●特集（１）2014−2015年度特別プロジェクト「負債と資本の中間項目の開示」最終報告
Report of the Special Project for the FY 2014-2015
Disclosure of Mezzanine Items between Liabilities and Equity.
特別プロジェクト代表
野口晃弘（名古屋大学）
委員
小川淳平（神奈川大学）
仙場胡丹（名古屋大学）
田澤宗裕（名城大学）
中條祐介（横浜市立大学）
二村雅子（小樽商科大学）
向伊知郎（愛知学院大学）

特集（1）

最終報告書

最終報告では、まず、譲渡制限付株式報酬制度

１．プロジェクトの課題と範囲導入のための平成28年の制度改正について取り負債と資本の区分は現在の会計理論・制度・実上げ、次に、リサイクリング情報の有用性を検証

務が抱える最難問の一つと考えられている（徳賀，

した先行研究の紹介と、ストック・オプションの2014）。負債と資本の区別は新たな金融商品の開公正価値評価に関する実証研究の要約を示し、制発・普及に伴って、複雑化の様相を呈しており、

度会計上の議論に結びつけて論じる。そして中間会計処理そのものの解決が容易でないことから、報告に含まれていなかった非支配持分の開示に関開示の充実によって対応がなされている部分もあする歴史研究にも言及する。

り、会計処理のみならず、開示についても議論すべき点が少なくない。本プロジェクトでは、国際

２.中間報告の要旨

比較及び歴史研究という伝統的な制度会計における研究方法に加え、その成果を検証するための実

７つの中間項目について、包括利益計算の要素

証研究を行った上で、開示に関する立法論を展開

か否か、リサイクリングの対象か否か、税効果会することを意図としている。そのため国際比較と計の適用対象か否か、に基づいて分類し、整理す

歴史研究を進めるのと併行して、実証研究についると、次の表のようにまとめることができる。

ても先行研究の文献調査を進めた。

包括利益

リサイク
リング

税効果会
計

その他有価証券
評価差額金

○

○

○

繰延ヘッジ損益○○○金・繰延ヘッジ損益・土地再評価差額金・為替換

土地再評価差額金××○

算調整勘定・退職給付に係る調整累計額）、新株

為替換算調整勘定○○○

予約権、非支配株主持分、に加え、わが国の会計退職給付に係る
調整累計額

○

○

○

基準では負債として表示することができる転換社

新株予約権

×

△

×

債型新株予約権付社債と、株主資本に含まれる優非支配株主持分×××

先株式についても、研究対象とした。そして、中ここで明らかなように、土地再評価差額金はそ間報告では、負債と資本の中間項目に関する現行の他の包括利益累計額の一項目として表示されるの表示区分を整理・検討した上で、具体的な論点

ものの、他の項目とは異質であり、新株予約権やのうち、ストック・オプションと優先株式につい

非支配株主持分と同列の独立の項目として位置づて、伝統的な制度会計の研究方法を用いて検討しけられるべきものと考えられる。

負債と資本の中間項目としては、連結貸借対照
表の純資産のうち株主資本に分類されない、その他の包括利益累計額（その他有価証券評価差額た。

次に新株予約権の中のストック・オプションで–5–

年報 経営ディスクロージャー研究

2017年３月

第16号

あるが、わが国における特徴は、アメリカと比較

剰余金の配当について、合計額が表示されるだけして経営者報酬に占めるウエイトが低く、かつ、

で、株式種類別に金額が示される訳ではない。種

株式報酬型ストック・オプション、すなわち、行類株式に関する情報は、注記事項を確認しなけれ使価格を名目額に設定した事実上の譲渡制限付株ばならないようになっているのが現状である。

式が過半数を占めていることにあった。株式報酬

福田・曹（2013）によれば、わが国における型ストック・オプションの普及の結果、貸借対照優先株式による資金調達は1990年代から活発化

表に表示されている新株予約権の金額の重要な部しており、無視できない金額となっている。かつ、分が、事実上、権利行使がほぼ確実に見込まれる

わが国における優先株式の発行事例の多くが一時という意味で、既にオプションではなく、かつ、的な資本注入を意図した第三者割当となっている

その金額も、オプションのプレミアムを示すもの

ようである。かつての転換社債と同様の資金調達ではなく、事実上、株式の発行価額を示すものと手段となっているのであれば、貸借対照表等におなっていた。

いて転換社債に求められている開示の水準と全くストック・オプションに関するもう一つの論点異なっている状況については、再検討すべきもの

は、権利行使された時点における株価と行使価額と思われる。優先株式の現状からすれば、非支配の差額、いわゆる行使日差額に関する情報開示と株主持分よりは負債に近い扱いをする必要があなっている。結果的に生じた従来からの株主からり、少なくとも株主資本の区分ではなく、純資産

権利行使により生まれた新たな株主への富の移転の部における独立の項目として株式種類別経理をについて、どこまで金額の開示が必要かという点行った上で開示する必要があるように思われる。

である。行使価格と行使時点における株価に関す

これは、国際的に求められている優先株式に関する情報は、わが国の財務諸表等規則第８条の15第る開示水準を満たすためだけではなく、普通株式

１項でも、権利行使価格（７号）と当該事業年度とは異なる資金調達手段として利用されている優において権利行使されたストック・オプションの先株式に関する情報を提供するために必要と考え

権利行使時の株価の平均値（９号）が規定されてられる。

いるので、必要とあれば行使日差額の金額を計算して求めることは可能となっている。この点につ

３．特定譲渡制限付株式

いては、IFRS ２における開示に関する指示の内容（期中の行使数と加重平均行使価格及び権利行
使日時点の加重平均株価）と同様となっている

3.1．譲渡制限付株式報酬制度導入のための制度
改正

（45項）
。しかし、アメリカでは、行使日差額その平成27年７月24日に経済産業省・コーポレー

ものの開示が指示されており（ASC 718-10-50-

ト・ガバナンス・システムの在り方に関する研究

2-d.2）、一歩進んだ開示内容となっている。

会報告書「コーポレート・ガバナンスの実践」（以中間報告で取り上げた最後の項目は優先株式に下、「報告書」と略す。http://www.meti.go.jp/

関する財務諸表における表示の問題である。わがpress/2015/07/20150724004/20150724004-1.

国の連結貸借対照表・連結株主資本等変動計算書pdf）において、欧米で普及している中長期のイのみならず単体の貸借対照表でも株式の種類別表

ンセンティブ報酬の一つとして一定期間の譲渡制示は行われておらず、株主資本等変動計算書でも限が付された株式報酬（Restricted Stock）が取–6–

特集（１） 2014－2015年度特別プロジェクト最終報告

り上げられており、それと同様の仕組みをわが国

3.2．会計問題
わが国の譲渡株式報酬制度では、金銭報酬を支で導入するための手続に関し、金銭報酬債権を現払い、その払込みを受けて株式を発行するという物出資する方法が説明されていた。
平成28年税制改正により、上記報告書で示され仕組みであるため、付与時点で前払報酬と資本金ていた枠組みに対応して、譲渡制限付株式報酬制が計上されることになる。株主総会の報酬決議等度に関する税制上の措置が講じられた。具体的にの手続によって、株式が報酬として役員に付与さは、法人税法54条が改正されて特定譲渡制限付株れるという実態にもかかわらず、仮装払込みに該式に関する規定が設けられ、役務の対価として譲当せず、有効な払込みになるという解釈がとられ渡制限付株式が付与された場合、その役務の提供ているようである（「報告書」別紙３ 法的論点にに係る費用は、原則として、その譲渡制限付株式

関する解釈指針16頁）。ここで問題となるのは、の譲渡制限が解除された事業年度に損金算入されそのような取引の法的形式に従った会計処理が、ることになった。これは譲渡制限付株式による報国際的に通用するか否かである。

酬に対する所得課税が、譲渡制限が解除された時米国基準でも、国際基準でも、役務提供が行わ

点で行われることと整合している（所得税法施行れるまでは、払込資本の増加は認識されない。ア

令84条）
。

メリカの標準的な教科書で、譲渡制限付株式が報そして、平成28年４月28日には、経済産業省

酬として付与された時点の仕訳例で、貸方科目はから『「攻めの経営」を促す役員報酬〜新たな株

資本金と額面超過払込資本となっているが、借方

式報酬
（いわゆる
「リストリクテッド・ストック」）

科 目 は 未 稼 得 報 酬（Unearned Compensation）の導入等の手引き〜』が公表され、６月３日に更であり、かつ、それが資産ではなく、繰延報酬費

