に、IPO 企業に対して、実際の費用発生高と算出した期待費用発生高に基づいて、式(4.9)の通りに、裁量的費

0.002、0.027 である。IPO 当期は 5%の水準で正に有意であり、2 期前と直前期は有意でない。つまり、IPO 企業は2 期前と直前期には会計的裁量行動を行う傾向が見られないが、IPO 上場年度には会計的裁量行動を行う傾向が見られる。
実体的裁量行動について、2 期前、直前期及び IPO 当期の裁量的実体発生高(REM)の平均値はそれぞれ-0.075、0.048、-0.015 であり、正の数値ではない。結果によると、
IPO 企業が実体的裁量行動を行う傾向は観察されていな
い。
表 4.2 は、IPO 後に継続している企業と上場廃止した企業の IPO 上場年度における会計的裁量行動と実体的裁量行動の比較結果を示している。

2-2-6

『証券経済学会年報』第 53 号別冊

表 4.1 IPO 前後の利益調整
2 期前

DA

REM

直前期

IPO 当期

Mean

0.004

-0.0020.027 **

(t-stat)(0.507)(-0.227)(2.552)

Median0.001-0.0050.008 ***

(z-stat)(-0.476)(-0.999)(-3.921)Mean-0.075 ***-0.048 ***-0.015(t-stat)(-5.225)(-3.857)(-1.073)

Median-0.028 ***-0.018 ***-0.001(z-stat)(-4.480)(-3.334)(-0.680)(注)：***は 1%水準、**は 5%水準、*は 10%でそれぞれ統計的に有意である。

表 4.2 IPO 当期における上場状態別の利益調整の比較

DA

REM

継続企業

上場廃止企業継続と上場廃止の差

Mean

0.018 *

0.187 **

0.169 **

(t-stat)Median(1.794)0.007 ***

(2.408)0.083 ***

(2.157)0.076 ***

(z-stat)(3.238)(2.757)(3.121)Mean(t-stat)Median(z-stat)-0.025 *(-1.692)-0.005(-1.319)0.163 **
(2.346)0.143 ***
(2.562)0.188 ***
(2.641)0.148 ***
(3.005)(注)：***は 1%水準、**は 5%水準、*は 10%でそれぞれ統計的に有意である。
会計的裁量行動の代理変数である裁量的会計発生高

意な値である。継続企業と上場廃止企業の裁量的実体発(DA)について、継続企業の平均値は 0.018 で、10%の水準
で正に有意であり、上場廃止企業の平均値は 0.187 であり、5%水準で正に有意である。継続企業と上場廃止企業の差は 0.169 で、5%の水準で正に有意である。また、継続企業と上場廃止企業の裁量的会計発生高の中央値も同
じような結果を示している。継続企業と上場廃止企業の裁量的発生高の中央値は、それぞれ 0.007 と 0.083 で、両方とも 1%水準で正に有意である。継続企業と上場廃止企
業の中央値の差は 0.076 であり、1%水準で正に有意である。
結果によると、上場廃止企業と継続企業を比較すると、上場廃止企業の方が IPO 当期により高い會計的裁量高を示したと考えられる。
実体的裁量行動の代理変数、裁量的実体発生高(REM)について、継続企業の平均値は-0.025 で、正の数値ではな
く、上場廃止企業の平均値は 0.163 で 5%の水準で正に有生高(REM)の平均値の差は、0.076 であり、5%の水準で正に有意な数値である。また、継続企業の中央値は-0.005 であり、統計的に有意ではない。上場廃止企業の中央値は0.143 であり、1%の水準で正に有意である。検証結果によると、継続企業は IPO 当期において、実体的裁量行動を行うことが観察されず、上場廃止企業は IPO 当期において実体的裁量行動を行うことが観察される。
要約すると、継続企業と上場廃止企業は両方とも会計
的裁量行動を行うが、上場廃止企業の方は高い裁量的発
生高が見られる。また、実体的裁量行動を行うのは上場廃止企業のみである。
このことは検証仮説1a を支持するが、検証仮説 1b を部分的に支持すると考えられる。
4.3 利益調整と IPO 企業の特徴
先行研究によると、IPO 企業の特徴は会計的裁量行動
及び実体的裁量行動と関連性があるとしている。例えば、

