●特集（１）2014−2015年度特別プロジェクト「日本企業のディスクロージャーにおける利益の平準化とその抑制」最終報告
Report of the Special Project for the FY 2014-2015
Income Smoothing and Disclosure Policy in Japan
特別プロジェクト代表

主

委

國

村

道

雄（名古屋市立大学）

吉

田

和

生（名古屋市立大学）

吉

田

山

田

哲

弘（中央大学）市

原啓

善（小樽商科大学）

棚橋則子（東北学院大学）加藤千雄（大阪経済大学）

久

保

査

員
靖（東京経済大学）

暢（( 株 )TMMC）

特集（1）

会社法配当規制と利益平準化行動の抑制
Does Dividend Restriction Drive Earnings Smoothing?
Empirical Evidence from Japan

市


原

啓

善（小樽商科大学准教授）

Ichihara Hiroyoshi (Associate Professor, Otaru University of Commerce)
論文要旨

企業経営者による利益平準化行動の動機の1つとして、株主からの信頼の獲得を目的とした安定配当の実現が指摘されている。本稿は、配当行動と利益平準化行動の関係性について分析するものである。これまでの実証研究では、減配を回避したい企業経営者は、わが国会社法配当規制で規定される配当財源を確保するべく、利益増加型の報告利益管理を行っていることが指摘されている。そこで本稿では、國村 (2014) の分析モデルを拡張して、会社法配当規制がもつ利益平準化行動の抑制効果について分析を行う。分析の結果、前期配当の維持に必要な配当財源が不足した企業では、安定配当を目的とした利益平準化行動を積極的に行っていることを示す結果が析出されている。ただし配当財源が不足した企業のうちでも、配当規制の遵守（配当維持を諦め減配の実施）を決定した企業においては、利益平準化行動が有意に減少する結果が析出されている。

SummaryThis paper examines the earnings-smoothing behavior affected by dividend policy. Hepworth (1953) contends that thestable dividend policy which level earnings facilitate does nothing to lessen satisfactory stockholder relations.In prior studies
which empirically analyze Japanese firms, managers who want to avoid dividend cuts engage earnings management formeeting the expected distributable-amount under Companies Act. To examine the relationship between dividend policy andearnings-smoothing behavior, this study uses the model developed by Kunimura (2014) which investigates the factor ofinterfering with earnings-smoothing. As a result, I find that managers who want to maintain the level of DPS, in response to
distributable-amount shortfall,smooth earnings aggressively. In addition, when managers must cut dividends required byCompanies Actas a consequence of distributable-amount shortfall, earnings-smoothing behavior is interfered.

ーベイ調査では、多くの CFO が「１株当たり配１．はじめに当額を低下させないようにする（93.8％）」、「減
本稿は國村（2014）で提起された検証仮説「行配はネガティブな結果をもたらすと考えている

き過ぎた利益調整は、広義の制度（enforcement）、（88.1％）」、「新規の投資計画を行うためには、減つまり法律（law）や自己規律（self-disciplining）

配を行うよりも、新たな資金調達を行いたい（65.4

により抑制される」に基づき、配当行動の観点か％）」と回答し、減配の回避を強く意識しているら利益平準化行動の抑制要因について分析を行う

事実が報告されている。わが国におけるサーベイ

ものである 。

調査でも同様の結果が得られている。企業経営者

１)

Brav et al. (2005) による配当行動に関するサが、安定配当を志向する理由としては、株式市場

謝辞：本稿は日本ディスクロージャー研究学会2014年度特別プロジェクト「日本企業のディスクロージャーにおける利益の平準化とその抑制（國村道雄委員会）」における研究成果の一部であり、第13回研究大会（2016年５月28日）における報告論文になります。
あわせて本件研究は、（独）
日本学術振興会科学研究費補助金（課題番号15K17154）の支援を受けて実施しています。ここに記して心より感謝申し上げます。なお本稿に含まれる内容・表現等あり得べき誤謬はすべて筆者の責に帰すものであります。
連絡先：市原 啓善 〒047-8501 北海道小樽市緑三丁目5番21号 小樽商科大学商学部
電話：0134-27-5340 Email：ichihara-h@res.otaru-uc.ac.jp– 35 –

年報 経営ディスクロージャー研究

2017年３月

第16号

への影響を考慮したものと考えられている。これ

析方法を説明する。そして５ . において分析結果までの実証研究では、減配公表時に株価が大幅にを提示し、最後に６ . において結語と本稿の課題

下落すること、さらに、増配時の反応度とは非対について言及する。

称であり、増配よりも減配に対して株価は大きく下落することが一貫して析出されている。減配に

２．先行研究と検証仮説

対する株式市場のこうした反応は、企業経営者に配当を平準化させるインセンティブを与えていると考えられている。

2.1．利益平準化行動を抑制する要因に関する研究
利益平準化行動を抑制する要因に関する研究とWatts and Zimmerman (1986) は、減配回避

して、富田（2004）、國村（2014）があげられる。

を志向する企業経営者には、利益増加型の報告利まず富田（2004）は、利益平準化行動を抑制す

益管理を行う動機を有していることを指摘している要因を規制要因と呼び、通常状態で発生するよる。会社法配当規制や債務契約における配当制限

うな一般的な規制要因として監査制度をあげ、強条項がある場合、当期の業績の悪化等により前期引な利益平準化行動を抑制させることを説明してと同額の配当を支払うために必要な配当財源を有いる。またこの他にも、個々の企業がある特定のしていない際には、企業経営者は減配の実施を要状況になった時にのみ発生するような個別事情的求されることとなる。ここに減配回避を目的としてな規制要因として、ビッグバスや損失回避、財務

配当原資の捻出を行おうとする報告利益管理の誘因

制限条項への抵触回避をあげ、利益平準化行動がが生じると考えられている。実際に、Daniel et al.

抑制された結果生じる行動の１つであることを説(2008)などでは、有配企業において当期利益が目標明している。さらに1979年から1991年までのわ

配当額に達するように、裁量的会計発生高を増加さが国主要５業種6,032企業 ･ 年において、小規模なせていることを示唆する証拠が析出されている。

監査人が監査不能な大規模被監査会社に対して、

また Hepworth (1953) では、安定配当の志向

大規模監査法人が一定の監査品質を保っているこが利益平準化行動の動機の1つになりうることをとを示し、意図的な利益平準化行動にとって監査指摘している。須田・花枝（2008）のサーベイ

制度（法律 -law）が抑制要因となっていること

調査では、利益平準化を行う効果として「配当をを明らかにしている。

安定的に維持できる」と考える企業が62.51％に

次に國村（2014）では、経営者による業績予ものぼり、利益平準化を行うにあたり、配当行動

想制度が利益平準化行動に及ぼす影響について、が強く意識されていることが明らかになってい操作前実績利益変化額、予想利益の改訂、両者のる。ただしあわせて「日本企業の経営者は、米国

交差項の３要素をベースに抑制型利益平準化モデ

企業よりも利益平準化について消極的である」こ

ルを構築し、自己規律（self-disciplining）の観とも指摘しているが、その原因についてはいまだ点から抑制要因についての検証がなされている。

解明されていない。

2003年から2010年までの金融業を除くわが国一

本稿の構成は以下のとおりである。まず２ . に

般事業会社を対象とした分析の結果、操作前実績

おいてこれまでの先行研究を概観し、３ . におい

利益変化額と裁量的会計発生高との間に負の関係て利益平準化行動の抑制要因に関する検証仮説をがある一方で、予想利益の改訂と裁量的会計発生提起する。つぎに４ . において仮説検定の為の分高との間に正の関係があることを析出している。

– 36 –

特集（１） 2014－2015年度特別プロジェクト最終報告

すなわち、経営者予想改訂が利益平準化を補完す企業7,872企業 ･ 年を対象として、当期の報告利益るという抑制効果が働いていることが析出されてが前期配当額（なお留保利益からの配当は考慮さいる。

れていない）に達するように、利益増加型の会計的裁量行動が行われていることが析出されている。損失回避、減益回避、利益予想値未達回避と2.2．配当行動と報告利益管理行動に関する研究
配当行動と報告利益管理行動に関する初期の実

いった利益ベンチマークの達成を目的とした利益証研究は、債務契約において配当制限条項を有し増加型の報告利益管理研究において、減配回避とている企業を対象として行われてきた。配当制限いう４つ目の動機の存在を指摘した研究となる。

条項では一般的に、配当金累計額が配当可能資金

Liu and Espahbodi (2014) では、1992年から2009

有高などを超えるような配当を禁止している年における米国企業13,826企業･年を対象として、（Kalay, 1982）。DeAngelo et al.(1994) では、配裁量前利益で増益（減益）となる有配企業では、

当制限条項に抵触し減配を強いられたと思われる

その他の企業よりも利益減少型（増加型）の報告

企業において、負の会計発生高が析出されている。

利益管理を行う傾向があることが析出されていこれを発展させ DeFond and Jiambalvo(1994) でる。企業の配当行動が利益平準化行動に影響を及は、Jonesモデルを用いて、会計発生高から裁量的ぼしていることを指摘した研究となる。ただし、会計発生高を抽出し、検証の結果、配当制限条項抵

配当行動の観点から利益平準化行動を抑制する要触の前年度から抵触年度にかけて、正の裁量的会計因について検証した実証研究は米国やわが国では発生高、すなわち利益増加型の報告利益管理行動をまだ行われていない状況である。

示唆する証拠を析出している。ところが近年では、起債時に財務制限条項を設定する企業はほとんど見３．検証仮説られなくなっているだけでなく、中村（2011）によると、融資契約における財務制限条項の抵触コスト

Hepworth (1953) は、安定配当の志向が利益は減少していることも指摘がされている。

平準化行動の動機の１つになりうることを指摘しそこで、株式市場の観点から配当行動と報告利ている。企業経営者にとって、報告利益が変動し益管理行動の関係を検証した研究がなされ主なもた場合、配当水準の維持を志向すれば配当性向ののにKasanen et al. (1996)、Daniel et al. (2008)、

変動を受け入れなければならず、他方で配当性向

Liu and Espahbodi (2014) などがある。まず、の維持を志向すれば配当水準の変動を受け入れな

Kasanen et al. (1996) は、1970年 か ら1989年 にければならなくなる。このことから、配当水準やおけるフィンランド企業722企業 ･ 年サンプルに配当性向のボラティリティを抑えたい有配企業でついて裁量的会計発生高を測定したところ、企業は、報告利益の平準化は行われやすいと考えられは配当を維持するための目標利益を達成するためている（Liu and Espahbodi, 2014）。また、利益に利益増加型の報告利益管理を行っていることをのボラティリティが高い場合、企業経営者が高配示唆する結果を得ている。ここでは支配的株主で当を志向しても、配当水準を低めに抑えざるを得ある銀行の意志によって、企業は配当維持を行っ

なくなることからも、報告利益の平準化が好まれていると指摘している。Daniel et al. (2008)では、

る こ と も 指 摘 さ れ て い る（Gorden, 1964、1992年から2005年にかけて配当を実施した米国

Beidleman, 1973）。これまでの実証研究では、– 37 –

年報 経営ディスクロージャー研究

2017年３月

第16号

が考えられる。そこで次の仮説を設定する。

Beattie et al. (1994), Gassen et al. (2006) において、高配当企業では利益平準化の程度が高いことを、Skinner and Soltes (2011) において、有仮説２：減配実施という配当行動の決定は、裁配企業では利益の持続性が高いことも明らかとさ