新されている。それによれば、わが国における譲用なので、資本の控除項目として扱うことが明記

渡制限付株式報酬制度は、役員が付与された報酬されている。つまり、役務提供に伴って、払込資債権を現物出資するという形がとられるため、付本の増加は認識されるのであって、譲渡制限付株

与時点では前払報酬等という資産と、資本金等と式の付与時点で計上される訳ではない（Kieso,

いう払込資本を計上することになる。そして役務

Weygandt, Warfield, 2016, 848）。

提供に合わせて、対象勤務期間すなわち譲渡制限

そもそも労務出資を禁止するという原則をわが期間にわたり、前払報酬等から株式報酬費用に振国の会社法で維持し続けるのであれば、ストッり替える。なお、譲渡制限解除の条件未達の場合、

ク・オプションの場合と同様に、会社法の本文に会社は役員等から当該譲渡制限株式を無償取得す特定譲渡制限付株式に関する規定を設けて、対応ることになり、その部分に相当する前払費用等はすべきものと思われる。

取崩し、同額を損失計上することになる（25頁）。
このように株式報酬型ストック・オプションが４．実証研究意図していた譲渡制限付株式報酬制度を正面から採用できる環境が整ったことから、わが国の企業

4.1．リサイクリングに関する先行研究が採用する報酬制度の構成にも変化が生じるものと思われる。

Frendy, Semba (2016) では、組替調整額は、金融機関における純利益の価値関連性を高めるものの、組替調整額そのものは増分情報価値、営業–7–

年報 経営ディスクロージャー研究

2017年３月

第16号

キャッシュフロー、あるいは純利益の予測力を高企業のほとんどが、ブラック・ショールズ型の評めることにはなっていないという実証結果が得ら

価モデルを採用しているが、このモデルを前提とれている。さらに、リサイクリングは純利益の持するとき、１円ストック・オプションと通常型ス

続性を下げ、かつ、その変動性を高めるという結トック・オプションとでは、インプット情報が評

果も示されている。

価額に与える影響が異なることが知られている。

リサイクリングについては、さらに研究を積み重ねる必要がある。

すなわち、１円ストック・オプションの評価では、
ボラティリティや無リスク利子率が通常型とは異なって評価額にほとんど影響しない一方で、予想

4.2．ストック・オプションの公正価値評価における経営者の裁量的な行動

残存期間と予想配当利回りについては評価額への影響が相対的に大きい。しかも、予想残存期間に負債と資本の中間項目の情報開示に関する問題

ついては、通常型とは逆に、その期間が長いほどの１つに、ストック・オプションの公正価値評価

オプション価値が小さく評価されるのである。こ

における経営者の裁量的な行動がある。日本におこから、もし経営者がストック・オプションに係

いては、ストック・オプションの規模自体は欧米

る費用計上額を小さく抑えようとするインセンテ諸国と比べてまだ小さいものの、
近年、
ストック・

ィブを有し、インプット情報に機会主義的な操作

オプションを含む株式報酬制度の重要性は高まりを加えるとするならば、通常型ストック・オプシ

つつある（日本経済新聞朝刊2016年６月10日付）。

ョンと１円ストック・オプションとでは、操作の米国企業を対象とした Hodder et al. (2006) な

対象とするインプット情報の選択、および、予想

どの先行研究では、経営者がストック・オプショ

残存期間については長短のバイアスの方向が異なン評価モデルのインプット情報を操作することることが期待される。

で、ストック・オプションの公正価値にバイアス

以上の仮説に関し、田澤（2017）は、全上場を及ぼしていることが観測されている。他方、日企業のうち一般事業会社について、2009年３月

本企業を対象に、ストック・オプションの公正価期から2012年３月期までに付与されたストッ値評価に関して実証的に分析した研究には、まだク・オプションを対象に分析している。
その結果、十分な蓄積はない。山下（2014）
では、ストック・

１円ストック・オプションの場合、報酬費用計上

オプションに関する日本企業の開示実態を調査し額の大きい企業ほど、予想残存期間が長めに設定た上で、評価モデルのインプット情報の信頼性にされ、公正な評価単価が小さく見積もられる傾向

問題が残されているとの指摘がなされている。

にあることが示されている。他方、ボラティリテ

田澤（2017）では、ストック・オプションのィ、無リスク利子率および予想配当利回りについ公正価値評価において、経営者がどのような裁量ては、企業会計基準適用指針11号が裁量の余地をを及ぼすかについて、評価モデルのインプット情抑制することと整合する結果が得られている。つ

報（基礎数値）に焦点を当てて検証した。その特まり、田澤（2017）では、これら３つのインプ長として、株式報酬型のいわゆる１円ストック・ット情報について、経営者は適用指針11号に規定

オプションが、通常型ストック・オプションと同された手続通りに、裁量を及ぼすというコストを程度以上に普及している日本特有の状況が考慮さかけずに、数値を算定ないし選択する一方、予想れている。ストック・オプションを発行する日本

残存期間についてはその見積もりに裁量を及ぼし–8–

特集（１） 2014－2015年度特別プロジェクト最終報告とが示されている。

ている可能性を示唆する結果が示されている。

1940年 代 以 降 の ア メ リ カ に お け る 状 況 は、
Accounting Trends & Techniques に掲載されている

５．歴史研究情報からある程度把握することができる。その初
ここでは、アメリカにおいて、今世紀になって版（1948）47-48頁によれば、調査対象とされた

やっと会計基準上の決着を見ることとなった非支

525社中少数株主持分を表示していたのは59社で配持分（少数株主持分）の表示について、取り上あり、そのうち資本の区分に表示していたのは３げる。

社にとどまっていた。損益計算書における少数株

現在のアメリカの会計基準では、非支配持分は

主損益の表示場所を見ても（72頁）、表示されて連結集団としての持分の一部であり（ASC810-

いた65社中41社では所得税よりも後、24社では10-45-15）、連結貸借対照表では、持分（純資産）

所得税よりも前となっていた。1950年版79頁でとして、親会社の持分（または純資産）とは区別

も、64社中５社が資本あるいは株主持分の部に表して報告するように指示されている（ASC810-

示していただけ、他は純資産の部のすぐ上に表示

10-45-16）。これは、2007年12月に財務会計基準

していたことが示されている。1952年版38頁に第160号「連結財務諸表における非支配持分」とは、損益計算書において、少数株主損益が営業費して公表されていた内容が ASC に組み込まれた用に含まれて表示されていた事例が1950年のデものである。それまでは、少数株主持分の表示区ータで67社中30社、1951年でも64社中27社とな分に関して会計基準上、明確にされていなかったっていたことが示されており、20世紀初頭の資本（FAS 160, par.B6）。そのため、アメリカにおけ

寄りの状況とは一変し、負債寄りの表示となってる少数株主持分の表示区分は多様なものとなっていたことがわかる。少数株主損益の損益計算書におり、かつ、負債と資本の間を、振り子のようにおける表示の推移を見ても、1960年代には所得揺れ動いた様子がうかがえる。

税の下の表示と、その他の費用としての表示が拮

二村（2011）によれば、データベースProQuest

抗していた状況から、1971年には、63社がそのHistorical Annual Reports に収録されている連他の費用の中で表示し、所得税の下に表示した57

結貸借対照表における「少数株主持分」の表示区

社を数の上で逆転したものの、その翌年からは減分を調べた限りでは、1906年に資本表示１社、少に転じ再逆転されている（第28版 , 299頁）。そ

1910年に中間的な表示が１社確認できるものの、の頃が潮目だったように思われる。

明確な負債表示は1926年までその事例を確認す

その後、負債の定義の明確化や経済的単一体説

ることができなかったことから、初期の連結貸借の展開によって、少数株主持分は非支配持分とし対照表では、資本寄りの表示が行われていたと言て、会計基準上、株主持分の中で区分して表示さうことができる。二村（2014）では、「少数株主

れるようになった。しかし、親会社株式の価値を持分」に限定せず、「親会社に所有されていない

評価する上で、対応する資本概念は非支配持分を

子会社の持分」といった表示科目のものも含めた

含まない株主持分であり、非支配持分を含む株主

1901年から1910年までの連結貸借対照表の分析

持分に対応する株式の価値となると、評価する対が行われており、さらに当時の文献上も、中間的象は親会社株式の価値だけではなく、非支配株主な扱いとしても資本寄りからスタートしていたこが保有する子会社株式の価値を含むものとなって–9–

年報 経営ディスクロージャー研究

しまい、通常想定している株式の価値とは異なる

2017年３月

第16号

る。一昔前に出された結論は見直す必要がある。

ものとなってしまう。現代の状況も、1971年と同様、振り子の振り戻しが始まる時期に近づいているように思われる。

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stock option-based compensation expense disclosed under
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６．総括：制度設計上の示唆