2-2-7

『証券経済学会年報』第 53 号別冊

Gerakos et al. (2013)は、ヨーロッパにおいて、新興市場 (欧米では AIM 市場と定義されている)に新規公開した企業
は、既存市場(Main market)に新規公開した企業と比べると、裁量行動の関係を示している。会計的裁量行動について
は、ROA の平均値が-0.199 で 10%の水準で負に有意であり、他の変数は統計的に有意な結果が見られない。また、会計的裁量行動及び実体的裁量行動を行う可能性が高いとしている。DeFond and Jiambalvo (1994)は、高い負債比率を持っている企業は、利益調整を行う可能性が高いと述べている。また、ベンチャーキャピタル(VC)に担保されている IPO 企業、また Fan (2007)と Wongsunwai (2013)によると、引受人（Underwriter つまり主幹事証券会社）の知名度が高い IPO 企業は、利益調整を行う可能性が低
いと考えられている。Kothari et al. (2005)によると、ROAが低い企業であれば、会計的裁量行動を行う傾向がある。
本研究は、これらの先行研究に基づいて、以下のモデルを用いて、日本における IPO 企業の特徴と利益調整の関連性を検証する。

実体的裁量行動については、全ての変数は統計的に有意な結果が見られない。表 4.3 によると、日本においては、
ROA が低ければ、IPO 企業は会計的裁量行動を行う傾向があることがわかる。しかし、他の変数は利益調整との関係が見られていない。

𝐸𝑀𝑖,𝑡 = 𝑘0 + 𝑏1 𝑀𝑎𝑟𝑘𝑒𝑡𝑖,𝑡 + 𝑏2 𝐿𝑛𝑆𝑖𝑧𝑒𝑖,𝑡+ 𝑏3 𝑉𝑜𝑙𝑎𝑡𝑖𝑙𝑖𝑡𝑦𝑖,𝑡 + 𝑏4 𝐿𝑒𝑣𝑒𝑟𝑎𝑔𝑒𝑖,𝑡−1+ 𝑏5 𝐵𝑀𝑖,𝑡−1 + 𝑏6 𝐿𝑛(1 + 𝐴𝑔𝑒)𝑖,𝑡+ 𝑏7 𝑉𝐶𝑖,𝑡−1 + 𝑏8 𝑈𝑛𝑑𝑒𝑟𝑊𝑟𝑖𝑡𝑒𝑟𝑖,𝑡−1+ 𝑏9 𝑅𝑂𝐴𝑖,𝑡−1 + 𝑏10 𝑆𝐻𝐷𝑅_𝑂𝑤𝑛𝑒𝑟𝑖,𝑡−1+ 𝑏11 𝐵𝑟𝑑𝑠𝑖𝑧𝑒𝑖,𝑡−1+ 𝜀𝑖,𝑡(4.11)

4.4 利益調整と IPO 企業の上場廃止
Li and Zhou (2006)によると、裁量的會計発生高が高い
IPO 企業ほど、IPO 後の期間に上場廃止になるリスクも高い。Alhadab et al. (2015)は、IPO 当期に会計的裁量高または実体的裁量高が高い企業は、IPO 後の一定の期間に上場廃止にされるリスクが高くなると述べている。
本研究は Li and Zhou (2006)、Demers and Joos (2007)とAlhadab et al. (2015)に従って、会計的裁量行動及び実体的裁量行動は、IPO 後の失敗リスクとの関連性があるかどうかを解明するために、次のロジスティクス回帰モデルを利用する。

ここで、市場区分のダミー変数(Market)は、新興市場であれば 1 とし、既存市場であれば 0 とする 10。企業規模(LnSize)は企業を新規公開時において対数化した時価総