量的会計発生高の計上額を減少させれている。

利益平準化行動を抑制させる。

会社法配当規制があるわが国では、当期の業績の悪化等により、前期と同額の配当を支払うため

４．分析方法に必要な分配可能額を有していない場合には、企業経営者は減配の実施を要求されることになる。

4.1．サンプルの選択

しかしこれまでの先行研究で指摘されているとお本稿の分析対象期間は、2000年度から2007年

り、企業経営者は減配の実施に対して強い抵抗感

度（2001年３月から2008年３月期決算）までのをいだいていると考えられている。そこで、会社８年間である。分析対象企業は、金融・保険業を法配当規制への抵触が予期される場合に、企業経除いた東京証券取引所上場企業で、決算月数が12

営者は減配を実施するのではなく、前期と同額のヵ月の３月決算企業である。なお、株式分割等に配当を支払うのに不足する配当財源を捻出するたよる実質増配の影響等を緩和するために、石川

めに、利益増加型の報告利益管理を行おうとする（2007）に依拠し、発行済株式数の変化率が直近動機をもつことが考えられる。そしてその手段との配当異動公表時点と比べて±20％未満の企業

して、裁量的会計発生高を利用していることが推に限定している。また、各情報変数すべてについ測される。そこでまず次の仮説を設定する。

て標準偏差基準法により外れ値を除外している（除外基準値は平均値±3標準偏差）。以上のこと仮説１：企業経営者は、前期配当の維持が可能

から、最終的な分析サンプルは、1,405社の延べとなる配当財源（分配可能額）が不足

10,259企業 - 年となっている。分析に必要なデー

した場合、裁量的会計発生高を増加さ

タは、日経財務データ DVD 版（一般事業会社）

せ利益平準化を行う。

から収集している。なお、本分析は配当データを利用するため、親会社単独個別財務諸表データに一方で、前期配当の維持が可能となる配当財源

よる分析を行っている。

が不足した企業のうちでも、会社法配当規制を遵守するために、配当維持をあきらめ、減配の実施

4.2．変数の説明を決定した企業においては、報告利益管理のイン

Kalay (1982) に依拠し、減配回避を目的としセンティブを強く有さなくなることが考えられた報告利益管理のベンチマーク指標（前期配当のる。会社法配当規制は、個々の企業の個別事情や維持が可能となる分配可能額）を、配当余力

各利害関係者間との個別の契約関係を考慮せず、（dividend slack）として次のように定義する。

一律すべての企業にその遵守を要求するというものである。すなわち、配当財源が不足した企業のうち、減配予定の企業においては、利益平準化行動が抑制され、裁量的会計発生高が減少すること– 38 –

配当余力 ＝分配可能額 −（年間配当金 -1−中間配当金 ）（1）

右辺の（ ）部は、前期の年度総配当から、当特集（１） 2014－2015年度特別プロジェクト最終報告

図１ 減配回避を目的とした報告利益管理行動
年間配当金 t -1

中間配当金 t

減配回避に必要な期末配当金 t[1]

操作前分配可能額 t[2]

分配可能額 t[2´]

その他資本剰余金

その他資本剰余金

任意積立金

任意積立金

繰越利益剰余金

繰越利益剰余金(当期利益)(当期利益)[2]－[1] ＝ 操作前配当余力

期中に既に支払い済みの中間配当金を差し引いた

裁量的
会計発生高

[2´]－[1] ＝ 配当余力

操作前配当余力 ＝配当余力金額であり、前期配当を維持するために必要とさ−裁量的会計発生高れる期末配当金の最低水準額を示している。わが（2）国では、配当支払いは会社法（旧商法）配当規制

なお、分配可能額は、当該年度の会社法第461

により、分配可能額（配当可能利益）の範囲内で条第２項（旧商法第290条第１項）に基づき算定それが認められていることから、この（ ）部のしている。例えば（3）式は、2006年会社法創設

金額に、当期末の分配可能額が満たない場合（す時の分配可能額の算定式にあたる２)。

なわち（1）式が負値となる場合）には、前期配分配可能額＝その他資本剰余金

当の維持ができないこととなる
（図１）
。しかし、

＋その他利益剰余金

企業経営者は減配の実施に対して強い抵抗感をい−自己株式の帳簿価額

だいていると考えられている。そこで、減配回避−のれん等調整控除額を志向する企業経営者は、減配を実施するのでは−その他有価証券評価差額金なく、（1）式の値が０以上になるよう、前期配当（評価損）の維持が可能となる配当原資の捻出を行うことが−土地再評価差額金（評価損）

考えられる。そしてその手段としては、裁量的会−純資産額の300万円規制に基づく計発生高を計上し、当期利益を増加させることが控除額考えられる。本稿では、有配企業のうち、操作前−連結配当規制に基づく控除額

配当余力（pre-managed dividend slack）が正−準備金積立額値であった企業と負値であった企業とで、市場の（3）評価に差異が生じるか否かの検証を行う。なお、

本稿では利益平準化行動を、報告利益ボラティ

操作前配当余力は、次の（2）式のように、配当リティを報告利益管理行動によって本来のボラ余力から、報告利益管理の代理変数となる裁量的

ティリティよりも低下させるような会計行動と会計発生高を差し引いたものと定義される。

定義し、利益平準化の程度を示す代理変数を次– 39 –

年報 経営ディスクロージャー研究のように算定する。まず Hunt et al. (2000) など

2017年３月

第16号

利益平準化尺度に基づき、当期利益（NI）のボラティリティを、＝ a0＋ a1 操作前配当余力

操作前利益（PNI）のボラティリティで除した値＋ a2 減配実施ダミー（σNI/σPNI）を算定する。この値が小さいほど＋ a3 減配実施ダミー＊操作前配当余力

利益が平準化されていることを意味する。次に＋ Controls（⊿操作前利益 , 収益性 , 規模 ,Tucker and Zarowin (2006)、Takasu and

負債 , 年度 , 産業）＋ε（6）

Nakano (2012) に基づき、産業効果と年次効果の影響をコントロールするため、産業・年別に観測まず（6）式の第１項（操作前配当余力）の係数

値を上記の変数によって降順に順位付けし、そのの符号についてである。操作前配当余力が負値と順位を産業・年別の観測数で除した値を算定すなった場合、減配の実施に対して強い抵抗感をいる。当該値を利益平準化尺度とし、値が大きいほだいている企業経営者は、配当余力が０以上になど利益が平準化されていることを意味する。なおるよう、利益増加型の報告利益管理を行い、前期

ボラティリティは、当期を含む過去５年間の標準配当の維持が可能となる配当原資の捻出を行うと偏差を用いる。裁量的会計発生高は、Kasznik

考えられる。すなわち操作前配当余力が負値にな(1999) で提示された CFO 修正 Jones モデルに基ると、利益平準化のための裁量的会計発生高が増づき、（4）式を年度別産業別に推定してその残差えるという関係があり、a1の符号は負になることとして定義する 。なお推定に必要となる会計発が期待される。

３)

次に第２項（減配実施ダミー）は、減配・無配

生高は（5）式のように定義する 。
４)

実施企業を１、それ以外を０とするダミー変数で/-1= α0(1/-1ある。有配企業に対して減配実施企業や無配企業

)

＋α1⊿
＋α2
＋α3⊿

/
/

については、配当財源の確保を目的とした報告利-1

益管理のインセンティブを強くは有していないと

-1

/

＋ε

-1

考えられる。そのため、当該企業では利益平準化（4）のための裁量的会計発生高が減少するという関係があり、a2 の符号は負になることが期待される。

会計発生高（TA）＝（Δ流動資産−Δ現金・預金−Δ投資・財そして第３項（交差項）の係数の符号についてである。操作前配当余力が負値となった企業のうちで務活動に関する流動資産項目）−（Δ流動負債−Δ投資・財務活動に関する流動負債項目）も、会社法配当規制を遵守し、配当維持をあきらめ減配を実施すると決めた企業においては、報告利益−Δ固定資産から控除される貸倒引当金管理のインセンティブを強くは有していないと考え−Δ固定負債から控除される引当金られる。すなわち減配予定の企業においては、利益−減価償却費実施額−繰延資産償却額（5）平準化行動が抑制され、裁量的会計発生高が減少するという関係があり、a3 の交差項の符号は正になることが期待される。これが会社法配当規制の持つ

4.3．分析モデル
本稿の仮説の検証には、國村（2014）の分析
モデルを拡張した次の回帰モデルを用いる。

利益平準化行動への抑制効果である。
この他に利益平準化行動に影響を及ぼすと考え– 40 –

特集（１） 2014－2015年度特別プロジェクト最終報告られる要因をコントロールするため、操作前利益変５．分析結果

化額、収益性、企業規模、負債、年度、産業を示す
変数を含めている。操作前利益変化額については、

5.1．基本統計量

操作前利益変化額が負値（正値）、すなわち減益（増表１は各変数の基本統計量を、表２は分析サン益）となると、利益平準化のための裁量的会計発生

プルを配当動向 ･ 配当余力別に分割したものであ高が増加（減少）するという関係があることから、る。

係数の符号は負になることが期待される。この事実

表２（1）は、1株当たり年間配当金額（Dividend

は、國村・久保 (2013) などこれまでの多くの実証

Per Share）に基づいて、当期の配当の支払い有研究においてすでに確認されている 。

無と前期配当水準額との比較から分類したもので

５)

表１ 基本統計量
平均値

中央値

標準偏差

最小値

最大値

サンプル

利益平準化尺度

0.51220.51050.28910.00631.0000

10,259

裁量的会計発生高-0.0014-0.0006

0.0356-0.27850.3044

10,259当期利益

0.01850.01790.0512-0.7694

0.4795

10,259

分配可能額

0.22430.20020.2140-2.2379

1.2027

10,259

配当余力0.21910.19520.2119-2.2379

1.1926

10,259操作前配当余力

0.21810.19330.2121-2.46441.0770

10,259（注）各変数は前期総資産で基準化している（利益平準化尺度は除く）。

表２ 配当動向別での分類(1)配当動向別分類
配当維持

増配

有配

サンプル数

3,790
36.9%

(

4,245
1,079
)( 41.4% )( 10.5% )(0.511

利益平準化尺度

無配

0.570

0.349

減配

合計

有配

無配

911
8.9% )(

234
2.3% ) (

0.489

0.338

10,259100.0% )0.512(2)利益変化別分類
増益
黒字

サンプル数

5,613
( 54.7% )(

利益維持
赤字

336
3.3% )(

5
0.0% )(

0
2,976
1,329
0.0% )( 29.0% )( 13.0% ) (有配維持･増配
企業群
サンプル数

8,035

利益平準化尺度

0.542
(

20.11

減配･無配
企業群
2,224
0.405
***

)

（注）***は 1％で有意あることを示している。

– 41 –

黒字

合計

黒字(3)平均値の差の検定

t値

減益

赤字

赤字

10,259100.0% )年報 経営ディスクロージャー研究

2017年３月

第16号

ある。全体に占める有配企業は8,946企業･年（87.2

群との利益平準化尺度について平均値の差の検定％）にのぼっている。米国の有配企業割合が約２

結果を示すものである。有配企業に対して、減配

割から３割で推移していることと比較しても、わ

実施企業や無配企業については、配当財源の確保

が国企業が配当支払いを重視していることがわかを目的とした報告利益管理のインセンティブを強る。また、有配企業の中で最も多いのは配当維持

くは有していないと考えられる。そのためこれら企業であり、減配企業は最も少なく11.1％にとどの企業では、利益平準化のための裁量的会計発生

まっている。一方で表２（2）の利益変化別の分類

高が減少することが考えられる。
検定結果からも、で示す減益企業数は41.9％も占めている。このこ

減配・無配企業群の利益平準化尺度は、その他のとからも、減配企業数は非常に少なく、企業経営

企業群と比べ統計的に有意に小さな値となってい者は減配の実施に対して強い抵抗感を抱いている

ることがわかる。

ことが示唆されている。本稿分析サンプルから観察される配当動向の特徴は、日米におけるこれま5.2．多変量回帰モデルの検証

での先行研究と整合したものとなっている。

表３は、本稿の仮説の検証に用いる分析モデル

表２（3）は、減配・無配企業群とその他の企業（6）式についての推定結果である。分析１では仮表３ 多変量回帰分析の推定結果
期待
符号

分析1

分析2

係数
定数項

t値

係数

t値

0.6598 ***(12.62 )