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先行研究のレビューからも、純利益と包括利益の二重計算・開示にはそれなりの合理性が認められる。損益計算ごとに貸借対照表には負債と資本の区別が必要となるため、純利益と包括利益の二つの利益を計算するためには、貸借対照表の貸方側に二つの境界線が引かれることになり、それが負債と資本の中間項目として表示されることにな

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American Institute of Accountants, 1950. Accounting Trends
and Techniques. 1950 Edition. Reprinted 2016 by Periodicals
Service Company, Hudson, NY, USA.
American Institute of Accountants, 1952. Accounting Trends
and Techniques. 1952 Edition. Reprinted 2016 by
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American Institute of Certified Public Accountants, 1974.
Accounting Trends and Techniques. 28th Edition. Reprinted
1996 by Periodicals Service Company, Hudson, NY, USA.
Choudhary, P., 2011. Evidence on differences between

る。
経済的単一体説に関する実証研究の結果はミックスの状態にあると考えられ、理論的にも、親会社株式の時価に対応するのは株主資本であり、それに非支配株主持分まで加えてしまったものに対応している訳ではない。したがって、経済的単一

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体説は財務報告の目的との整合性に問題がある。

Financial Accounting Standards Board, 2007. Statement of

歴史的な変遷を見てみると、少数株主持分は20世

Financial Accounting Standards No. 160, Noncontrolling

紀の初めは資本寄りでスタートし、損益計算が重Interests in Consolidated Financial Statements. Financial
Accounting Standards Board Norwalk, CT, USA.

視されていた20世紀半ば頃には負債寄りに扱わ

Financial Accounting Standards Board, Accounting Standards

れていた。その後、再び資本の側に振り戻しが来

Flood, J., 2015. Wiley GAAP 2015: Interpretation andて、今世紀初めには株主持分として表示されるまapplication of generally accepted accounting principles.

でに至った。現在の極端な状態は、言わば振り子

秋葉賢一 , 2016.「特定譲渡制限付株式の会計処理 (1)」
『週刊経が振り切れた状態にあるように思われる。

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情報技術の急速な発展は、従来コストがかかるから、あるいは手間がかかるから不可能と考えられていた会計処理を可能にしつつある。ビッグデータの活用により会計や監査の環境に大きな変化が生じているのである。会計基準によって企業の裁量行動を抑制しなくても、客観性の高い公正価
値が安価に入手できるようになれば、有用性と信頼性のバランスにも変化の生じることが期待でき– 10 –

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年報 経営ディスクロージャー研究

負債と資本の中間項目の開示」『年報経営ディスクロージャー
研究』第14号 , 37-50．

2017年３月

第16号

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杉浦慶一 , 2014.「上場企業のメザニン・ファイナンス：ウエスト
ホールディングスの事例を中心として」『年報経営分析研究』– 12 –

本会計研究会報告論文）．

特集（1）

ストック・オプションの公正価値評価におけるインプット情報の裁量的な操作
Discretion over Inputs for Employee Stock Option
Fair-Value Estimates in Japan

田


澤

宗

裕（名城大学）

Motohiro Tazawa, Meijo University
論文要旨

本稿では、ストック・オプションの公正価値を評価する際に、経営者が評価モデルのインプット情報に裁量的な操作を加えているか否かについて検証する。日本では、株式報酬型の１円ストック・オプションが通常型ストック・オプシ
ョンと同程度に普及しているという特有の状況にあるが、株式報酬型と通常型とでは、インプット情報が評価額に与える影響に異なる部分が存在する。そのため、本稿では、こうした影響の違いを考慮した分析を実施する。分析の結果、報酬の過小報告インセンティブが働きそうな企業ほど、予想残存期間の見積もりを通じて、株式報酬型ストック・オプ
ションの公正価値が小さく見積もられる傾向にあることが明らかになっている。他方、株式報酬型の他のインプットおよび通常型ストック・オプションについては、裁量的な操作を裏付ける結果は得られていない。

SummaryThis paper examines whether managers use discretion over inputs of valuation model in estimating employee stock option
fair-value. In Japan, restricted stock type stock options, exercise prices of which are 1 yen, spread as wide as conventional
employee stock options. Moreover, there is the difference in influence of inputs for stock option fair-value estimates between
these two types of stock options.Under these inherent circumstances,this paper carries out analysis on discretion over
inputs of the valuation model with considering this difference. As the result, I find that managers with stronger incentive tounderreport their compensation are likely to estimate the fair-value of restricted stock type stock options lower throughmanaging an estimation of expected option life. On the other hand, I find no evidence of managerial discretion over theother inputs of restricted stock type stock options and all inputs of conventional employee stock options.

１．はじめに

朝刊2016年６月10日付）。日本企業における SO
導入の特徴としては、退職慰労金制度を廃止する

本稿では、ストック・オプション（SO）の公企業が増えるなか、従来の退職慰労金に代えて、正価値を評価する際に、経営者が評価モデルのイ

権利行使価格を１円とする株式報酬型の１円 SO

ンプット情報（基礎数値）に裁量的な操作を加え（株式報酬型 SO）が設計・付与されてきた経緯がているか否かについて検証する。近年、欧米企業ある（野口，2015）１）。こうした背景から、日本と同じく、日本企業においても業績連動型報酬と企業においては、株式報酬型 SO が通常型 SO としての SO 導入が広がりつつある（日本経済新聞

同程度以上に普及しているという現状がある。

謝辞：本稿は、2014-2015年度 JARDIS 特別プロジェクト「負債と資本の中間項目の開示」の研究成果の一部である。本稿の作成に当たっては、当該プロジェクト代表者の野口晃弘先生（名古屋大学）をはじめ、メンバーの先生方に大変お世話になりました。ここに記して、深く御礼申し上げます。また、本稿は JSPS 科研費26380627の助成を受けたものである。本稿に含まれる内容・表現等に関するあり得べき誤謬はすべて筆者の責に帰すものである。
連絡先：田澤 宗裕 〒468-8502 名古屋市天白区塩釜口1-501 名城大学経営学部
E-mail: mtazawa@meijo-u.ac.jp– 13 –

年報 経営ディスクロージャー研究

2017年３月

第16号

Willis Towers Watson (2016) の調査によると、

公正価値評価におけるインプット情報の影響が異2015年６月末までの１年間に SO を付与した企業なることを考慮した分析を実施する。
具体的には、

は全上場企業ベースで602社に上るが、そのうち経営者等に対する報酬金額自体の過小報告または

通常型 SO が255社、株式報酬型 SO が383社（重報告利益マネジメントを実施しようとするインセ複あり）で導入されている。後述する本稿のサンンティブが働きそうな状況下で、経営者が株式報プルでも、付与された SO のうち、約45% を株式

酬型と通常型の SO の公正価値を過小に見積もる

報酬型 SO が占めている。

ために、インプット情報を操作しているかを検証

このように、日本においても普及が進んでいるする。分析の結果、報酬の過小報告インセンティ

SO であるが、その公正価値の評価においては、

ブが働きそうな状況においては、株式報酬型 SO

ほとんどのケースで Black and Scholes (1973) おの公正価値を小さく見積もるために、予想残存期

よ び Merton (1973) に よ る Black ＝ Scholes ＝間の見積もりにバイアスが加えられる傾向にある

Merton 型の評価モデル（BSM モデル）が使用さことが明らかになっている。他方、株式報酬型のれている 。ここで、SO 評価モデルのインプッ

他のパラメータおよび通常型 SO については、裁ト情報のうち、見積もりが必要な主な項目には、

量的な操作を裏付ける結果は得られていない。

２）

予想残存期間、株価ボラティリティ、無リスク金

SO の公正価値評価における経営者の裁量的な利および予想配当利回りの４つがあるが、BSM

行動は、公正価値評価に関わる問題はもとより、のモデルを前提とするとき、通常型 SO と権利行

負債と資本の中間項目の情報開示に関する問題の使価格が１円の株式報酬型 SO とでは、インプッ

１つとしても取り上げられる。本稿の貢献は、そト情報が評価額に与える影響に異なる部分が存在

れらの問題に関する考察の一助となる知見を提供する。すなわち、株式報酬型 SO の評価では、ボしていることである。また、従来の SO の公正価

ラティリティや無リスク金利が通常型とは異なっ値評価に関する実証研究に対し、日本特有の状況て評価額にほとんど影響しない一方で、予想残存を踏まえた上で株式報酬型 SO と通常型 SO を明期間と予想配当利回りについては評価額への影響

確に区別するという分析視覚を新規に提案する点が相対的に大きい。しかも、予想残存期間についも、本稿の貢献の１つと考える。

ては、通常型とは逆に、その期間が長いほどオプ

以降、本稿の構成は、第２節で仮説を導出し、ション価値が小さく評価されるのである。ここか第３節でサンプルとデータを紹介する。第４節でら、もし経営者が SO に係る費用計上額を小さく

リサーチ・デザインについて説明した後、第５節

抑えようとするインセンティブを有し、インプッで分析結果について考察し、第６節でまとめを述ト情報に機会主義的な操作を加えるとするならべる。

ば、通常型 SO と株式報酬型 SO とでは、操作の対象とするインプット情報の選択、および、イン２．仮説の導出

プット情報に対するバイアスのかけ方が異なることが期待される。

2.1．先行研究

そこで、本稿では、株式報酬型 SO が通常型

これまで、経営者が SO 評価モデルのインプッSO と同程度以上に普及している日本特有の状況

ト情報を操作するか否かについては、米国企業をを踏まえた上で、株式報酬型と通常型とで SO の対 象 と し た 研 究 が 実 施 さ れ て き た。Yermack– 14 –

特集（１） 2014－2015年度特別プロジェクト最終報告(1998)、Aboody et al. (2006)、Hodder et al.