𝐹𝑎𝑖𝑙𝑢𝑟𝑒𝑖 = 𝑘0 + 𝑏1 𝐸𝑀𝑖 + 𝑏2 𝑉𝐶𝑖 + 𝑏3 𝑈𝑛𝑑𝑒𝑟𝑤𝑟𝑖𝑡𝑒𝑟𝑖+ 𝑏4 𝐿𝑛𝑆𝑖𝑧𝑒𝑖 + 𝑏5 𝑈𝑛𝑑𝑒𝑟𝑃𝑟𝑖𝑐𝑖𝑛𝑔𝑖+ 𝑏6 𝑂𝑓𝑓𝑒𝑟𝑃𝑟𝑖𝑐𝑒𝐼 + 𝑏7 𝐿𝑛(1 + 𝑎𝑔𝑒)𝑖+ 𝑏8 𝐵𝑀𝑖 + 𝑏9 𝐿𝑒𝑣𝑒𝑟𝑎𝑔𝑒𝑖 + 𝑏10 𝑅𝑂𝐴𝑖
+ 𝑏11 𝐴𝑏𝑠(𝐶𝐹𝑂)𝑖+ 𝜀𝑖(4.12)

額である。株式のボラティリティー(Volatility)は、上場してから一年間の日次株式収益率の標準偏差である。負債

ここで、Failure は IPO 失敗のダミー変数であり、非自比率(Leverage)は、IPO 直前期の負債総額と資産総額の比率である。IPO 企業年齢(Ln(1+Age))は、IPO 企業が創業してから新規公開するまでの年数である 11。簿価時価比率(BM)は、株価の簿価と時価の比率である。ベンチャーキ
ャピタル(VC)は、企業が IPO を新規公開時に担保されているベンチャーキャピタル会社であり、担保されている

発的上場廃止(Involuntary delisted)であれば１とし、継続企業であれば 0 とする。EM は会計的裁量行動の指標(DA)または実体的裁量行動の指標(REM)である。
コントロール変数について、ベンチャーキャピタル(VC)は、企業が IPO を新規公開時に担保されているベン
チャーキャピタル会社であり、担保されているベンチャ

ベンチャーキャピタル会社があれば 1 とし、ベンチャー
キャピタル会社に担保されていなければ 0 とする。引受人(Underwriter)とは、主幹事証券会社のことであり、大手主幹事証券会社であれば 1 とし、大手主幹事証券会社でなければ0とする12。
ROAは企業の総資産利益率であり、IPO 直前期の当期純利益と総資産の比率である。
SHDR_Owner は、オーナー一族持株比率である。Brdsize
は取締役の数である。εi,t は誤差項である。
表 4.3 は IPO 企業の特徴と会計的裁量行動及び実体的ーキャピタル会社があれば 1 とし、ベンチャーキャピタ
ル会社に担保されていなければ 0 とする。引受人(Underwriter)は、主幹事証券会社に対するダミー変数であり、大手主幹事証券会社であれば 1 とし、大手主幹事証
券会社でなければ 0 とする。企業規模(LnSize)は企業を新
規公開時において対数化した時価総額である。アンダー
プライシング(UnderPricing)は IPO の公開価格と初値の比率である。公開価格(Offerprice)は IPO の公開価格である。

2-2-8

『証券経済学会年報』第 53 号別冊

表 4.3 利益調整と企業特徴
DA

REM

coef.

(t-value)coef.

(t-value)

Market
LnSizeVolatility
LeverageBM
Ln(1+age)
VC
Underwriter
ROA
Brdsize
SHDR_Owner
Constant

0.017
0.009
-0.0020.000
0.014-0.001-0.001-0.025-0.199*-0.0020.000-0.001(0.499)(0.729)(-0.739)(-0.309)(0.120)(-0.058)(-0.050)(-1.109)(-1.703)(-0.372)(-0.172)(-0.007)

0.014-0.0150.000-0.001-0.1850.018
0.036-0.012-0.2480.008-0.001
0.097(0.313)(-0.936)(-0.034)(-0.924)(-1.180)(0.819)(1.086)(-0.375)(-1.551)(1.080)(-1.446)(0.198)Adj.R2

0.032

0.033

(注)：1. ***は 1%水準、**は 5%水準、*は 10%でそれぞれ統計的に有意である。
2.括弧の中の値は係数に対する t 値である。
表 4.4 利益調整と IPO 失敗
モデル１

モデル２

Coeff.