0.6610 ***(11.35 )

操作前配当余力(-)-0.0445 **(-2.38 )

-0.0402 **(-2.05 )

減配・無配企業ダミー(-)-0.1708 ***(-20.40 )-0.1713 ***(-19.42 )D＊操作前配当余力(+)

0.2424 ***(8.12 )

0.2424 ***(8.10 )(-1.92 )

操作前利益変化額(-)-0.0952

当期利益

(+/-)

-0.0266(-0.34 )

総資産

(+/-)

-0.0002(-0.07 )

負債(+/-)

-0.0001 **(-2.37 )

*

年度ダミー

yes

yes

産業ダミー

yes

yes

決定係数

0.052
0.049
13.7660.000
10,2590.053
0.049
12.6780.000
10,259

自由度修正済み決定係数
F値
確率(F値)
サンプル（注）t 値は White(1980)のロバスト検定結果を示す。***,**,*はそれぞれ 1％,5％,10％で有意であることを示す。

– 42 –

特集（１） 2014－2015年度特別プロジェクト最終報告説の検証に用いる主要な変数のみでの推定結果

６．おわりにを、分析２では利益平準化行動に影響を及ぼすと考えられるその他の要因をコントロールした上で

本稿では、國村（2014）
で提起された検証仮説、の推定結果を示している 。
６)

すなわち「行き過ぎた利益調整は、広義の制度

まず、操作前配当余力の係数は、期待通り負値（enforcement）、つまり法律（law）や自己規律であり統計的に有意な結果を示している。
これは、（self-disciplining）により抑制される」に基づき、操作前配当余力が負値となった場合、減配の実施

配当行動の観点から利益平準化行動の抑制要因にに対して強い抵抗感をいだいている企業経営者

ついて仮説を提起し、我が国企業を対象に実証分

は、配当余力が０以上になるよう、利益平準化の析を行った。分析の結果、前期配当の維持に必要ための裁量的会計発生高を増加させ、前期配当のな配当財源が不足した企業では、安定配当を目的維持が可能となる配当原資の捻出を行っていることした利益平準化行動を積極的に行っていることとを示唆するものである。仮説１と整合的な結果を示す結果が析出された。ただし配当財源が不足である。

した企業のうちでも、会社法配当規制を遵守する

次に減配実施ダミーの係数も、期待通り負値でために配当維持を諦め減配の実施を決定した企業

あり統計的に有意な結果を示している。これは、においては、利益平準化行動が有意に減少するこ

有配企業に対して減配実施企業や無配企業についとを示唆する結果が析出された。

ては、配当財源の確保を目的とした報告利益管理

米国では各州において異なる配当規制が規定さのインセンティブを強くは有しておらず、利益平れているのに対して、わが国会社法配当規制では、準化のための裁量的会計発生高が減少することを個々の企業の個別事情や各利害関係者間との個別示唆する結果である。

の契約関係を考慮せず、一律すべての企業にそのそして交差項の係数についても、期待通り正値遵守が要求されるという点に特徴がある。会計基であり統計的に有意な結果を示している。
これは、準の国際的収斂化が起きる中、わが国固有の会計

配当財源（分配可能額）が不足した企業のうち、制度が企業経営者の会計行動に与える影響を明ら

会社法配当規制を遵守し、配当維持をあきらめ減かにする研究は、ディスクロージャー制度のあり配を実施すると決めた企業においては、利益平準方に何らかの示唆を与えるものとなり得ることが化のための裁量的会計発生高が減少することを示

期待されている。本研究の今後の展開としたい。

唆する結果である。会社法配当規制が持つ利益平更に残された課題として、本稿では実体的裁量

準化行動への抑制効果に関する仮説２と整合的な行動の分析は行われていない。これまでの先行研結果である。なお分析２に示すように、利益平準

究では、企業経営者は固定資産の売却や販売費及化行動に影響を及ぼすと考えられるその他の要因

び一般管理費の削減等を通して、配当財源の捻出をコントロールした分析モデルの推定においてを行っていることを示唆する証拠が析出されていも、係数は期待通りの値であり統計的に有意な結る。企業の志向する配当政策が、実体的裁量行動

果が得られた。

も含めた包括的な利益平準化行動に与える影響については、今後の研究課題として稿を改めて検証したい。

– 43 –

年報 経営ディスクロージャー研究

2017年３月

第16号《注》

Jung et al.(2012) によると、政治コストの観点から、企業

１）報告利益管理の抑制要因に関しては、法の観点から検証し方でAlbrecht and Richardson (1990)、Kwak and Lee

た も の に Cohen et al. (2008) や 市 原（2013） が あ る。

(2008) では、政府・公衆によるモニター、訴訟コストの観規模と利益平準化とは正の関係性が析出される。しかし一Cohen et al. (2008) は、会計不正の防止・検出を目的とし点から、利益平準化とは負の関係性が析出されている。

た Sarbanes-Oxley Act 成立後に、裁量的会計発生高が減少

負 債（ 負 債 比 率 ） に つ い て は、Trueman and Titman

したことを、市原（2013）では、わが国会社法における配(1988) により、経営者は債務不履行の確率を低め、負債コ

当規制の緩和により、減配回避を目的とした裁量的会計行ストを低く抑えたい動機を持つため、負債が多い企業は利益 平 準 化 を 行 う こ と が 指 摘 さ れ て お り、Carlson and動が減少したことを検出している。
２）分配可能額は、配当規制の改正を反映して年度毎に次の通Bathala(1997)、LaFond et al. (2007)、Jung et al. (2012)

りに算定している。

など米国企業を対象とした検証において正の関係を析出し

2000-2002年度：任意積立金＋当期未処分利益−利益準備金て い る。 こ れ に 対 し て 日 本 企 業 で は、Kwak and Lee

要積立額−繰延資産超過額−自己株式−時価評価に伴う純(2008) において、利益平準化とは負の関係性が析出され、資産増加額、2003-2006年度：その他資本剰余金＋任意積立銀行によるモニターが働いていることが指摘されている。

金＋当期未処分利益−利益準備金要積立額−繰延資産超過

産業効果（産業ダミー）については、Belkaoui and Picur

額−自己株式−時価評価に伴う純資産増加額、2007年度：(1984)、Ahmed et al. (2006) において、環境の不確実性・（3）
式、なお臨時決算書作成日までに生じた剰余金変動事象

競争・製品の耐久性の程度等、産業の特性と利益平準化にの調整計算は、データの制約上含まれておらず、期末時点

関係性があることが析出されている。
６）不均一分散に対処するため、ダミー変数、負債比率、総資における分配可能額のみ計算している。
３）産業分類は、東証業種分類（34業種）を基本にして、類似産の対数値を除く各説明変数を前期総資産で基準化していした業種をまとめ、20業種に分類している。回帰式の推定は、る。さらに回帰係数の 値は、White(1980) の方法によるロ

2000年度から2007年度までの各年度８期 -20業種からなる全

バスト検定結果を示している。また、多変量回帰分析にお160ポートフォリオについて行っている。

ける VIF（variance inflation factor）値は、基準値の10を各変数の定義は次のとおり。TA：会計発生高、CFO：営業

大きく下回っており、推定において多重共線性も重大な問活動によるキャッシュ・フロー＝（当期利益＋特別損失−特題となっていない。

別 利 益）− TA、ADJREV：REV − REC、REV：売上高、REC：受取手形 ･ 売掛金＋（−流動資産から控除される貸倒
引当金）、PPE：償却対象有形固定資産＋無形固定資産＋投《参考文献》

資不動産＋繰延資産、A：総資産
４）会計発生高は、短期発生高（運転資本発生項目）と長期発
生高との合計であらわされることから、これらの個別項目を加減算し、さらにわが国独自の引当金項目等を加減して算定される。なお（5）
式の左辺中にある各変数の定義は次のとおりである。
投資・財務活動に関する流動資産項目：有価証券＋短期貸付金＋自己株式＋金銭の信託、投資・財務活動に関する流動負債項目：短期借入金＋ CP ＋一年内返済の長期借入金＋一年内償還の社債・転換社債＋設備関係支払手形＋設備関
係未払金、固定負債から控除される引当金：退職給付（与）引当金＋役員退職慰労引当金＋その他の長期性引当金、減価償却費実施額：有形固定資産、無形固定資産、投資その他の資産の普通償却実施額
５）収益性（当期利益）については、Archibald (1967)、White(1970) によると、利益の変動は、収益性の低い企業ほど、資本コストや株価に重大な影響を及ぼすため、利益平準化とは負の関係性が析出される。しかし一方で Carlson andBathala (1997)、Grant et al. (2009) では、収益性の高い企業ほど、利益平準化を行う手段を多く有しており、正の関係性が析出されている。
企業規模（総資産額の対数値）については、Moses (1987)、
Beattie et al (1994)、Herrmann and Inoue (1996)、– 44 –

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特集（１） 2014－2015年度特別プロジェクト最終報告

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付記
本投稿論文は、筆者によって編集委員会に提出された原稿にKasznik, R., 1999. On the association between voluntary
disclosure and earnings management. Journal of Accounting

ついて査読プロセスを経ることなく掲載したものである。

Research 37, 57-81.

– 45 –

特集（1）

群衆的予想改訂による利益平準化効果の抑制
Herding behavior of management forecast revisions
and restraint of natural smoothing

山


田

哲

弘（中央大学）Akihiro Yamada (Chuo University)
論文要旨

会計プロセスに組み込まれた利益の平準化効果は natural smoothing とよばれており、会計利益の有用性を高める性質として注目されてきた。しかし、利益の平準化効果は常に生じるわけではなく、短期的な利益調整による発生高の反転によって妨げられる可能性がある。そこで本稿では、利益平準化効果が抑制される要因について、日本企業の特徴的な現象である群衆行動（群衆的予想改訂行動）に注目し分析する。分析では直前に予想改訂を行った同業他社との予想改訂の程度の差異から群衆的予想改訂行動を行う企業群とそれ以外の企業群に区分した。また利益平準化の抑制の程度を計測するために、Dechow and Dichev (2002) のモデルに依拠して会計プロセスによって自然に平準化される目標利益を設定し、部分調整モデルを用いてそれぞれの企業群が目標利益を到達する速度を計測した。分析の結果、群衆的予想
改訂を行う企業では、そうではない企業に比べて利益平準化効果が大きく抑制されていることが明らかとなった。

Summary
Variations of accounting incomes become smaller than the cash flows, because accounting processes adjust therecognition of cash flows over periods. The feature of this accounting process called "natural smoothing", it improves theusefulness of accounting information. However, temporary earnings managements may be interfering with natural smoothing.
In this paper investigates the factor of interfering with natural smoothing by focusing herding behavior which is a feature ofJapanese firms. Herding forecasts revisions are distinguished by the difference with rivals’forecasts revisions. To measure
the degree of interfering with natural smoothing, I setting target income which estimated by Dechow and Dichev (2002)
model, and then I estimate adjustment rates by using the partial adjustment model. The results indicate that herding
forecasts revisions firms more interfere with natural smoothing than other firms.