SO とでは、インプット情報が評価額に与える影(2006)、Johnston (2006)、Bartov et al.

響が異なることが知られている（例えば、杉山・(2007)、Choudhary (2011) などでは、経営者が渡 部 (2007)、 税 理 士 法 人 AKJ パ ー ト ナ ー ズ

SO 評価モデルのインプット情報を操作し、SO の(2012) など）。すなわち、権利行使価格が著しく公正価値を過小あるいは過大に評価することが観低い１円に設定されている株式報酬型 SO の評価

測 さ れ て い る 。 と り わ け、Hodder et al.

では、ボラティリティや無リスク金利が通常型と(2006) では、経営者が機会主義的にインプットは異なって評価額にほとんど影響しない一方で、情報を操作し、SO の公正価値を過小に評価する

予想残存期間と予想配当利回りについては評価額

一方、SO の公正価値を過大に評価することで事への影響が相対的に大きい。しかも、株式報酬型

業リスクに関する私的情報を伝達するケースも存

SO においては、通常型とは逆に、予想残存期間在するという興味深い証拠が得られている。

が長いほどオプション価値が小さく評価されるの３）

他方で、日本企業を対象に、SO の公正価値評
価に関して実証的に分析した研究には、まだ十分である。以下では、そのメカニズムについて説明する４）。

な蓄積がない。その１つである山下（2014）
では、
ストック・オプションに関する日本企業の開示実

まず、BSM モデルでは、コール・オプション
価格 C が次式のように表される。

態を調査した上で、評価モデルのインプット情報
C=S0e-qTN(d1) － Ke-rTN(d2)の信頼性には問題が残されているとの指摘がなされている。本稿では、経営者が報酬の過小報告まただし、d1＝

たは報告利益マネジメントに関するインセンティ
ブを有することを想定し、SO 評価モデルのイン

d2=

プット情報に裁量的な操作が加えられるか否かについて検証を行う。その際に、株式報酬型 SO と(1)

ln(S0/K)+(r － q+σ /2)T、σ T
2

ln(S0/K)+(r － q －σ2/2)Tσ T=d1－σ T

通常型 SO が同程度に普及している日本特有の状況を踏まえ、インプット情報に対する裁量的な操S0は現在の株価、K は権利行使価格、σは株式

作が公正価値評価に及ぼす影響が２つの SO で異のボラティリティ（年率）、r は無リスク金利（連なることを考慮する。

続複利による年率）、q は配当利回り（連続複利による年率）、T は満期までの期間（年）、N(d)2.2．Black=Scholes=Merton モデルと株式報は標準正規分布の累積確率密度関数である。

酬型ストック・オプション

上式の第１項であるS0e-qTN(d1)は、イン・ザ・

SO の公正価値を評価する際、多くの企業で採マネー（ITM）のときに ST、それ以外のときに用されているモデルが BSM モデルである。後述

０となる変数の期待値の現在価値と解釈される。

するが、本稿のサンプルにおいても、９割を超え

第２項の Ke-rTN(d2) は、ITM のときに K、それる SO プログラムが BSM モデルで評価されてい以外のときに０となる変数の期待値の現在価値とる。このモデルを前提とするとき、権利行使価格解釈される。

を１円とする株式報酬型 SO と、権利行使価格がここで、e-qTN(d1) は、オプション価格の感応およそ付与日近辺の株価として設定される通常型度に関するデルタであり、原資産価格の変化に対– 15 –

年報 経営ディスクロージャー研究

2017年３月

第16号

するコール・オプション価格の変化の割合を表し∂C/∂T > 0 お よ び∂C/∂σ> 0 で あ る。 次 に、ている。K= １のときには、原資産価格が行使価(4) 式の∂C/∂r については、他の条件が同じなら格から極端に離れるため、デルタを構成する

ば、通常型（K ≫１）に対して、株式報酬型 SO

N(d1) は限りなく１に近づき、原資産価格の変化（K= １）ではかなり小さくなる。そして、(5) 式の ほ と ん ど が オ プ シ ョ ン 価 格 に 反 映 さ れ る。

の∂C/∂q では、他の条件が同じならば、通常型

N(d2) は、リスク中立確率の下で、コール・オプ（N(d1)< 1 ）よりも株式報酬型 SO（N(d1)≈ 1 ）のションが満期に ITM となる確率を表しており、方が負の方向に小さくなることが分かる。

K= １のときには、この確率はほぼ１となる。ゆ以上を図１によって視覚的に確認しよう。図１

えに、通常型 SO と比べて、K= １である株式報の Panel A をみると、通常型（K=1,200円）の場

酬型SOの場合には、N(d1)≈１、N(d2)≈１であり、合には予想残存期間が長くなるほどオプション価

さらに KeN(d2) は１円に満たない値となるの値が高くなるが、株式報酬型（K= １円）では、

で、(1) 式第１項における q と T の影響が相対的逆に、予想残存期間が長くなるほどオプション価に大きくなる。

値が低くなることが分かる。また、予想配当利回-rT

次に、インプット・パラメータの変化がオプシりの上昇に対するオプション価値の変化について

ョン価格に及ぼす影響をみるために、予想残存期

は、株式報酬型の方が通常型よりも相対的に負の

間 T、株価ボラティリティσ、無リスク金利 r、方向に急になっている。Panel B をみると、通常

配当利回り q のそれぞれに関してコール・オプシ型（K=1,200円）では、無リスク金利とボラティ

ョン価格 C を偏微分する 。なお、n(d) は標準

リティの上昇ないし増大に伴って、オプション価

正規分布の確率密度関数（=N '(d)）である。

値はそれぞれ高まっているが、株式報酬型（K=５）

１円）では、無リスク金利とボラティリティの変化に対してオプション価値はほとんど変化せず、∂C S0e-qTn(d1)σ=－ qS0e-qTN(d1)
2 T∂T

ほぼフラットであることが確かめられる。

+ rKe-rTN(d2)≤ ≥ ０(2)∂C= S0e-qTn(d1) T > 0
∂σ

(3)

∂C
= TKe-rTN(d2)> 0
∂r

(4)

∂C
= -TS0e-qTN(d1)< 0∂q(5)

2.3．仮説それでは、どのような状況のときに経営者はイ
ンプット情報にバイアスを及ぼそうとするであろうか。本稿では、経営者等に対する報酬金額自体の過小報告インセンティブと報告利益マネジメン
ト・インセンティブの２つを想定する。
まず、報酬金額自体の過小報告インセンティブ（例えば、Balsam et al., 2003; Hodder et al., 2006）

まず、(2) 式および (3) 式について、K= １のとは、高額な報酬の支払いに対する株主・債権者等

き、N(d1)≈１、N(d2)≈１よりn(d1)≈0、n(d2)≈０からの批判を避けたいとするものである６）。とくとなる。これらと K= １であることから、株式報に取締役や執行役員等の経営幹部に対する報酬金

酬 型 SO で は ∂C/∂T< ０ お よ び∂C/∂σ≈０ と額の妥当性は、株主総会での議決権行使基準の対なる。これに対して、通常型（K ≫１）では、象にもなり得るし、また、極端な場合には株主代– 16 –