(p-value)

1.067**(0.049)Coeff.

(p-value)(0.012)(0.074)(0.183)(0.922)(0.879)(0.802)(0.001)(0.154)(0.296)(0.426)(0.576)(0.636)DA
REM
VC
UnderWriter
LnSizeUnderPricing
OfferPricing
Ln(1+AGE)
BM
Leverage
ROA

1.163*-0.553-0.0180.000
0.000-0.885***1.678-0.007-1.408(0.078)(0.194)(0.941)(0.903)(0.748)(0.002)(0.250)(0.277)(0.395)1.074**
1.184*-0.5620.024-0.0010.000-0.896***2.082-0.007-1.338

AbsCFO
Constant

0.000-0.726(0.555)(0.759)0.000-1.139(注)：1. ***は 1%水準、**は 5%水準、*は 10%でそれぞれ統計的に有意である。
2. SPSS では、ロジット回帰分析に対して係数の t 値を提示しないため、括弧の中の値は係数に対する
p 値である。
IPO 企業年齢(Ln(1+Age))は、IPO 企業が創業してから新規公開するまでの年数である。簿価時価比率（BM）は、

IPO 直前期の負債総額と資産総額の比率である。ROA は企業の総資産利益率であり、IPO 直前期の当期純利益と株価の簿価と時価の比率である。負債比率(Leverage)は、総資産の比率である。Abs(CFO)は営業利益を絶対値化し2-2-9

『証券経済学会年報』第 53 号別冊

た数値である。これらのコントロール変数は Li and Zhou
(2006)、Demers and Joos (2007)と Alhadab et al. (2015)など企
業特徴と企業上場廃止に関する先行研究に基づいたものである。
表 4.4 は、IPO 当期に行った会計的裁量行動及び実体的裁量行動は IPO 後の期間に企業の上場廃止リスクへの影
響についての検証結果を示している。まず、会計的裁量行
動と IPO 企業の上場廃止の回帰係数は 1.067 で、5%の水
準で正に有意な値である。この結果によると、IPO 当期に
会計的裁量高が高い企業ほど、IPO 後の期間に上場廃止になる可能性が高いと考えられる。また、実体的裁量行動と IPO 企業の上場廃止の回帰係数は 1.074 で、5%の水準
で正に有意である。この結果によると、IPO 当期に実体的裁量高が高い企業ほど、IPO 後の期間に上場廃止に至る可能性が高いと考えられる。
コントロール変数について見ると、モデル 1 とモデル
2 において、VC の係数はそれぞれ 1.163、1.184 であり、両方とも 10%の水準で正に有意である。この結果から見ると、ベンチャーキャピタル会社に担保されている IPO
企業は、IPO 後の期間に失敗する可能性が高いと見られる。また、モデル 1 とモデル 2 において、IPO 企業年数
(LN(1+AGE))の回帰係数はそれぞれ-0.885、-0.896 であり、両方とも 1%の水準で負に有意である。この結果によると、
IPO 企業は創業から上場までの年数が短ければ、失敗する可能性が高いと考えられる。この部分の検証結果によると、検証仮説 2a と検証仮設 2b が成立すると考えられる。

る。
カプラン・マイヤー推定式は次の通りである。

𝑆̂(𝑡) = (1 −

𝑑1
𝑑2
𝑑𝑚
) × (1 − ) × … × (1 −
)
𝑛1
𝑛2
𝑛𝑚
=∏
𝑡𝑖 ≤𝑡

𝑛𝑖 − 𝑑𝑖𝑛𝑖(4.13)

ただし、𝑆̂ (𝑡)は生存関数の推定値である。
カプラン・マイヤー(Kaplan-Meier)推定法によって、生存曲線を得ることができる。また追加的に、ログランク検定(log-rank test)を利用し、2 つの対象者集団の生存曲線が異なるか否かを検証することができる。
本研究では利益調整を行った企業と行わなかった企業に分けて、2 つの異なる対象者集団とする。IPO 企業は一
般的に利益増加型利益調整を行うため、会計的裁量行動の指標(DA)または実体的裁量行動の指標(REM)の値が、0より大きければ、利益調整を行うことがある対象者集団とし、0 より小さければ、利益調整を行うことがない対象者集団とする。
4.5.2 分析結果
図 4.1 は、会計的裁量行動による IPO 企業の 120 ヶ月の累積生存率を示している。実線は、会計的裁量行動を行わなかった企業の累積生存率を表している。破線は、会計的裁量行動を行った企業の累積生存率を表している。図 1