１．はじめにャッシュフローの予想の正確性を高め、会計利益の質や有用性を向上させる性質として注目されて発生主義に基づく会計利益の計算は、発生高によってその損益の期間配分を行うことで、キャッきた。
（Dechowetal.1998、DechowandDichev
2002、GoelandThakor2003）

シュフローに対する利益の変動を小さくする効果

本稿では、会計処理のプロセスに組み込まれたを持つ。このように会計処理の過程で自然に生じ利益の平準化効果を抑制する要因について、企業る利益の平準化効果は natural smoothing とよば間の関係に注目して分析する。既述のように、会れており（Eckel 1981）、キャッシュフローと比計プロセスによって生じる利益の平準化効果は、

べて時系列的な変動が小さい会計利益は、将来キ複数期間にわたる利益の時系列的な推移の変動を謝辞：本稿は、日本ディスクロージャー研究学会の特別プロジェクト「日本企業のディスクロージャーにおける利益の平準化とその抑制」
による研究成果をまとめたものです。このような研究機会を頂いた関係者の皆様、特に、國村道雄先生、吉田和生先生に感謝いたします。もちろん、本稿に含まれる内容・表現等あり得べき誤謬はすべて筆者の責に帰すものです。なお、本研究は JSPS 科研
費16K17215の助成を受けています。
連絡先：山田 哲弘 〒192-0393 東京都八王子市東中野742-1
電話：042-674-3511、E-Mail：yamada@tamacc.chuo-u.ac.jp– 47 –

年報 経営ディスクロージャー研究

小さくする。ただし、このような会計プロセスの2017年３月

第16号

いて分析する。

性質は常に働くわけではないと考えられる。たと分析にあたり、本稿では正常な会計プロセスにえば Dechowetal.(2012) は、裁量的発生高によよって計算される平準化された利益を Dechow

る利益調整が行われた場合、裁量的発生高の反転

and Dichev (2002) に依拠して推計し、部分調整は非裁量的発生高の反転よりも短期的に生じるこモデルを用いて、正常な会計プロセスによって計とを指摘している。このため、経営者が長期的な算される平準化された利益と実際の利益を比較す

利益の推移を考慮せず、たとえば経営者が完全にる。また、群衆的な予想改訂（大胆な予想改訂）

コントロールすることが困難な目標利益に向かっは Yamada (2015) と同様に、直前に予想改訂をて短期的な利益調整を行った場合には、裁量的発行った同業他社の平均値との差によって求める。

生高の反転によって利益の変動が大きくなり、会分析の結果、同業他社と比較して大胆な予想改計プロセスに備わっている利益の平準化効果は十訂を行う企業ほど、実際に報告される利益が正常分に機能しない可能性がある。

な会計プロセスによって計算される平準化された

このような利益平準化効果の抑制要因として本利益に近いことが明らかになった。この結果は、稿が注目するのが群衆的な予想改訂行動である。

業績や期間、利益の質に影響するその他要因を考

日本企業では経営者の報酬契約において同業他社慮した場合にも同様であり、群衆的な予想改訂にを考慮する契約が結ばれることがあり、また、経よって会計プロセスの利益平準化効果が抑制され

営戦略策定において同業他社の動向を意識していることを示唆している。

ることが指摘されている（淺羽 2002）。この点、

なお、本稿の構成は次のとおりである。第2章

利益調整や予想利益の改訂といった経営者の会計では先行研究と本稿の検証課題が示される。第3

行動に関してもライバル企業の動向との関係につ

章では分析方法が示され、第4章ではその分析結いて着目した研究が進められている（須田・花枝

果がまとめられる。本稿のインプリケーションは2008、Yamaguchi 2014、Yamada 2015）。この第５章にまとめられる。

ような同業他社を意識した利益目標は、損失回避
や減益回避などとは異なり、同業他社の動向によ

２．先行研究と検証課題ってその値が変化する。もし、同業他社を意識した予想利益の改訂を行い、その変動する予想利益

2.1．利益平準化と正常な会計プロセスを達成するための利益調整に迫られるとすればEckel (1981) によれば、利益の平準化には、（國村・久保 2013）、会計プロセスに備わってい経営者の意図的な利益調整による平準化行動る利益平準化効果が抑制される可能性がある。そ（intentional smoothing）と会計処理のプロセス

こで、本稿では同業他社に追随するような群衆的に 組 み 込 ま れ た 利 益 の 平 準 化 効 果（natural

な予想改訂を行う企業群と同業他社とは異なる大smoothing）の２つがある。

胆な予想改訂を行う企業群について、それぞれの経営者の意図的な利益調整による利益平準化行企業群が t-1期に計上した当期利益を正常な会計動（intentionalsmoothing）は、複数期間の企業プロセスによる平準化された t 期の当期利益にど利益の変動を減少させるような利益調整行動としれだけ近づけることができるかという調整速度をて考えられており、調整前利益と調整後利益の変推定することで、利益平準化効果の抑制要因につ

動 を 比 較 す る こ と で 分 析 さ れ て き た（ 矢 内

– 48 –

特集（１） 2014－2015年度特別プロジェクト最終報告

2013）。経営者による意図的な利益平準化は、

DechowandDichev(2002) はキャッシュフロー

Riahi-Belkaoui (2004) や Ronen and Yaariが会計利益に認識されるタイミングを３期間に区(2008)、矢内 (2013) によれば、資本市場への情分し会計プロセスをモデル化することで、利益の報提供・資本コストに関するインセンティブ（た質について議論している。Dechow and Dichev

と え ば Tucker and Zarowin 2006, Takasu and

(2002) のモデルは、発生高がキャッシュフロー

Nakano 2012）、報酬契約などのエイジェンシーの認識を期間配分するため、正常な会計プロセス

関係から生じるインセンティブ（たとえば Moses

に基づき計算される t 期の利益が複数期間のキャ

1987）、そして税制などの規制から生じるインセッシュフローの移動平均となることを示しておンティブ（たとえば Herrman and Inoue 1996）

り、発生高の質が高い企業の利益ほど、変動性がによって生じると考えられている。このように意小さく、持続性が高いことを析出している。これ

図的な利益平準化行動は、将来の業績に関する情らの会計プロセスの利益平準化効果について、報を現在の利益に認識することで、市場に将来情Goel and Thakor (2003) はモデル分析の結果、報を与えるというベネフィット（Sankar and

利益の変動が小さくなるほど証券の流動性が高まSubramanyan2001、TuckerandZarowin2006,

るため、株価が大きくなることを理論的に明らか

Takasu and Nakano 2012）や、シグナルとしてにしている。また、Dechowetal.(1998) はキャ

利益の平準化が有効である（Chaney and Lewis

ッシュフローを将来キャッシュフローの予想に用

1995）といった情報開示の視点で良い面があるこいる場合に比べて、発生高を含む利益を将来キャとが指摘される一方で、シグナル等の市場への情

ッシュフローの予想に用いるほうが、予想誤差が報提供とは関係なく、将来の利益目標を容易に達少ないことを明らかにしている。

成するため、あるいは節税行動や報酬最大化の手

それでは会計プロセスの利益平準化効果はどの段として利益平準化が利用されるといった経営者

ような場合に抑制されるのだろうか。会計処理のの機会主義的側面が指摘されることもある

利益平準化効果は、利益調整や利益調整としての（RonenandYaari2008、矢内2013）。

利益平準化行動と必ずしも矛盾するわけではな

一方、会計処理のプロセスには、発生高によっい。たとえば、山口 (2009) や首藤 (2013) が指摘てキャッシュフローの認識のタイミングが調整さしているように、実体的な利益調整は長期間にわれる、利益の平準化効果（natural smoothing）

たるキャッシュフローに影響を与えるため、そのが備わっているとされ、利益の質を高める会計処影響が長期間にわたって持続することがある。実理の仕組みとして研究が進められてきた。たとえ際に Bartov (1993) は固定資産の売却が利益の平ば、Young (1999) は、会計処理では収益費用対準化に用いられていることを析出している。

応の原則により、発生高によってキャッシュフロ

これに対して、発生高には反転する性質がある

ーの認識が期間配分されるため、本来であれば当１)
ため（accrual reversal）、発生高が利益調整に

該期間の非裁量的発生高とキャッシュフローに負用いられた場合には利益の変動性が大きくなる、の相関があり、利益が平準化される点について指すなわち利益平準化効果が抑制される可能性があ

摘しており、実際に様々なモデルで推定された裁る。 た と え ば、DeFond and Park (2001) は

量的発生高がキャッシュフローに対する負の推定

Jones モデルによって求めた裁量的発生高は反転

誤 差 を 有 す る こ と を 析 出 し て い る。 ま た、する傾向があるとの予想から裁量的発生高を多く– 49 –

年報 経営ディスクロージャー研究含む利益と株価の関係を分析しており、裁量的発2017年３月

第16号

2.2．群衆的予想改訂と検証課題

生高の大きな企業の利益反応係数は小さいことを個々企業の意思決定は、他の企業の意思決定に析出している。また、Moehrle (2002) はリスト影響されうる。このように個別のエージェント間

ラによって生じた発生高の反転について手作業での相互作用によって生じる同質的な行動を「群衆収集したデータを基に分析しており、アナリスト

行動（herding）」という（Hirshleifer and Teoh

予想利益の達成や減益・損失回避のために発生高2003）。群衆行動の核となる理論には、ライバルの反転が利用されていることを明らかにしてい企業を観察することで生じる「情報連鎖」によるる。Baberetal.(2011) では発生高の時系列性に群衆行動（informationalherding）と、ライバル注目したモデルを構築しており、発生高の反転を企業と同様の評価を得ようとすることで生じる

過去の利益調整によって説明している。さらに、「評判」による群衆行動（reputational herding）

Dechowetal.(2012) では、非裁量的発生高に比がある（Banerjee1992、Bikhchandanietal.1992、

べて裁量的発生高は反転しやすい傾向があり、利

２）
1998、ScharfsteinandStein1990）。

益調整の分析に反転に関する変数を用いることを情 報 連 鎖 の 理 論 は、Banerjee (1992) や提案している。Allen et al. (2013) は発生高の反Bikhchandanietal.(1992,1998) によって提示さ転についてさらに詳しく調査しており、発生高をれた。この理論では、企業は他の企業の行動を観構成する要素の将来利益に対する持続性は、将来察することで、順番に意思決定を行う。まず、最の成長性やキャッシュフローの変化とは関係しな

初に行動する企業はリスクがある意思決定についい、発生高の推定誤差（accrualestimationerror）て、プライベートなシグナルを受取り、そのシグがもっとも小さいことを明らかにしている。これナルにしたがって意思決定を行う。その後に続いらの結果は、会計プロセスの利益平準化効果が将て意思決定を行う企業は、先に意思決定を行った

来の業績を考慮しない“場当たり的な”会計的利企業の行動から得られる情報と自身が受取るプラ

益調整によって抑制される可能性があることを示

イベートなシグナルによって意思決定を行う。仮唆している。

に後から意思決定を行う企業が、先の企業の行動

本稿では、このような利益平準化効果（natural

からえられる情報と自身のプライベートなシグナ

smoothing）を抑制する利益調整の要因として群

ルに同じウエイトをおくとき、順番が後の企業に衆的な予想改訂行動に注目する。先行研究では、なればなるほど自身のプライベートなシグナルの利益平準化効果が利益の質を高めるなどの結果がウエイトが小さくなり、結果として先の企業と同明らかにされているが、どのような場合に、どのじ行動をとるようになる。

程度、利益平準化効果が抑制されるのかは明らか

評判に基づく理論は、Scharfstein and Stein

にされていない。また、企業の会計情報は国・地(1990)によって提唱された。この理論の特徴は、域の会計実務や背景となる文化的な要素によって経営者への報酬が、経営者の行動の結果ではなく、異なることが指摘されており（Gray 1988）、利経営者の評判に基づいているという点である。こ益調整としての利益平準化行動についてもたとえ

こで、優れた経営者とそうではない経営者の２つば日本とアメリカではその程度が異なることが指のタイプのエージェントが存在するとする。優れ摘されている（NagyandNeal2001）。