特集（１） 2014－2015年度特別プロジェクト最終報告

図１ インプット情報と SO 価格の関係：通常型 SO と株式報酬型 SO の比較
Panel A：予 想 残 存 期 間 お よ び 予 想 配 当 利 回 り と SO 価 格（ 基 準 株 価 =1,000円、 ボ ラ テ ィ リ テ ィ=60%、無リスク金利 =5%）
【通常型：権利行使価格＝1,200円】【株式報酬型：権利行使価格＝１円】

Panel B：無リスク金利およびボラティリティと SO 価格（基準株価 =1,000円、予想配当利回り =5%、
予想残存期間 =10年）【通常型：権利行使価格＝1,200円】【株式報酬型：権利行使価格＝１円】

表訴訟に繋がる可能性もある（日本経済新聞朝刊

報にバイアスを及ぼす可能性がある。ただし、日2016年２月21日付を参照）。さらに、SO の場合

米の CEO の報酬を比較すると、日本は米国の約には希薄化の問題もつきまとう。そのため、報酬10分の１程度（Willis Towers Watson, 2016) とを過小にみせたい経営者は、株式報酬である SO

いわれており、このインセンティブがどの程度強の公正価値を小さく抑えるために、インプット情

く経営者の判断に影響を及ぼすかという点には留– 17 –

年報 経営ディスクロージャー研究意が必要であろう。

2017年３月

第16号

３．サンプルとデータ

次に、報告利益マネジメント・インセンティブ（例えば、Burgstahler and Dichev, 1997; 首藤 ,本稿では、金融・保険業を除く全上場企業のう2014）は、ゼロ利益や経営者予想利益などの特定

ち、日本基準採用の３月期決算企業を対象に、の利益数値を達成したいとするインセンティブで2009年３月期から2012年３月期にわたる４年間ある。このインセンティブが働くとき、経営者はに付与された SO プログラムのデータを手作業で特定の利益数値を達成するために株式報酬費用を収集した７）。その中から、BSM（ないし BS）モ

小さく抑えようとして、SO 評価モデルのインプデルに基づいて公正価値が評価されたプログラム

ット情報に操作を加えるかもしれない。ただし、が抽出されている。サンプルの抽出過程は表1の報告利益マネジメント・インセンティブについて

Panel A の通りであるが、延べ1,248件の付与件も、全体として報酬金額が小さいなか、どの程度、数のうち、93.4%がBSMモデルで評価されていた。

利益金額に影響を及ぼすのか、その経済的重要性

加えて、データの整備においては、次のような処に注意が必要である。

理を施している。(1) 時間の経過に伴って段階的以上の２つのインセンティブのどちらについてに権利行使できるなどの条件により、インプッ

も、もしそれらが働くならば、経営者は株式報酬

ト・パラメータが、条件達成ごとの数値、あるいの金額を少なめに見積もりたいと考えるであろは、幅で開示されているプログラムは除外する。

う。つまり、SO公正価値を過小に報告するために、(2) 付与対象者が異なるなどの理由でプログラム

インプット情報を調整しようとするのである。ことして区別されてはいるが、評価に関係する各種

こに、次の仮説を定立する。

の条件等が等しい、すなわち、報告された公正な評価単価が等しいプログラムはそれらを統合する。(3) 報告されていないパラメータがあるプロ＜仮説＞
経営者が SO の公正価値を評価する際、報酬のグラムは除外する（ただし、配当利回りについて

過小報告インセンティブまたは報告利益マネジメ

はゼロに置き換える）。(4) その他、分析に必要

ント・インセンティブが強くなるほど、なデータが入手できないプログラムは除外する。

ⅰ 予想残存期間については、通常型 SO では短(5) 計測された株価ボラティリティが100% を超めに見積もられるのに対して、株式報酬型
SO では長めに見積もられる。

えるものは異常値として除外する。
最終的なサンプルは、346社において付与されⅱ ボラティリティについては、通常型 SO では

た合計916件の SO プログラムとなった。サンプ

小さめに見積もられるのに対して、株式報酬

ルの内訳は、表１の Panel B の通りであり、東証型 SO ではそうした傾向は観測されない。

１部に続いて、新興市場であるJASDAQがプログⅲ 無リスク金利については、通常型 SO では低ラムの付与件数が比較的多い市場となっている。

めに見積もられるのに対して、株式報酬型

以上のサンプルに関するデータについて、有価SO ではそうした傾向は弱い。

証券報告書に関してはプロネクサス『eol』を利ⅳ 予想配当利回りについては、通常型 SO も株用して収集している。また、SO の発行データに式報酬型SOも、ともに高めに見積もられる。

ついては日本経済新聞社『NEEDS 企業ファイナ
ンス関連データ』、財務データについては日本経– 18 –

特集（１） 2014－2015年度特別プロジェクト最終報告

表１ サンプル選択
Panel A：評価モデルの選択に関する分布とサンプルの処理過程
延べ付与件数Black=Scholes=Merton（BSM）モデル
モンテカルロ・シミュレーション
二項モデル
Hull=White 修正二項モデル
三項モデル
平均株価
不明
Black=Scholes=Merton（BSM）モデル
段階的権利行使条件等
評価条件同一プログラムの統合
パラメータ不明
その他の分析データ入手不可
異常値
サンプルとなるプログラム件数

1,248
1,166
34
18
8
1
4
17
1,166
-66
-144
-4
-23
-13
916

100.0%
93.4%
2.7%
1.4%
0.6%
0.1%
0.3%
1.4%

(346社 )

Panel B：上場場部の分布
上場場部
東証1部
東証2部
大証1部
大証2部
名証2部

プログラム件数
650
71.0%
44
4.8%
28
3.1%
13
1.4%
7
0.8%
742
81.0%

209
24
13
8
3
257

60.4%
6.9%
3.8%
2.3%
0.9%
74.3%

東証マザーズ
名証セントレックス
札幌アンビシャス
JASDAQ
ヘラクレス
小計

34
3
1
125
11
174

3.7%
0.3%
0.1%
13.6%
1.2%
19.0%

18
2
1
60
8
89

5.2%
0.6%
0.3%
17.3%
2.3%
25.7%

合計

916

100.0%

346

100.0%

小計

企業数

済新聞社『NEEDS-Financial QUEST』、株式デ

係るバイアスを分析するが、Hodder et al. (2006)

ータについては金融データソリューションズ『日などの先行研究では、いわゆる異常アクルーアル本上場株式 日次リターンデータ』から採録しての計測モデル（例えば、DeAngelo, 1986; Dechowいる。

and Sloan, 1991; Jones, 1991など）と同様の発想
で、当期の報告インプットを過去のインプット、

４．リサーチ・デザイン

および、インプットの産業平均値に対して回帰した残差として計測している。しかしながら、日本

4.1．インプット・パラメータに係るバイアスの測定
本稿では、SO 評価モデルのインプット情報に

企業に関しては、企業会計基準適用指針第11号（以下、適用指針11号）にインプット・パラメー
タの具体的な算定手続きが示されていることか– 19 –

年報 経営ディスクロージャー研究

2017年３月

第16号

ら、以上の方法では、バイアスの測定誤差をかえが定められており、価格観察の頻度としては、日って大きくしてしまう可能性が危惧される。そこ

次、週次または月次のいずれを用いてもよいこと

で、本稿では、適用指針11号における具体的な算とされている。ただし、同一企業の同一期間に算定手続きを踏まえてインプット・パラメータに係定した日次、週次および月次ベースの各ボラティ

るバイアスを測定する。以下に、４つのインプッ

リティについて、どのデータ頻度のときに値が大ト・パラメータに係るバイアスの測定方法についきくなるか、あるいは、小さくなるかは、株価のて説明する。

振る舞い方により異なることが知られている（新第１に、予想残存期間については、適用指針11

井ほか , 1999）。そこで、日次、週次、月次ベー号13項において、権利行使に関する従業員等の行スで算出した各ヒストリカル・ボラティリティの動傾向などを考慮するが、合理的に見積もること

平均値を基準とする。ボラティリティに関するバができない場合には、算定時点から権利行使期間

イアス（D_Volatility）は次のように計測される。

の中間点までの期間として推定する旨の規定がある。この規定を踏まえて、以下の D_Reported_

D_VolatilityLife では、予想残存期間に係るバイアスを SO 付

＝報告ボラティリティ－SO付与日において、与日から権利行使期間の中間点を基準とすること

報告予想残存期間に対応する期間にわで測定する。ただし、SO 報酬の過小報告インセ

たる過去の株価から日次、週次、月次

ンティブが SO の設計段階から働いている可能性

ベースで算出した各ヒストリカル・ボ

もある。そこで、この点を考慮し、SO 付与日か

ラティリティの平均値８）(8)