4.5 利益調整と企業生存率によると、会計的裁量行動を行わなかった企業は、会計的裁量行動を行った企業より、生存率が高いことが見られ4.5.1 生存率の測定4.4 ではロジスティクス回帰モデルを利用して、裁量行
動と IPO 企業の上場廃止に至るリスクについて検証したが、上場廃止という結果だけを従属変数として取り上げたが、時間の影響を配慮していなかった。そのため、さらなる検証として、本研究はカプラン・マイヤー(Kaplan-る。
図 4.2 は、実体的裁量行動による IPO 企業の 120 ヶ月の累積生存率を示している。実線は、実体的裁量行動を行わなかった企業の累積生存率を表している。破線は、実体的裁量行動を行った企業の累積生存率を表している。図4.2 から見ると、実体的裁量行動を行わなかった企業と実Meier)推定法を利用し、上場廃止か否かおよび上場廃止までの時間を同時に従属変数としてモデルに導入し、会計的裁量行動及び実体的裁量行動は企業の IPO 後の生存率にどのような影響を与えるかについて検証する。
カプラン・マイヤー(Kaplan-Meier)推定法では、上場廃止（イベント）があった時点を t1、t2 とし、t1 時点での上場廃止した企業数を d1、t2 時点での上場廃止した企業数をd2 として、さらに t1、t2、…tm の直前までまだ生存していた企業数を n1、n2、…nm とし、t 時点までの生存率を求め

体的裁量行動を行った企業を比べると、実体的裁量行動を行わなかった企業の方が、生存率が高いことが分かる。
また、表 4.5 はカプラン・マイヤー(Kaplan-Meier)推定法
による IPO 企業の生存率分析である。会計的裁量行動について、会計的裁量行動の指標（DA）の値が 0 より小さ
い企業の数は 271 社あり、継続企業は 263 社あり、生存率は 97%である。一方、会計的裁量行動の指標(DA)の値
が 0 より大きい企業の数は 322 社あり、継続企業は 300
社あり、生存率は 93.2%である。

2-2-10『証券経済学会年報』第 53 号別冊

表 4.5 IPO 企業の生存率
総企業数

DA

REM

＜0(会計的裁量行動なし)＞0(会計的裁量行動
あり)

継続企業数 生存比率(%)

Log Rank Test
(p 値)

271

263

97.00%

4.610**

322

300

93.20%(0.032)＜0(実体的裁量行動
なし)

298

289

96.90%

4.871**＞0(実体的裁量行動
あり)

295

274

92.90%(0.027)(注)：***は 1%水準、**は 5%水準、*は 10%でそれぞれ統計的に有意である。
果 3b は支持された。
ログランクテスト(Log Rank Test)の値は 4.61 であり、5%の水準で有意である。この結果から見ると、会計的裁量行動を行わなかった IPO 企業は会計的裁量行動を行った企業より、生存時間が長いことが分かる。

5. 結論

実体的裁量行動について、実体的裁量行動の指標（REM）の値が 0 より小さい企業は 298 社あり、継続企業は 289
社あり、生存率は 97%である。一方、実体的裁量行動の指標(REM)の値が 0 より大きい企業は 295 社あり、継続
企業は 274 社あり、生存率は 92.9%である。ログランクテ
スト(Log Rank Test)の値は 4.87 であり、5%の水準で有意である。この結果によると、実体的裁量行動を行わなかった IPO 企業は、実体的裁量行動を行った企業より生存時間が長い傾向が見られる。従って、検証仮説 3a と検証結