た経営者は意思決定に有用なシグナルを受取ることができるが、そうではない経営者はノイズしか– 50 –

特集（１） 2014－2015年度特別プロジェクト最終報告

析出している。

受取ることができない。しかし、不確実性が存在する世界では優れた経営者も結果として誤った情

企業が群衆的な利益目標の変更を行う場合に報を受取ることがあるため、経営者の意思決定だ

は、他社の予想利益を模倣するため、経営者は自けを観察しても、市場は彼らが優れた経営者か否

身の経営目標を無視した予想利益の公表を行うこかを評価することが出来ない。したがって市場はとになる。國村・久保 (2013) が示すように、自ある経営者が優れた経営者か否かを評価するため社の経営状態に合わせた予想改訂を十分に行わなに、彼らの行動を比較することになる。結果としかった企業では、予想利益の達成を目的とした長て、経営者は自身が受取ったシグナルを無視して、期的な目標を考慮しない会計的利益調整が行われ他者の行動を模倣することで優れた経営者である

る可能性があり、会計プロセスの利益平準化効果

かのように見せることができる。このような２つは抑制されるかもしれない。そこで本稿では次のの群衆行動の理論に代表される企業の予想開示行

ような検証課題を提起し、分析を行うこととする。

動は、米国において Brown et al. (2006) や TseandTucker(2010) によって分析されており、ラRQ：

イバル企業の予想開示が経営者の予想開示のタイ

群衆的な予想利益改訂を行う企業の利益は、そミングに影響していることが析出されている。

の他の企業の利益に比べて、正常な会計プロセ
スから計算される平準化された利益への調整

群衆行動の視点は、日本企業の分析においても速度が遅くなる。

重要であることが指摘されている（Abegglen
and Stalk 1985、淺羽2002）。特に、日本企業では経営者報酬契約の中にライバルの動向が考慮さ

３．分析方法れていることがある。具体的には、トヨタ自動車の取締役の賞与について「毎年の連結営業利益を

3.1．群衆的予想改訂の程度ベースとし、配当、従業員の賞与水準、他社の動Yamada (2015) に依拠して、まず次のように

向、および中長期業績や過去の支給実績などを総個々の企業の当期利益予想の改訂（REVISION）

合的に勘案の上、検討しています。
」（トヨタ自動を計算する。

車 2015）とされており、資生堂でも役員の報酬

REVISIONi,t,q= (MFi,t,q － MFi,t,q-1 )は「報酬額の水準については、国内外の同業また/ abs(MFi,t,q-1 )

は同規模の他企業と比較のうえ、当社の業績に見（1）合った水準を設定」するとしている（資生堂

ここで、MFi,t,q は企業 i が t 期に q 回目に公表

2015）。このように日本企業では同業他社の動向

し た 会 社 発 表 予 想 当 期 利 益 を 表 し て い る。

が役員の報酬に影響しているため、会計行動に関abs(MF) は MF の絶対値である。ただし、１回してもライバル企業の動向の影響を受ける可能性

目の予想改訂 REVISIONi,t,1 については、前期のがある。この点、Yamaguchi (2014) は、日本企

当期利益実績値との差を計算している。なお、予業における同業種平均値をベンチマークとする利

想改訂を表す１式の分母について、予想改訂を計

益調整行動の存在を明らかにしている。また算する際には、期首総資産や株式時価総額などがYamada (2015) は、経営者の予想改訂の程度が

用 い ら れ る こ と が 多 い（ た と え ば Kato et al.

同業他社の改訂の程度の影響を受けていることを2009）。しかし、企業は個々に利益目標を定めて– 51 –

年報 経営ディスクロージャー研究

2017年３月

第16号

いるため、これらのデフレーターは予想利益の水に当期利益予想改訂を行った場合、これらの企業

準が異なる企業間の予想改訂の観察に適さない。

には同じ順序コード s が付される。図１は HERD

少なくとも企業間の改訂幅の比較を行うためにの計算についてまとめている。

は、予想利益の水準を基準化し改訂の大きさを測次に、企業 i の群衆的な予想改訂の程度を測るる必要があると考えられる。このため本稿ではために、企業 i の当期利益予想改訂（REVISION）

Yamada (2015) と同様に、分母を予想改訂前のと直前に行われた同業他社の予想改訂の平均値

予想値の絶対値としている。

（HERD）の差を大胆な予想の程度（BOLD）としてあらわす。なお、abs は絶対値を示す。

企業 i の t 期における q 回目の予想改訂の目標値となりうる群衆的予想改訂（改訂の目標値とな

BOLDi,t,q = abs(REVISIONi,t,q－HERDi,t,q （) 3）

る同業他社の平均的当期利益予想改訂：HERD）
は次のように計算する。
HERDi,t,q =N
n=1

企業 i の t 期における BOLD の平均値（AVE_
BOLD）を、企業 i の t 期における群衆的な予想の

REVISIONn,t,s-1

Nj,t,s-1（2）程度として扱う。なお、Q は企業 i が t 期に行った予想改訂の回数を表す。

HERD の計算にあたって、同業他社を特定す
AVE_BOLDi,t =るために、本稿では東京証券取引所の業種分類と日経業種分類（中分類）を用いる。N は、企業 i

Q
q=1

BOLDi,t,q

Qj,t

（4）

と同業種に属する企業のうち、t 期の同じ日に当

AVE_BOLD が小さな企業ほど群衆的な予想改期利益の予想を公表した企業の数を表している。

訂を行う企業と考えられ、逆に AVE_BOLD が大

また、サブスクリプトの s は企業 i と同業種に属

きな企業ほど独自の予想改訂を行う企業と考えらする企業が t 期に行った当期利益予想改訂の順序れる。なお、分析では、AVE_BOLD が中央値よを表している。たとえば企業 A と企業 B が同じ日

り小さな企業 - 年と大きな企業 - 年のグループに

図１ HERDの計算

t期

0

1

2

3

4

業種 1

s

企業 i

q

企業 i+1q

企業 i+2q

Yamada (2015)の Figure 1 を参考に一部修正。

– 52 –

特集（１） 2014－2015年度特別プロジェクト最終報告

分類することで群衆的な予想改訂を行う企業群とに基づきキャッシュフローを平準化した利益

大胆な予想改訂を行う企業群を区分する。

（E*）は下記の式の推定値として表される。
Ei,t =α0 +α1CFOi,t-1 +α2CFOi,t

3.2．正常な会計プロセスによる利益+α3CFOi,t+1 +ε

DechowandDichev(2002) に依拠して正常な（8）

会計プロセスによる平準化された利益について次

E は当該企業の当期利益であり、CFO は営業のように推計する 。まず、ある企業の3期間のキャッシュフローをあらわす。
（8）式から推定さ経営活動を考えた場合、t 期におけるキャッシュれる E* は t-1期、t 期、t+1期の CFO と正の関係

フロー（CF）は、t-1 期の利益計算に認識されるがあると考えられる。

３）

t-1

キャッシュフロー（CF ）、t 期の利益計算に認識されるキャッシュフロー（CFt）、t+1 期の利益

3.3．検証モデル

t+1

会計プロセスによってキャッシュフローを平準計算に認識されるキャッシュフロー（CF ) から化した利益（E*）に対して、実際の利益（E）をなっている。
CFt = CFtt-1 + CF tt + CFtt+1

（5）

どの程度近づけているかを観察するために、本稿では部分調整モデルを用いる４）。

また、 t 期の発生高（ACC）は、複数期間のキ(Ei,t － Ei,t-1)=λ(E *i,t － Ei,t-1);0 ≤λ≤ 1 （9）ャッシュフローの認識のタイミングをシフトさせ、調整する機能を持つため、３期間の経営を考えた場合には次のように表すことができる。

(E*i,t － Ei,t-1) は、t-1 期の利益から目標となる
E* を達成するために期待される利益の変化を表している。もちろん、短期的な利益調整を行った

t
ACCt = CF t-1－ (CFtt+1 + CFtt-1)
tt+ CF t＋1+εt＋1－εtt-1（6）場合など、すべての企業が実際の利益 E を E* へと近づけられるわけではない。λは目標利益までεは発生高の見積もり誤差を表している。またの調整速度を表す係数であり、０から１までの値

各変数のサブスクリプトは当該変数が生じる期ををとる。λ= 1 の場合には、目標利益に即座に調あらわしており、スーパースクリプトは当該変数整していることを表しており、λ= 0 の場合には、が発生高に認識される期をあらわしている。

Ei,t = Ei,t-1 となるため会計プロセスの利益平準化

t 期の利益がキャッシュフローと発生高の和で効果が全く機能していないことを示している５）。

あると考えると、DechowandDichev(2002) のここで (8) 式を (9) 式に代入して整理すると次モデルから t 期の利益（E）は次のようにあらわの式がえられる。

すことができる。

Ei,t =λα0 +λα1CFOi,t-1 +λα2CFOi,t（7）+λα3CFOi,t+1 + (1－λ)Ei,t-1 +λε （10）

正常な会計プロセスに基づき計算される利益(10) 式に群衆的な予想改訂を積極的に行う企は、複数期間のキャッシュフローを移動平均した業群とそうではない企業群を識別するダミー変数

値になっていることがわかる。

（DBOLD）による交差項を加えて整理すると、

t
t-1

t
t

Et = CF + CF + CF

t
t ＋1

t
t ＋1

+ε

t-1
t

－ε

上記の議論から、企業 i の正常な会計プロセス

次の回帰式がえられる。
– 53 –

年報 経営ディスクロージャー研究

2017年３月第16号

対象となるサンプルの選択基準は以下のとおりで

Ei,t=β0 +β1CFOi,t-1 +β2CFOi,t +β3CFOi,t+1ある。

+β4 Ei,t-1 +β5 DBOLDi,t+β6 DBOLDi,t ＊ CFOi,t-1 +β7DBOLDi,t ＊ CFOi,t

１．2010年から2014年の５年間のデータであること+β8 DBOLDi,t ＊ CFOi,t+1

２．東京証券取引所の１部市場に上場する一般事+β9 DBOLDi,t ＊ Ei,t-1+γ+η+μ（11）

業会社であること

サブスクリプトの i は企業、 t は事業年を表しており、各変数の定義は次のとおりである。

３．決算日の変更が無く12ヶ月決算であること
４．分析に必要な変数が欠損していないこと
上記の企業 - 年から、平均値±3標準偏差を超

E：

当期利益 / 期首総資産

CFO：

営業キャッシュフロー / 期首総資産える値をはずれ値として処理した後に残る最終的DBOLD：AVE_BOLD が中央値よりも大きけ

なサンプルは7532企業 - 年となった。

れば１、その他を０とするダミー変数
また、γは業種ダミー、ηは年
次ダミー、μは誤差項を示している。なお、（11）式は企業 - 年をプールした OLS により推定する６）。
部分調整モデルの仮定よりβ4は０から１までの値をとると予想される。群衆的な予想改訂を行う企業では、短期的に利益の目標となる値が変化するため、会計的な利益調整が行われ、平準化された目標利益（E*）に近づけることが困難になると考えられる。このため仮説より、β9は負値となると考えられる。また
（7）
式より、
β1、
β2、
β3の予想符号はすべて正値である。
3.4．サンプルの選択
本稿で用いるデータはすべて
連結財務諸表に関する値を用いており、NikkeiNEEDsFinancial
Quest より収集した。本稿の分析

表１ サンプルの業種分類
東証業種分類 (TIC)n

水産・農林業
鉱業
建設業
食料品
繊維製品
パルプ・紙
化学
医薬品
石油・石炭製品
ゴム製品
ガラス・土石製品
鉄鋼
非鉄金属
金属製品
機械
電気機器
輸送用機器