ら権利行使期間の中間点までの期間について、株式報酬型か通常型かの SO の種類別、および、年第３に、無リスク金利は、適用指針11号15項で、度別に算出したサンプル企業の平均値を基準にし予想残存期間に対応する期間の国債等の利回りにた D_Midpoint_Life も定義する。

基づくものとされている。ここでは、SO 付与日における報告予想残存期間に対応する期間の国債
利回りについて、証券業協会の公社債店頭売買参

D_Reported_Life＝報告予想残存期間

考値を利用した財務省金利情報から得られた利回－ SO 付与日から権利行使期間の中間点

りに、３次スプライン関数による補間を施した値までの期間を基準とする９）。その基準値と報告無リスク金利(6)

D_Midpoint_Lifeの差異として、無リスク金利に係るバイアス（D_＝ SO 付与日から権利行使期間の中間点

Riskfree_Rate）を測定する。

までの期間－ SO 種類別・年度別に算出した中間点までの期間の平均値

D_Riskfree_Rate＝報告無リスク金利－ SO 付与日における(7)

報告予想残存期間に対応する期間の第２に、ボラティリティについては、適用指針

国債利回り

(9)

11号10項において、予想残存期間に対応する直近のヒストリカル・ボラティリティを基礎とする旨– 20 –

第 ４ に、 予 想 配 当 利 回 り の バ イ ア ス（D_

特集（１） 2014－2015年度特別プロジェクト最終報告

Dividend_Yeild）については、適用指針11号16

Pre は、前期の役員報酬・人件費を前期の販売費

項に、原則として、過去の実績に基づくよう定め

及び一般管理費で除して算定する。SO_Sharesは、されていることから次のように定義する。

付与された SO の目的となる株式数を SO 付与日の発行済み株式総数で除した値である。他方、報D_Dividend_Yeild

告利益マネジメント・インセンティブについて＝報告配当利回り－前期の１株当たり

は、Avoid_Loss と Beat_Forecast で 捕 捉 す る。

配当実績値 /SO 付与日の株価終値

Avoid_Loss は、当期利益 / 前期末総資産が０以
上0.01未満のときに１、それ以外のときに０をと(10)

るダミー変数である。Beat_Forecast は、（当期利
益実績値－期初当期利益予想値）/ 前期末総資産

4.2．検証モデル
以上のように定義された報告パラメータのバイが０以上0.005未満のときに１、それ以外のとき

アスを被説明変数とし、次のモデルによって仮説に０をとるダミー変数である。

を検証する。

仮説の検証に際しては、インプット情報の操作
インセンティブに関して単独で組み込まれている

Dependent Var.

４つの変数の係数が通常型 SO に係るバイアスを＝ a0＋ a1 SO_Type ＋ a2 Payment_Pre

捉える。そして、株式報酬型ではそのバイアスが＋ a3 Payment_Pre × SO_Type

どの程度異なるかが、各インセンティブ変数と＋ a4 SO_Shares ＋ a5 SO_Shares

SO_Type との４つの交差項の係数によって捉え

× SO_Type ＋ a6 Avoid_Loss

られることになる。
以上の変数に加えて、モデルにはコントロール＋ a7 Avoid_Loss × SO_Type＋ a8 Beat_Forecast

変数が組み込まれる。ROA は当期経常利益 / 前(11)＋ a9 Beat_Forecast × SO_Type

期末総資産、Lossは当期純利益が負のときに１、＋ a10 ROA ＋ a11 Loss ＋ a12 Size

それ以外のときに０をとるダミー変数、Size は期＋ a13 Book_to_Market

末株式時価総額の自然対数、Book_to_Market は＋ΣbkIndutry_Dummyk(or Firm_Dummyk)

期末自己資本の簿価・時価比率である。

+ ΣcjYear_Dummyj ＋ε

モデルの推定にあたっては、(1) 全サンプル・
ベースで推定する方法と、(2) 制限サンプル・ベ

ただし、Dependent Var.
＝ D_Reported_Life, D_Midpoint_Life,ースで推定する方法の２つを採用する。制限サン

D_Volatility, D_Riskfree_Rate or

プルの推定では、３本以上の付与プログラムがあ

D_Dividend_Yield.

る企業に限定して固定効果モデルで推定し、企業ごとの傾向ないし特性をコントロールする。全サ

ここで、SO_Type は、株式報酬型 SO のときにンプルで推定する場合には、業種ダミー（Indutry_１、通常型 SO のときに０をとるダミー変数であDummy）
を、制限サンプルで推定する場合には、り、 ス ト ッ ク・ オ プ シ ョ ン の 種 類 を 捉 え る。

企業ダミー（Firm_Dummy）をモデルに組み込

Payment_Pre と SO_Shares は報酬の過小報告イ

む。また、いずれの場合においても年度ダミー

ンセンティブを捕捉する変数である。Payment_（Year_Dummy）が組み込まれる。
– 21 –

年報 経営ディスクロージャー研究

2017年３月

第16号

みていく。第１に、報告予想残存期間は平均で５．分析結果

5.77年となっている。これを SO の種類別にみると、株式報酬型では平均7.69年であるのに対して、

5.1．記述統計量
変数の記述統計量は表２の通りである。まず、通常型では平均4.21年となっている。第３四分位

本稿の分析では、株式報酬型 SO と通常型 SO と点が6.71年であることからすると、長期の予想残でインプット情報に対する裁量の影響が異なるこ

存期間が報告されているプログラムのほとんどがとに主眼をおいているが、それぞれが本稿のサン

株式報酬型であることが分かる。第２に、報告ボ

プルに含まれる割合は、SO_Type の平均値が0.45

ラティリティの平均値は約42％であるが、これをであることから、45％が株式報酬型であり、残る

種類別にみると、通常型は約44％であり、株式報55％が通常型であることが分かる。

酬型よりも５ポイントほど高い傾向にある。第３次に、インプット情報の実際の報告値についてに、報告無リスク金利については、報告予想残存表2 記述統計量
変

全サンプル

数

報告予想残存期間（年）報告ボラティリティ（%）
報告無リスク金利（%）
報告配当利回り（%）
D_Reported_Life（年）
D_Midpoint_Life（年）
D_Volatility（%）
D_Riskfree_Rate（%）
D_Dividend_Yield（%）
SO_Type
Payment_Pre
SO_Shares（%）
Avoid_Loss
Beat_Forecast
ROA
Loss
Size
Book_to_Market
観測数

平均値

標準偏差

第1
四分位

中央値

第3
四分位

5.77
41.95
0.73
2.10
-2.00
0.12
-2.72
0.02
-0.08
0.45
0.35
0.83
0.11
0.12
0.05
0.20
10.71
1.18
916

3.38
15.75
0.47
1.36
4.03
2.78
12.25
0.13
0.99
0.50
0.14
2.98
0.32
0.33
0.10
0.40
1.96
0.73

3.50
31.60
0.32
1.27
-2.51
-1.14
-2.66
-0.01
0.00
0.00
0.26
0.06
0.00
0.00
0.02
0.00
9.19
0.70

4.50
39.01
0.61
1.98
-0.01
-0.07
-0.14
0.00
0.00
0.00
0.36
0.19
0.00
0.00
0.05
0.00
10.78
1.05

6.71
48.73
1.05
2.80
0.00
1.92
2.13
0.02
0.00
1.00
0.45
0.68
0.00
0.00
0.09
0.00
12.16
1.47

SO_Type
=１
=０
平均値

平均値

7.69
38.91
0.91
2.21
-4.60
0.02
-0.58
0.00
-0.03
1.00
0.34
0.14
0.13
0.15
0.05
0.16
11.14
1.24
410

4.21
44.42
0.59
2.01
0.09
0.00
-4.46
0.03
-0.13
0.00
0.36
1.38
0.10
0.11
0.06
0.23
10.36
1.12
506

D_Reported_Life ＝報告予想残存期間－ SO 付与日から権利行使期間の中間点までの期間。D_Midpoint_Life ＝ SO 付与日
から権利行使期間の中間点までの期間－ SO 種類別・年度別に算出した中間点までの期間の平均値。D_Volatility ＝報告
ボラティリティ－ SO 付与日において報告予想残存期間に対応する期間にわたる過去の株価から日次、週次、月次ベースで算出した各ヒストリカル・ボラティリティの平均値。D_Riskfree_Rate ＝報告無リスク金利－ SO 付与日における報告
予想残存期間に対応する期間の国債利回り。D_Dividend_Yeild ＝報告配当利回り－前期の１株当たり配当実績値 /SO 付
与日の株価終値。SO_Type ＝株式報酬型 SO のときに１、通常型 SO のときに０をとるダミー変数。Payment_Pre ＝前期の役員報酬・人件費 / 前期の販売費及び一般管理費。SO_Shares ＝付与された SO の目的となる株式数 /SO 付与日の発行済み株式総数。Avoid_Loss ＝当期利益 / 前期末総資産が０以上0.01未満のときに１、それ以外のときに０をとるダミー変数。Beat_Forecast ＝（当期利益実績値－期初当期利益予想値）/ 前期末総資産が０以上0.005未満のときに１、それ以外のときに０をとるダミー変数。ROA ＝当期経常利益 / 前期末総資産。Loss ＝当期利益が負のときに１、それ以外のときに０をとるダミー変数。Size ＝期末株式時価総額の自然対数。Book_to_Market ＝期末自己資本の簿価・時価比率。