これまで、いくつかの研究が欧米市場を中心として、利益調整の有無または IPO 企業の上場廃止リスクとの関係について検証した(Roychowdhury, 2006; Li and Zhou, 2006;
Alhadab et al., 2015)。これらの研究によると、IPO 企業は
IPO 前後において、会計的裁量行動または実体的裁量行動を行い、企業の利益を調整する傾向があると考えられている。また、IPO 前後において、利益調整を行った IPO
企業は、IPO 後に一定の期間に、上場廃止となるリスクが高く、生存率が低くなると指摘している。しかし、筆者に2-2-11

『証券経済学会年報』第 53 号別冊

いる限り、日本において、利益調整と IPO 失敗リスク及び生存率との関連性についての検証は行われていなかった。

キャピタルを持っている場合 1 とし、持っていない場合
0 とする。
6. 大手主幹事証券会社とは、引受人の中で最も規模が大

本研究は先行研究のアプローチに基づいて、日本の IPO
企業を対象として、会計的裁量行動と実体的裁量行動の有無、IPO 企業の上場廃止リスクおよび生存率との関係について、検証仮説を提示し、それぞれを検証した。主たる検証結果は次の通りである。
第一に、日本においては、継続している IPO 企業と既に上場廃止した IPO 企業の経営者は両方とも IPO 当期に
会計的裁量行動を行う傾向があるが、上場廃止した企業の方は裁量的會計発生高が高い。また、実体的裁量行動について、全体的に見ると IPO 企業は、IPO 前後に実体的裁量行動が行われていないが、継続している IPO 企業と既に上場廃止した IPO 企業に分けてみると、継続している IPO 企業は実体的裁量行動を行わないものの、上場廃止した IPO 企業は実体的裁量行動を行う傾向がある。
第二に、裁量的発生高が高い企業ほど、IPO 後に上場廃止になる危険性が高くなる。

きい会社である。日本においては、野村證券、大和証券及び SMBC 日興が大手主幹事証券会社と考えられている。
7. Ball and Shivakumar (2008)と Armstrong et al. (2009)によると、IPO 企業の総資産が急速に増加するが、IPO 後の決算
期の期末総資産を用いると、裁量的発生高が膨らすことになる。本研究では、決算期の期初と期末の総資産の平均値を用いる。
8. Kothari et al. (2005)と Alhadab et al. (2015)によると、IPO
企業の極端な業績を制御するために、
ROAを変数として、裁量的発生高の偏差値を推定する。
9. Cohen et al. (2008)と Zang (2012)によると、実体的裁量行動を行うと、
ACFOとADIXS は一般的に負の数値となる。
実体的裁量行動の測定水準として ACFO と ADISX の前に(-1)を掛ける方が理解しやすい。
10. 既存市場は東証 1 部・2 部及び大証であり、新興市場
は JASDAQ、MOTHERS である。

第三に、利益増加型会計的裁量行動と実体的裁量行動を行うと、企業は IPO 後の生存率が低くなる。
本研究の結果は、次のような意義があると考えられる。
一つ目は、国際比較の視点から、欧米市場の実証結果と同じく、日本においても、利益調整は IPO の失敗リスクに影響を与えることが明らかにした。二つ目は、投資家の視点から、利益調整を行う IPO 企業への投資は将来により大きな損失を招く可能性が高いことを明らかにした。三11. 創業から新規公開までの年数が 0 年である企業が存在するから、
ここで対数化する時に企業年数を1にたす。
12. 『株式上場白書』によると、大手主幹事証券会社は野村、大和と SMBC と考えられている。

つ目は、投資家保護の視点から、IPO 企業の利益調整は将来の失敗に繋がることが分かり、利益調整を抑制する法

Aharony, J., Lin, C. J. and Loeb, M. P., 1993, “Initial public
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制度と会計基準の修正に証拠を提供した。

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management around initial public offerings: a re-examination,”止を指す。
2. MOTHERS 市場は例外として、その上場規定において、当期純利益に関する基準が定められていない。
3. 一般企業や MBO 企業の実体的裁量行動に関する研究は月岡(2013)、小嶋(2008)、山口(2013)を参照した。
4. 本研究で企業を非自発的上場廃止の基準は Park(2017)に従い、それ以外に上場廃止とされる企業は自発的上場廃止とする。
5. ベンチャーキャピタルの有無については、ベンチャー

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注：

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