50
1050
2050
3050
3100
3150
3200
3250
3300
3350
3400
3450
3500
3550
3600
3650
3700

17
27
462
331
174
49
609
178
44
50
156
141
111
166
582
723
308

精密機器
その他製品
電気・ガス業

3750
3800
4050

131
228
76

陸運業

5050

181

海運業
空運業
倉庫・輸送関連業
情報・通信業
卸売業
小売業
不動産業
サービス業
全体

5100
5150
5200
5250
6050
6100
8050
9050

36
12
100
508
700
746
193
493
7532

– 54 –

日経業種分類 (NIC)

n

水産
鉱業
建設
食品
繊維
パルプ・紙
化学
医薬品
石油
ゴム
窯業
鉄鋼
非鉄金属製品

235
237
241
101
103
105
107
109
111
113
115
117
119

17
27
456
327
151
49
584
178
40
55
156
141
284

機械
電気機器
造船
自動車
輸送用機器
精密機器
その他製造
電力
ガス
鉄道・バス
陸運
海運
空運
倉庫
通信
商社
小売業
不動産
サービス
全体

121
123
125
127
129
131
133
267
269
255
257
259
261
263
265
243
245
253
271

574
723
16
257
37
135
241
42
34
105
80
35
12
97
76
730
589
193
1091
7532

特集（１） 2014－2015年度特別プロジェクト最終報告

BOLD(NIC)）の最小値はゼロであることから、

４．分析結果１年を通して直前に行われた同業他社の予想改訂
幅と全く同じ改訂を行っている企業もあることが4.1．記述統計と相関係数
表２のパネル A は各変数の記述統計をまとめわかる。なお本稿では、中央値の値から、直前にている。t 期の当期利益（E）の平均値（中央値）

行われた東京証券取引所業種分類（日経業種分類）は0.031（0.028）であり、t-1 期から t+1 期までのの同業他社の予想改訂と比べて自社の予想改訂が営業キャッシュフローの平均値よりも低い。これ

約34%（33%）以上異なる場合に大胆な予想改訂

は薄井 (2015) などの傾向と同様であり、減価償を行った企業（DBOLD=1）、それ以下では群衆却費や引当金の影響で発生高の平均値が負値とな的な予想改訂を行った企業（DBOLD=0）に分類

るためと考えられる。また、他の要因としては、される。

特別損失の影響が考えられる。本稿では東日本大

表２のパネル B は各変数の相関係数がまとめら

震災の影響を受ける期間が含まれるため、震災にれている。
（7）式から予想されるように、t 期のよる減損損失やその他の特別損失が影響している

当期利益（E）と t-1 期から t+1 期の営業キャッシ

可能性もある。この点については、追加検証で主ュフロー（CFO）には、それぞれ0.434、0.518、な分析への影響を確認する。

0.387と正の相関関係が観察される。ここから会本研究で群衆的予想改訂行動の程度を示す

計処理のプロセスによって、会計利益はキャッシ

AVEBOLD(TIC)（AVEBOLD(NIC)）の中央

ュフローを移動平均するように推移し、キャッシ

値は0.341（0.325）となっている。ここから、多ュフローに対して会計利益の変動を小さくする平くの企業では直前に予想改訂を行った企業群と比準化効果があることがわかる。

較して30～35% 程度乖離した予想改訂が行われる

東京証券取引所の業種分類によって群衆的予想

ことがわかる。また、AVE BOLD(TIC)（AVE

改訂を判別する DBOLD(TIC) は、当期利益や営表２ 記述統計と相関係数
PanelA［1］E(t)［2］CFO(t-1)［3］CFO(t)［4］CFO(t+1)［5］E(t-1)［6］AVEBOLD(TIC)［7］AVEBOLD(NIC)
PanelB［1］E(t)［2］CFO(t-1)［3］CFO(t)［4］CFO(t+1)［5］E(t-1)［6］AVEBOLD(TIC)［7］AVEBOLD(NIC)

平均値

標準偏差

最小値

下位5%

中央値

上位5%

最大値

0.031
0.068
0.069
0.067
0.025
0.710
0.704

0.039
0.059
0.055
0.054
0.051
1.103
1.133

-0.209-0.391-0.272-0.272-0.4740.000
0.000-0.025-0.019-0.016-0.017-0.045
0.051
0.045

0.028
0.065
0.067
0.065
0.023
0.341
0.325

0.096
0.166
0.163
0.159
0.091
2.653
2.744

0.208
0.487
0.289
0.285
1.938
10.72110.742

［1］


［2］

［3］

［4］

［5］

［6］

［7］

1.000

0.434
1.000

0.518
0.358
1.000

0.387
0.389
0.418
1.000

0.554
0.427
0.296
0.277
1.000

-0.271-0.131-0.126-0.092-0.1991.000-0.301-0.156-0.128-0.113-0.2230.910
1.000

観測数：7532企業 - 年。

– 55 –

年報 経営ディスクロージャー研究

2017年３月

第16号

表３ 群衆的予想企業と大胆予想企業の比較
DBOLD(TIC)=1
E(t)
CFO(t-1)
CFO(t)
CFO(t+1)
E(t-1)obs.

DBOLD(TIC)=0

平均値

標準偏差

平均値

標準偏差

平均値の差

t値

0.021
0.058
0.063
0.062
0.012
3766

0.042
0.059
0.055
0.056
0.059

0.042
0.077
0.075
0.072
0.038
3766

0.032
0.059
0.054
0.053
0.039

-0.021-0.019-0.013-0.011-0.026-24.675***-13.759***-10.134***-8.408***-22.665***

DBOLD(NIC)=1
E(t)
CFO(t-1)
CFO(t)
CFO(t+1)
E(t-1)obs.

DBOLD(NIC)=0

平均値

標準偏差

平均値

標準偏差

平均値の差

t値

0.019
0.056
0.061
0.060
0.010
3766

0.041
0.058
0.054
0.054
0.058

0.043
0.079
0.077
0.074
0.040
3766

0.033
0.059
0.054
0.054
0.038

-0.024-0.023-0.015-0.014-0.030-27.974***-16.990***-12.157***-11.387***-26.418***

業キャッシュフローと負の相関関係が観察される。

で正値となっており、すべて統計的に1% 水準でこの傾向は日経業種分類を用いた場合（DBOLD

有意である。これは（7）式のモデルから予想され(NIC)）でも同様である。表３は、DBOLD が０る符号と整合的であり、会計処理のプロセスにはとなる群衆的な業績予想改訂を行った企業-年と、

キャッシュフローの変動を平準化する効果がある

DBOLD が１となる大胆な予想改訂を行った企業ことが確認できる。

- 年の業績を比較している。ここからも、当期利

次に群衆的予想改訂行動と利益平準化効果につ益（E）や営業キャッシュフロー（CFO）の平均

いて、t-1 期の当期利益（E）の係数は0.487であり、値は、大胆な予想改訂を行った企業ほど小さいこ

統計的に１ % 水準で有意である。ここから、同とがわかる。BOLD の計算の基礎となる予想改訂

業他社を意識した群衆的な予想改訂を行う企業群

幅を示す変数 REVISION は、予想改訂幅を測定の、会計処理のプロセスによる平準化された利益するために分母が改訂前業績予想値の絶対値とな（E*）への調整速度λは0.513（1－0.487）であり、っている。このため、予想利益がゼロに近い企業

t-1 期の E から t 期の E* への調整は50% 程度しかほど BOLD が大きく計算される可能性がある。

おこなわれていない。一方で、同業他社とは異な

この点について、追加検証によって業績の影響をる大胆な予想改訂を行う企業では、t-1 期の当期観察する必要がある。

利益（E）の係数は－0.317であり、統計的に１ %水準で有意である。この結果、大胆な予想改訂を行う企業の調整速度λは0.830（1－（0.487－0.317））

4.2．主な分析結果
表４には、主な分析結果がまとめられている。

であり、E* への調整がかなり進んでいるといえモデル1では東証業種分類に基づき群衆的予想改る。この傾向はモデル２も同様であり、群衆的な

訂（DBOLD(TIC)）の影響を分析している。まず、予想改訂を行う企業の調整速度λが0.460に対し

t-1 期から t+1 期までの営業キャッシュフローて、大胆な予想改訂を行う企業の調整速度λは（CFO）の係数は、それぞれ0.035、0.160、0.055

0.842とかなり大きい。ここから、検証課題とし– 56 –

特集（１） 2014－2015年度特別プロジェクト最終報告

表４ 主な分析結果

const
CFO(t-1)
CFO(t)
CFO(t+1)
E(t-1)
DBOLD
DBOLD ＊ CFO(t-1)
DBOLD ＊ CFO(t)DBOLD ＊ CFO(t+1)
DBOLD ＊ E(t-1)

Model1
TIC
coeff.
t-ratio
0.010
4.863***
0.035
3.092***
0.160
16.630***0.055
4.957***
0.487
14.970***-0.014-7.493***0.061
2.298***
0.135
7.415***
0.034
1.818***-0.317-5.237***

Model2
NIC
coeff.
t-ratio
0.005
3.100***
0.029
2.874***
0.154
16.730***0.053
5.258***
0.540
19.000***-0.013-7.325***0.064
2.710***
0.143
7.963***
0.031
1.668***-0.382-6.970***

INDSDummy
YEARDummy
Adj.R2
obs.

yes
yes
0.531
7532

yes
yes
0.541
7532

λ
BOLD=0
BOLD=1

0.513
0.830

0.460
0.842

***、**、* は統計的に１ %、５ %、10% 水準で有意であることを示す。なお、
t値の計算には不均一分散を考慮した White(1980) の標準誤差を用いている。

てあげたように、群衆的予想改訂行動は利益平準

DechowandDichev(2002) では赤字企業では異化効果を抑制する要因として考えることができ

常発生高が大きいことを析出しており、業績の悪る。

い企業では利益の質が悪化することを示している。ここから、相対的に業績が悪い企業の利益の4.3．業績の影響

持続性や質の低下が、t-1 期の E の係数が小さく本稿で用いた DBOLD は、業績予想改訂の大胆なった原因かもしれない。そこで、本節では t 期さを示す変数であるため、改訂前の予想利益がゼ

の当期利益
（E）
の四分位ごとにポートフォリオをロに近い企業では、業績予想改訂幅が大きく計算作成することで、主な分析結果の頑健性を確かめされる可能性がある。実際にサンプルの記述統計

る８）。

や相関係数から、DBOLD が１となる大胆な予想

表５は、業績ポートフォリオ（PP）ごとの分析改訂を行う企業のほうが、DBOLD が０となる群

結果を示しており、東京証券取引所の業種分類に

衆的予想改訂を行う企業に比べて、当期利益・営よって大胆予想改訂企業を定義したモデル３から業キャッシュフローともに小さくなる傾向が確認

モデル６、日経業種分類によって大胆予想改訂企できる。

業を定義したモデル７からモデル10である。最も利益の持続性について検証した Hayn (1995)

業績が良いポートフォリオ（上位25%）であるによれば、業績の悪い企業では企業の清算を回避

PP1では、E の平均値が0.079となっており、総資するために業績を改善しようとするため、業績の産に対する当期利益は約８ % である。これに対悪い企業ほど利益の持続性が小さくなる。また、して、最も業績が悪いポートフォリオ（下位– 57 –

年報 経営ディスクロージャー研究

2017年３月

第16号

表５ 業績の影響
Model3
PP1(TIC)
coeff.
t-ratioconst
0.035
11.680***
CFO(t-1)-0.027-2.345***
CFO(t)
0.119
9.214***
CFO(t+1)
0.004
0.253***
E(t-1)
0.524
15.500***
DBOLD
0.026
7.265***
2.938***
DBOLD ＊ CFO(t-1) 0.064
0.013
0.577***
DBOLD ＊ CFO(t)-0.935***
DBOLD ＊ CFO(t+1) -0.024-0.416-9.646***
DBOLD ＊ E(t-1)

Model4
PP2(TIC)
coeff.
t-ratio
0.033
35.300***-0.007-1.632***
0.022
4.784***
0.012
2.666***
0.096
7.181***
0.003
4.152***
0.021
3.128***-0.025-3.784***-0.003-0.444***-0.078-5.317***

Model5
PP3(TIC)
coeff.
t-ratio
0.019
33.180***0.002
0.462***
0.005
1.349***
0.003
1.069***
0.044
6.052***
0.000
0.240***
0.001
0.240***
0.000-0.045***0.002
0.519***-0.042-5.024***Model6
PP4(TIC)
coeff.
t-ratio-0.007-1.519***0.009
0.442***
0.065
3.293***
0.039
1.553***
0.095
2.189***-0.022-8.218***0.014
0.465***
0.163
5.262***
0.030
0.862***-0.020-0.358***INDSDummy
YEARDummy
Adj.R2
obs.

yes
yes
0.470
1883

yes
yes
0.089
1883

yes
yes
0.045
1883

yes
yes
0.212
1883

λ
BOLD=0
BOLD=1

0.476
0.893

0.904
0.983

0.956
0.998

0.905
0.905

E(t)
mean
s.d.