– 22 –

特集（１） 2014－2015年度特別プロジェクト最終報告

期間の長さに呼応して、株式報酬型の方が若干高

１四分位点から第３四分位点にかけての値がすべい利率になっている。ただし、全体でみても無リてゼロという、極端な分布になっている。これは、スク金利は0.73％とかなり低い 。これに対して、サンプルの大半において、前期配当額に基づく配報告配当利回りは平均で２％程度の水準である。

当利回りがインプットとして用いられていること10）を意味している。

続いて、インプット情報のバイアスに目を向ける。予想残存期間に関する D_Reported_Life をみ

以上では、インプット情報に係るバイアスの概ると、全体としては平均値が - 2 年であり、SO要を把握したが、補足として、予想残存期間、ボ付与日から権利行使期間の中間点までの期間より

ラティリティおよび予想配当利回りについて、そも短めの期間が見積もられている傾向にある。さ

れぞれの特徴をさらにみていきたい。

らに、第３四分位点がゼロであることからすると、

まず、表３には、報告予想残存期間と SO 付与

予想残存期間として中間点よりも短い期間を報告

日から権利行使期間の中間点までの期間との差異するケースが多いことが分かる。これを SO の種（D_Reported_Life）に関して、さらに詳細に調類別にみると、通常型では中間点までの期間と概べた結果が表示されている。有価証券報告書におね一致する期間が使用される傾向にあるが、株式

いては、報告予想残存期間が小数点以下第1位ま報酬型では平均 -4.6年となっており、中間点までの数値で開示されるケースも多い。そのため、での期間よりも短い期間がインプットとして使用

仮に中間点までの期間を報告予想残存期間としてされる傾向にある。一方、D_Midpoint_Life は、いたとしても、四捨五入による丸め誤差の影響にSO 種類別・年度別の平均値を基準にしているこより、計算で求めた中間点と報告値とに僅かな差とに対応し、平均値がほぼゼロであることが確認

異が生じてしまう可能性がある。そこで、ここでされる。

は1/24（≒0.04）ヶ年未満、すなわち0.5ヶ月未満

D_Valatility は、平均的には負の方向へのバイの誤差は無視し得るものとして取り扱う。

アスがかかっているが、その傾向は通常型におい表３の結果をみると、全体の約６割に当たるて 顕 著 に み ら れ る 。D_Riskfree_Rate は、 第538件のプログラムで、中間点までの期間との差

１四分位点から第３四分位点にかけて、-0.01％

異が0.5ヶ月未満に収まる期間が報告予想残存期から0.02％の値をとり、バイアスはほとんど認め間とされていることが分かる。次いで、約３割にられない。D_Dividend_Yield は、平均 -0.08％で当たるプログラムでは、中間点よりも短い期間が負の方向へのバイアスを受けている。また、第残存期間として報告されている。以上のように、

11）

表3

報告予想残存期間と SO 付与日から権利行使期間の中間点までの期間との差異（D_Reported_Life ）報告予想残存期間が中間点までの期間よりも0.5ヶ月以上短い：

282件

30.8%

538件

58.7%

96件

10.5%

916件

100.0%

D_Reported_Life ≦ -1/24
報告予想残存期間と中間点までの期間との差異が0.5ヶ月未満：￨D_Reported_Life￨ < 1/24
報告予想残存期間が中間点までの期間よりも0.5ヶ月以上長い：
D_Reported_Life ≧ 1/24
合計– 23 –

年報 経営ディスクロージャー研究

2017年３月

第16号

半数以上の企業が、合理的に見積もることができた情報が用いられることなく、適用指針11号16

ない場合には、予想残存期間を権利行使期間の中項の単純な適用形態として、前期の配当額が用い間点までの期間とする、適用指針11号13項の規られるのかは、興味の湧くところである。表5の定を適用している可能性が高いことが明らかにな

Panel A には、サンプルのうち、予想配当データ

った。一方で、この結果は、D_Reported_Life がが入手できたケースについて、インプット情報とゼロ近辺で顕著に尖った分布になることを示してしての報告配当額が前期配当額または予想配当額

いる。これに対処するため、後述の回帰分析におと一致するかどうかを調べている。ただし、注意

いては、順序ロジスティック回帰による分析も実すべき点として、報告配当額が前期配当額と一致施する。

しているとしても、それが直ちに予想配当額が採続いて、ボラティリティの報告値については、用されていないという結論にはならないというこ

適用指針11号15項に規定されるように月次、週とである。なぜなら、前期配当額と予想配当額が次、日次のいずれのデータ頻度を選択することも一致するケースが考えられるからである。

可能であるが、経営者はどのデータ頻度を使用しそこでまず、報告配当額が前期配当額と等しいてボラティリティを計測しているであろうか。表

ケースをみると、前期配当額と予想配当額が等し４には、実際の報告ボラティリティと本稿で計測いケースは、全体の52％に上ることが分かる。対したボラティリティとの差異の絶対値について表して、予想配当額ではなく、前期配当額を用いて示している。結果をみると、興味深いことに、週いるケースは21％の割合で存在している。次に、次データに基づくボラティリティで計測誤差が最報告配当額が前期配当額と異なるケースのうち、も小さくなっていることが分かる。経営者は、高予想配当額が用いられているのは、全体の8％程

頻度の日次でも、簡易な月次でもなく、週次デー度に留まっている。予想配当額と前期配当額が等タでボラティリティを計測しているようである。

しい先述のケースでは、予想情報が積極的に活用

最後に、予想配当利回りについても補足しておされたか否かは定かではないが、このケースではきたい。周知の通り、日本では、適時開示の一環

予想情報が積極的に採用されているといえる。そとして、業績予想情報が開示されているが、そこして、報告配当額が前期配当額とも予想配当額とには配当予想額も含まれている。そうであるならも異なるケースが19％ほど存在している12）。総じば、インプットを計算するための配当額として、て、６割近くのケースが予想配当額と等しい値を

予想配当額が用いられるのか、あるいは、そうし報告配当額として用いているが、残る４割につい

表4 ボラティリティの計測誤差
ボラティリティの計測誤差＝｜報告ボラティリティ－計測ボラティリティ｜ (%)
計測ボラティリティ

平均値

標準偏差

第１四分位

中央値

第３四分位

観測数

月次ボラティリティ

7.57

10.99

1.65

4.72

8.85

916

週次ボラティリティ

5.46

11.23

0.14

1.49

4.60

916

日次ボラティリティ

6.44

11.95

0.42

2.55

6.25

916

月次、週次、日次による
各ボラティリティの平均値

5.85

11.09

0.94

2.32

4.74

916

– 24 –

特集（１） 2014－2015年度特別プロジェクト最終報告

表５ 予想配当利回り
Panel A：予想配当額、前期配当額および報告配当額の関係
サンプルのうち、予想配当データが入手できたケース
報告配当額が前期配当額と等しいケース
内訳：前期配当額と予想配当額が等しい
前期配当額と予想配当額が異なる

884件
648件
460件
188件

100.0%
73.3%
52.0%
21.3%

報告配当額が前期配当額と異なるケース
内訳：報告配当額と予想配当額が等しい
報告配当額と予想配当額が異なる
太字は予想配当額に一致する配当額を利用しているケース。

236件
72件
164件

26.7%
8.1%
18.6%

Panel B：配当利回りの報告値と予想値の差異＝ ￨ 報告配当利回り−予想配当利回り ￨ (%)
平均値

標準偏差

第1四分位

中央値

第3四分位

観測数

0.76

1.03

0.16

0.40

1.03

352

いずれの配当利回りとも、付与日の株価終値で除して計算している。

ては、予想配当情報があるにもかかわらず、そう

表６の全サンプル・ベースでの推定結果をみる

ではない数値（たとえば、過去の配当額）に基づと、全体として係数推定値の有意性が低い傾向にいている。この4割のケース（352件）
については、なっている。Aviod_Loss や Beat_Forecast といっ