0.079
0.028

0.037
0.006

0.020
0.004

-0.011
0.033

Model7
PP1(NIC)
coeff.
t-ratioconst
0.034
10.160***
CFO(t-1)-0.014-0.952***
CFO(t)
0.120
9.939***
CFO(t+1)
0.015
0.948***
E(t-1)
0.473
9.396***
DBOLD
0.027
6.369***
2.498***
DBOLD ＊ CFO(t-1) 0.060
0.016
0.666***
DBOLD ＊ CFO(t)-1.835***
DBOLD ＊ CFO(t+1) -0.050-0.382-6.816***
DBOLD ＊ E(t-1)

Model8
PP2(NIC)
coeff.
t-ratio
0.032
38.600***-0.007-1.602***0.023
5.061***
0.016
3.584***
0.108
7.320***
0.004
5.384***
0.020
3.054***-0.027-4.104***-0.010-1.493***-0.093-5.832***Model9
PP3(NIC)
coeff.
t-ratio
0.018
35.330***0.002
0.564***
0.003
0.834***
0.005
1.361***
0.056
6.150***
0.000
1.059***
0.001
0.279***
0.003
0.685***
0.000
0.106***-0.053-5.343***Model10
PP4(NIC)
coeff.
t-ratio-0.011-3.081***-0.006-0.273***0.072
3.475***
0.041
2.021***
0.166
2.995***-0.023-10.130***
0.031
1.092***
0.152
4.881***
0.029
0.915***-0.094-1.519***INDSDummy
YEARDummy
Adj.R2
obs.

yes
yes
0.464
1883

yes
yes
0.103
1883

yes
yes
0.053
1883

yes
yes
0.215
1883

λ
BOLD=0
BOLD=1

0.527
0.909

0.892
0.985

0.944
0.996

0.834
0.834

E(t)
mean
s.d.

0.079
0.028

0.037
0.006

0.020
0.004

-0.0110.033

当期利益（期首総資産で基準化）の大きにしたがって四分位ごとにポートフォリオを作成し、OLSにより推定している。
利益の大きさは PP1が一番大きく、PP4が一番小さい。***、**、* は統計的に１ %、５ %、10% 水準で有意であることを示す。なお、t値の計算には不均一分散を考慮した White(1980) の標準誤差を用いている。

– 58 –

特集（１） 2014－2015年度特別プロジェクト最終報告

表６は、震災の前後での回帰分析結果であり、25%）である PP4では、E の平均値が－0.011であモデル11からモデル13は東京証券取引所の業種

り、赤字企業も含まれている。
モデル３からモデル６について、モデル３の分類をもとに群衆的予想改訂を定義したもの、モt-1 期の E の係数（t 値）は0.524（15.500）であり、

デル14からモデル16は日経業種分類をもとに群

モデル６の0.095（2.189）よりも大きく、Hayn

衆的予想改訂を定義したものをまとめている。

(1995) の指摘するように、業績が良い企業ほど

モデル11からモデル13を見ると、いずれの期

利益の持続性が高くなっている。しかし、モデル間においても一貫して群衆的予想改訂をした企業

３の業績の良いポートフォリオにおいても、群衆よりも大胆な予想改訂を行った企業のほうが調整

的予想改訂を行う企業の調整速度λ（0.476）に比速度λは大きくなっている。また、興味深いこと

べて、同業他社とは異なる大胆な予想改訂を行っに、群衆的予想改訂企業・大胆予想改訂企業ともた企業の調整速度λは0.893となっていることがに、震災期間に調整速度はやや減少するものの、確認できる。その一方で、業績が悪いポートポー

震災後の期間には、大胆予想改訂企業の調整速度

トフォリオについて分析したモデル６では、大胆は震災以前よりも速くなっている。ここから大胆な予想改訂を行う企業と群衆的予想改訂企業の調予想改訂を行う企業では、震災のような外的要因

整速度λに有意差は観察されない。この傾向は、によるショックが発生した場合にも、即座に利益モデル７からモデル10でも同様であり、大胆な予の平準化効果を回復していることがわかる。

想改訂企業と群衆的予想改訂企業の調整速度の差

これらの傾向は、日経業種分類により群衆的予は、業績による利益の持続性の変化とは異なって

想改訂を定義したモデル14からモデル16でも同

おり、むしろ業績の良い企業で顕著であるといえ様であり、震災の影響は主な分析結果に大きな影る。

響を与えていないと考えられる。

4.4．震災の影響

4.5．利益の質に影響するその他の要因

本稿の分析期間には東日本大震災が発生した事4.3で検証した業績以外にもDechowandDichev

業期間が含まれている。このような災害は減損損(2002) は、業績の標準偏差が大きいほど、発生

失や評価損などの特別損失を多くもたらすため、高の絶対値が大きいほど、企業規模が小さいほど

これらの項目が利益平準化効果に影響する可能性

利益の質が悪化することを示している。Dechow

がある。また、吉田 (2015) に示されるように、

and Dichev (2002) が示すように、当然、利益の震災時には業績予想の見直しを行う企業があると質が悪い企業では、利益の持続性が低くなる。こ考えられる。このため震災時の予想改訂行動はそのため、これらも利益平準化効果を抑制する要因

れ以外の時期に比べて異なる意味を持っているかと考えられる。そこで、これらの要因をコントロ

もしれない。
これらの要因について検証するため、ールした上で、群衆的予想改訂行動が与える影響

本節では2010年から2011年の震災の影響がない、について観察することで結果の頑健性を確かめ

もしくは小さな期間、2012年の震災の影響が大る。

きな期間、2013年から2014年の震災後の期間の表７は、売上高の標準偏差、発生高の絶対値の３期間に区分し、主な分析結果への影響を観察す

大きさ、期末総資産の大きさにしたがって作成しる。

たポートフォリオの推定結果をまとめている。い– 59 –

年報 経営ディスクロージャー研究

2017年３月

第16号

表６ 震災の影響
Model11
2010-2011(TIC)

Model122012(TIC)

Model13
2013-2014(TIC)

coeff.

t-ratiocoeff.

t-ratiocoeff.

t-ratio

const
CFO(t-1)
CFO(t)
CFO(t+1)
E(t-1)
DBOLD
DBOLD ＊ CFO(t-1)
DBOLD ＊ CFO(t)DBOLD ＊ CFO(t+1)
DBOLD ＊ E(t-1)

0.009
0.040
0.165
0.056
0.455
-0.016
0.045
0.140
0.009
-0.2163.609***
2.360***
9.892***
3.412***
9.872***-7.461***1.801***
5.331***
0.361***-4.093***

0.001
0.001
0.134
0.048
0.607
-0.009
0.034
0.098
0.075
-0.322

0.466***
0.071***
8.957***
2.776***
15.860***-2.694***1.086***
2.798***
1.726***-4.592***

0.008
0.034
0.157
0.060
0.494
-0.014
0.081
0.149
0.034
-0.3932.368***
1.628***
10.390***3.344***
9.039***-4.456***
1.948***
4.206***
0.946***-5.413***

INDSDummy
YEARDummy
Adj.R2
obs.

yes
yes
0.534
3067

yes
no
0.579
1558

yes
yes
0.510
2907

λ
BOLD=0
BOLD=1

0.545
0.762

0.393
0.715

0.506
0.899

Model14
2010-2011(NIC)Model15
2012(NIC)

Model16
2013-2014(NIC)

coeff.

t-ratiocoeff.

t-ratiocoeff.

t-ratio

const
CFO(t-1)
CFO(t)
CFO(t+1)
E(t-1)
DBOLD
DBOLD ＊ CFO(t-1)
DBOLD ＊ CFO(t)DBOLD ＊ CFO(t+1)
DBOLD ＊ E(t-1)

0.001
0.035
0.158
0.050
0.523
-0.015
0.046
0.148
0.014
-0.3040.507***
2.294***
10.120***3.090***
13.910***-7.000***1.959***
5.792***
0.577***-6.625***

0.000
0.001
0.125
0.043
0.646
-0.009
0.056
0.101
0.095
-0.3960.084***
0.061***
9.211***
2.786***
24.510***-2.718***1.734***
2.820***
2.003***-6.298***

0.005
0.033
0.145
0.053
0.537
-0.013
0.057
0.173
0.032
-0.4412.306***
1.902***
9.934***
3.142***
10.150***-4.469***1.496***
4.888***
0.924***-6.245***

INDSDummy
YEARDummy
Adj.R2
obs.

yes
yes
0.541
3067

yes
no
0.590
1558

yes
yes
0.522
2907

λ
BOLD=0
BOLD=1

0.477
0.781

0.354
0.751

0.463
0.904

***、**、* は統計的に１ %、５ %、10% 水準で有意であることを示す。なお、t値の計算には不均一分散を考慮したWhite(1980) の標準誤差を用いている。

– 60 –

特集（１） 2014－2015年度特別プロジェクト最終報告

表７ 利益の質に影響するその他の要因
Model17
S.D.REV>Median
(TIC)

Model18
S.D.REV≦Median
(TIC)

Model19
S.D.REV>Median
(NIC)

Model20
S.D.REV≦Median(NIC)

coeff.

t-ratiocoeff.

t-ratiocoeff.

t-ratiocoeff.

t-ratioE(t-1)
DBOLD ＊ E(t-1)

0.450-0.30410.290***-4.539***0.513-0.232

14.830***-4.507***0.503-0.37013.230***-6.170***0.564-0.29717.640***-6.178***OtherVariables
Adj.R2
obs.

yes
0.514
3764

yes
0.581
3768

yes
0.525
3764

yes
0.587
3768

λ
DBOLD=0
DBOLD=1

0.550
0.854

0.487
0.719

0.497
0.867

0.436
0.733

Model21
ABSTA>Median
(TIC)

Model22
ABSTA≦Median
(TIC)

Model23
ABSTA>Median
(NIC)

Model24
ABSTA≦Median(NIC)

coeff.

t-ratiocoeff.

t-ratiocoeff.

t-ratiocoeff.

t-ratioE(t-1)
DBOLD ＊ E(t-1)

0.476-0.201

9.266***-3.132***0.334-0.29912.380***-10.190***0.594-0.35917.660***-7.516***0.324-0.2907.894***-6.792***OtherVariables
Adj.R2
obs.

yes
0.528
3766

yes
0.770
3766

yes
0.543
3766

yes
0.771
3766

λ
DBOLD=0
DBOLD=1

0.524
0.725

0.666
0.965

0.406
0.766

0.676
0.966

Model25
Assets≦Median
(TIC)

Model26
Assets>Median
(TIC)

Model27
Assets≦Median
(NIC)

Model28
Assets>Median(NIC)

coeff.

t-ratiocoeff.

t-ratiocoeff.

t-ratiocoeff.

t-ratioE(t-1)
DBOLD ＊ E(t-1)

0.471-0.331

9.978***-4.724***0.479-0.21613.770***-4.450***0.585-0.46018.460***-8.338***0.450-0.1889.478***-3.258***OtherVariables
Adj.R2
obs.

yes
0.533
3766

yes
0.544
3766

yes
0.550
3766

yes
0.545
3766

λ
DBOLD=0
DBOLD=1

0.529
0.860

0.521
0.737

0.415
0.875

0.550
0.738

（11）式のポートフォリオ別推定結果をまとめている。***、**、* は統計的に１ %、５ %、10% 水準で有意であることを示す。なお、t値の計算には不均一分散を考慮した White(1980) の標準誤差を用いている。S.D.REVは企業ごとの売上高の標準偏差（期首総資産で基準化）、ABSTAは発生高（当期利益－営業キャッシュフロー）の絶対値（期首総資産で基準化）、Assetsは総資産をあらわしている。

– 61 –

年報 経営ディスクロージャー研究

2017年３月

第16号

ずれの結果も、群衆的な予想改訂行動を行う企業

コントロールした場合も同様であった。さらに、に比べて、大胆な予想改訂を行う企業の調整速度

震災のような大きな外部ショックが発生した場合は速くなっている。このことから、Dechow andにも、大胆な予想改訂を行う企業では平準化されDichev (2002) で示された利益の質を悪化させう

た利益に向かって速やかに調整が行われることがる要因を考慮しても、群衆的な予想改訂が利益平明らかになった。

準化効果を抑制していると言える。

本稿は、利益の平準化効果の抑制要因に他企業の業績の動向が影響しうることを明らかにした点で貢献があると考えられる。平準化行動や利益の５．おわりに質に関する議論は企業の個別要因に注目したもの
本稿では、会計処理にもともと備わっている利が殆どであり、日本の企業行動の決定要因として益の平準化効果（natural smoothing）を抑制す

重要なライバル企業との関係は殆ど注意が払われる要因について、群衆的予想改訂行動の観点からてこなかった。会計情報を読み取る上でこのよう分析した。利益の平準化効果は発生主義に基づくな同業他社の動向は、個別要因とともに重要であ

会計処理によって費用を期間配分することで、キり、多くの分析の蓄積が望まれる。

ャッシュフローに対する利益の変動を小さくす

ただし、本稿の分析には、特に群衆行動の特定る。このような利益平準化効果は、利益の持続性化において若干の課題が残されていると考えられを高め、将来キャッシュフローの予想精度を向上る。同業他社の特定について、本稿では東証業種

させる、あるいは利益の質を高める会計処理の性分類や日経業種分類を用いたが、たとえば輸送用質として注目されてきた。しかし、このような会

機器に属する企業であっても、組み立てメーカー

計処理の性質は常に生じるわけではなく、短期的と部品供給メーカーが互いを意識した群衆行動をな利益調整によって発生高の大きな反転が生じた

採用することは無いかもしれない。このような群場合には、この効果が抑制される可能性がある。

衆行動のターゲットとなるライバル企業を特定す

短期的なインセンティブをもたらす要因には、契ることは容易ではないが、分析の精度を高めるた

約関係や市場反応に対するインセンティブが考えめに重要と考える。また、どのような企業が群衆られるが、本稿では日本企業に特に大きな影響を的な行動をとるのかといった点まで特定すること与える可能性が大きく、かつ経営者自身がコントが出来れば、会計情報の理解により有用であるとロールすることが出来ない利益目標の変更要因で考えられる。

ある、同業他社との群衆的予想改訂に注目し、部分調整モデルを用いて、利益平準化効果の抑制の程度を分析した。
分析の結果、同業他社と群衆的な予想改訂を行《注》１）Dechow et al. (1998) は、発生高の反転についても、会計プロセスのモデルを用いて説明している。

う企業では、同業他社とは異なる大胆な予想改訂２）情報連鎖と評判に基づく群衆行動は互いに排反ではなく、を行う企業に比べて平準化された利益への調整速

Hirshleifer and Teoh (2003) はこれらの関係について整理

度は遅くなっており、利益の平準化効果が抑制されることが析出された。このような傾向は企業の業績や、利益の質を悪化させうるその他の要因を– 62 –

評判による群衆行動が情報連鎖によって生じる場合もある。
している。
３）先行研究で用いられてきた利益平準化の目標値には、過去の利益水準を目標値とする場合（たとえば Mose1987）や、アナリストなどによる将来の予想利益を目標値とする場合特集（１） 2014－2015年度特別プロジェクト最終報告（たとえば DeFondand Park1997）がある。Dechow and

訂企業のλの差が大きくなっていた。

Dichev(2002) のモデルは異常運転資本発生高を推定するための方法だが、（7）式のように変形した場合には、利益がキ《参考文献》

ャッシュフローの移動平均値（利益平準化の目標値）となることを推定するモデルと考えられる。Mose (1987) や

Abegglen, J. C. and G. Stalk Jr., 1985. Kaisha: The Japanese

DeFond and Park (1997) は、過去・将来のキャッシュフ

corporation.Basicbooks.

ロー（業績）をゼロとした Dechow and Dichev (2002) モ

Allen, E. J., C. R. Larson and R. G. Sloan, 2013. Accrual

デルの特殊ケースと考えられる。

reversals, earnings and stock returns. Journal of４）利益平準化の程度を検証する方法として、たとえば Takasu
and Nakano (2012) に見られるように利益平準化後の利益

AccountingandEconomics56,113–129.
淺羽茂，2002．
『日本企業の競争原理同質的行動の実証分析』，と利益平準化前の利益（あるいはキャッシュフロー）の標

東洋経済新報社．

準偏差の比を観察する方法が一般的であるが、この方法でBaber,W.R.,S.KangandY.Li,2011.Modelingdiscretionary

は利益平準化の指標に過去の利益の変動が含まれるため、taccrual reversal and the balance sheet as an earnings

期に利益平準化効果が抑制されているかを観察する指標とmanagement constraint. The AccountingReview 86, 1189–

しては適当ではない。一方で、過去の利益水準との比較を行う方法や（Mose 1987）や当期のキャッシュフローとの

1212.
Banerjee A. V., 1992. A simple model of herd behavior. The負の相関を調べる方法（國村・久保2009）では将来キャッQuarterlyJournalofEconomics107,797-817.

シュフローの変動などを考慮しておらず、利益平準化効果

Bartov, E., 1993. The timing of asset sales and earnings

の検証としては不十分である。このため本稿では、目標値

manipulation.TheAccountingReview68,840-855.

への調整速度を観察することができる部分調整モデルを用

Bikhchandani,S.,D.HirshleiferandI.Welch,1992.Atheory

いている。

o f  f a d s ,  f a s h i o n ,  c u s t o m ,  a n d  c u l t u r a l  c h a n g e  a s５）一見すると t-1期と t 期の利益が同じ水準となることは利益

informational cascades. Journal of Political Economy 100,

が平準化されているように見える。しかし、本稿のモデルを前提とした場合、このようなケースは t 期に認識すべき992-1026.
Bikhchandani, S., D. Hirshleifer and I. Welch, 1998. Learning

t+1期のキャッシュフローの変動が利益計算に反映されていfrom the behavior of others: Conformity, fads, andない。このとき t+1期の利益は、キャッシュフローの適切なinformational cascades. The Journal of Economic

期間配分を受けないまま計算されるため、t 期や t-1期と比Perspectives12,151-170.

較して大きく変動すると考えられる。ここから会計プロセ

Blundell,R.andS.Bond,1998.Initialconditionsandmoment

スの利益平準化効果が抑制されているといえる。

restrictions in dynamic panel data models. Journal of６）ラグつき変数を説明変数に含む場合には内生性の問題が生じるため、一致推定量がえられない。また、Dechow and
Dichev(2002)のモデルは運転資本発生高のみを扱うモデル

Econometrics87,115-143.
Brown, N. C., L. A. Gordon and R. R. Wermers, 2006. Herd
behaviorinvoluntarydisclosuredecisions:Anexaminationであるため、本稿のモデルでは長期の発生高が考慮されな

ofcapitalexpenditureforecasts.SSRNid649823,1-55.

い。これらの問題に対処するため、γに固定効果を用いてChaney, P. K. and C. M. Lewis, 1995. Earnings management

長期発生高をコントロールした上で、内生性を考慮したand firm valuation under asymmetric information. Journal

Blundell and Bond (1998) に よ る system GMM（twostep）による動学パネル推定も行っている。結果は本稿にofCorporateFinance1,319-345.
Dechow,P.M.,A.P.Hutton,J.H.Kim,andR.G.Sloan,2012.

示した OLS の結果 と同 様の 傾 向 を 示 し て い た。な お、Detectingearningsmanagement:Anewapproach.Journal

GMM により推定した調整速度（λ）は、東京証券取引所のofAccountingResearch50,275–334.

業種分類（TIC）の群衆的予想改訂企業（DBOLD= ０）で0.40、大胆予想改訂企業（DBOLD= １）で0.85であり、日Dechow,P.M.,I.D.Dichev,2002.Thequalityofaccrualsand

経業種分類（NIC）では群衆的予想改訂企業（DBOLD= ０）

earnings: The role of accrual estimation errors. Theで0.26、大胆予想改訂企業（DBOLD= １）で0.88であった。
いずれも群衆的な予想改訂を行う企業において、利益平準

AccountingReview77,35-59.
Dechow, P.M., S.P. Kothari, R.L. Watts, 1998. The relation
between earnings and cash flows. Journal of Accounting

化効果が抑制されていることを示している。
７）system GMM による推定では操作変数としてラグつき変数が必要となるため、分析対象となるサンプルは2011年から

andEconomics25,133–168.
DeFond, M. L. and C. W. Park, 1997. Smoothing income in
anticipationof future earnings. Journal of Accounting and

2014年の5759企業 - 年となっている。
８）t 期の営業キャッシュフロー（CFO）による業種ポートフォ
リオも作成し、検証している。この場合でも、業績が良い

Economics23,115-139.
DeFond,M.L.andC.W.Park,2001.Thereversalofabnormal
accruals and the market valuation of earnings surprises.

ポートフォリオのほうが群衆的予想改訂企業と大胆予想改– 63 –

年報 経営ディスクロージャー研究

TheAccountingReview76,375-404.

2017年３月

第16号

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Abacus17,28–40.

資生堂，2015．
『第115回定時株主総会召集通知』．
首藤昭信，2013．
「利益調整の動機と手法」，伊藤邦雄，桜井久Goel,A.andA.Thakor,2003.Whydofirmssmoothearnings?
JournalofBusiness76,151-192.

勝編『会計情報の有用性』，中央経済社，251-293．
須田一幸，花枝英樹，2008．
「日本企業の財務報告サーベイ調査

Gray, S. J., 1998. Towards a theory of cultural influence onthe development of accounting systems internationally.
Abacus24,1-15.

『証券アナリストジャーナル』第46巻第5号，51による分析」
69．
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forecastsinJapan:Anempiricalstudyofforecaststhatare
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『会計制度の経済分析』，中央経済社．
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付記
本投稿論文は、筆者によって編集委員会に提出された原稿にearnings.JournalofAccountingResearch39,365-386.
Scharfstein, D. S. and J. C. Stein, 1990. Herd behavior and

– 64 –

ついて査読プロセスを経ることなく掲載したものである。