報告配当額と予想配当額とが異なるわけである

た報告利益マネジメントに関連する変数の係数にが、表５の Panel B をみると、報告配当利回りとついては、予測符号通りに有意に推定されている

予想配当利回りの差異の絶対値は平均で0.76％ほ

ものがほとんどない。これに対して、報酬の規模どに留まっていることが分かる。

に関するPayment_PreやSO_Sharesについては、所々ではあるが、係数が有意に推定されているもさらに、表５の Panel A では、報告配当額が前のがある。

期配当額と等しいケースが73％にも上るが、これらのケースでは、表２でも確認されたように、

まず、予想残存期間のバイアスに関する D_

D_Dividend_Yield がすべてゼロになっている。

Reported_Life を被説明変数とするモデルでは、

このように、D_Dividend_Yield は極端にゼロに交差項 SO_Shares × SO_Type の係数が有意な正集中した分布になっていることから、D_Reported_

値に推定されている。この結果は、株式報酬型

Lifeと同様に、順序ロジスティック回帰による分

SO では、付与対象となる株式数が多いほど、予析も実施する。

想残存期間が長めに見積もられることを示唆している。他方、D_Midpoint_Life を被説明変数とするモデルでは、Payment_Pre の係数が有意な負5.2．回帰分析の結果
仮説の検証モデルである(11)式の回帰結果は、値に推定されており、通常型 SO では前期の役員

表６および表７の通りである。第３節でも述べた

報酬・人件費が多いほど、権利行使期間が短く設

ように、
本稿では全サンプル・ベースでの推定と、計されている（つまり、その中間点として予想残制限サンプル・ベースでの推定を実施するが、表存期間を見積もるときには、それも短くなる）。

６には前者の結果が、表７には後者の結果が表示

しかし、株式報酬型 SO については、Payment_

されている。

Pre × SO_Type と SO_Shares × SO_Type のいず– 25 –

年報 経営ディスクロージャー研究

2017年３月

第16号

れの係数も有意な負値になっており、仮説に反し全サンプル・ベースの表６と比較すると、予想残て、報酬の規模が大きいほど、権利行使期間に短存期間に関する D_Reported_Life を被説明変数と期化のバイアスがかかっていることを示す結果とするモデルの SO_Shares × SO_Type の係数推定なっている。また、D_Midpoint_Life を被説明変値で正の符号が保たれている。さらに、Payment_数とするときには、予想利益達成インセンティブ

Pre×SO_Typeの係数についても、正に有意に推に関して、株式報酬型 SO では Beat_Forecast×

定されている。これらは、株式報酬型SOについて、

SO_Type の係数が有意な正値に推定されている。

報酬の規模が大きいほど、予想残存期間の見積も続いて、ボラティリティに目を向けると、D_りが長めに設定されるとの仮説を裏付ける結果で

Volatility を 被 説 明 変 数 と す る と き に は、SO_ある。他方で、表７の残りの推定結果については、

Shares の係数が有意な負値となっており、付与

残念ながら、表６で仮説を支持した結果に確証を対象となる株式数が多いほど、通常型 SO でボラ与えるものは見受けられない。

ティリティが小さめに見積もられている。無リス

最後に、表３および表５で確認された通り、

ク金利のバイアスに関する D_Riskfree_Rate につ

D_Reported_Life と D_Dividend_Yeild の 分 布 がいては、Payment_Pre の係数が有意な負値に、特異な形になっていることから、これらを被説明

Payment_Pre × SO_Type の係数が有意な正値に変数とするモデルについては順序ロジスティック

推定されており、前期の役員報酬・人件費が多い

回 帰 を 用 い て 再 推 定 す る。 こ こ で、Cate_D_

ほど、通常型では無リスク金利が低めに見積もら

Reported_Life は、D_Reported_Life ≦ -1/24のとれるが、株式報酬型ではそうした傾向が弱められ

きに -1、￨D_Reported_Life￨ ＜1/24のときに０、ていることが分かる。そして、配当に関する D_

D_Reported_Life ≧1/24のときに１をとる順序カ

Dividend_Yeildを被説明変数とするモデルでは、

テゴリー変数である（表３を参照）。また、Cate_

損失回避インセンティブに関する Avoid_Loss の

D_Dividend_Yield は、D_Dividend_Yield ＜０の係数が、期待に反して有意な負値になっている。

ときに -1、D_Dividend_Yield ＝０のときに０、一 方、 株 式 報 酬 型 SO で は、Avoid_Loss×SO_

D_Dividend_Yield ＞０のときに１をとる順序カType の有意な正の係数によって、それが弱めら

テゴリー変数である（表５を参照）。

れているものの、これら２つの係数を合計してもこれらの変数を用いた順序ロジスティック回帰-0.07（=-0.552+0.545）であり、予想配当利回りの推定結果は表８の通りである。注目すべきは、が高めに見積もられたとは判断し難い。

予 想 残 存 期 間 の バ イ ア ス に 関 す る Cate_D_

全サンプル・ベースでの推定結果は以上の通り

Reported_Life であるが、順序ロジスティック回であり、かなり部分的にではあるが、仮説と整合帰によっても交差項 Payment_Pre × SO_Type おする結果も存在していた。では、次のステップとよび SO_Shares × SO_Type の係数が有意な正値して、これらの結果の頑健性を高めるために、表に推定されている。株式報酬型 SO の予想残存期

７の制限サンプル・ベースによる推定結果を確認

間の見積もりに裁量が及んでいる可能性があるこ

しよう。ここでの推定では、企業および年度につとが、繰り返し確認された。

いての固定効果モデルを採用することにより、

以上のように、４つのインプット情報に係るバSO 付与時におけるインセンティブの程度に応じイアスについて回帰分析を実施したが、株式報酬

た企業内の変化を捉えることになる。推定結果を型 SO についてのみ、報酬の過小報告インセンテ– 26 –

– 27 –（+

Beat_Forecast × SO_Type

数-3.037 **(-2.27)-5.288 ***(-8.12)-0.880(-0.74)1.158(0.67)
0.00720(0.18)
1.353 **
(2.50)-0.039(-0.08)-0.137(-0.20)0.018(0.04)
0.289(0.44)-0.474(-0.36)0.041(0.12)
0.163 **
(2.12)
0.430 **
(2.18)
Yes
Yes
0.401
0.371

係

数

3.637 **
(3.25)
0.735(1.35)-2.174 **(-2.20)-2.406 *(-1.65)-0.0120(-0.37)-1.205 **(-2.66)-0.180(-0.43)0.903(1.59)
0.008(0.02)
0.995 *
(1.81)
1.263(1.15)-0.301(-1.05)-0.100(-1.56)-0.066(-0.40)
Yes
Yes
0.119
0.075

係

D_Reported_Life D_Midpoint_Life

+

－

+

－

+

－

+

－

?

予測符号

数

-15.38 **(-3.15)-0.881(-0.37)1.970(0.46)
7.108(1.12)-0.526 ***(-3.67)0.640(0.32)
1.811(0.99)-1.429(-0.58)-1.745(-1.01)
1.213(0.51)
6.181(1.29)
1.380(1.10)
0.944 ***
(3.39)
1.270 *
(1.76)
Yes
Yes
0.131
0.088

係

D_Volatility

+

－

+

－

+

－

+

－

?

予測符号

数

0.193 ***
(3.61)-0.084 **(-3.20)-0.156 **(-3.29)0.146 **
(2.10)-0.001(-0.66)0.018(0.83)
0.013(0.66)
0.003(0.11)-0.025(-1.31)0.027(1.02)-0.068(-1.28)0.029 **
(2.13)-0.008 **(-2.71)-0.024 **(-3.07)
Yes
Yes
0.077
0.032

係

D_Riskfree_Rate

0

+

0

+

0

+

0

+

?

予測符号

数

-0.493(-1.27)-0.000(-0.00)0.358(1.04)
0.043(0.08)-0.002(-0.17)-0.109(-0.69)-0.552 ***(-3.81)0.545 **
(2.76)
0.063(0.46)-0.085(-0.45)-0.330(-0.86)-0.045(-0.45)0.028(1.26)
0.026(0.46)
Yes
Yes
0.153
0.111

係

D_Dividend_Yield）内は業種クラスターによって補正された標準誤差に基づいて算定された t 値である。* は p<0.10、** は p<0.005、*** は p<0.001であることを示す。

R2
adj. R2

業種ダミー
年度ダミー

Book_to_Market

Size

Loss

ROA

－

－

Avoid_Loss

Beat_Forecast+

SO_Shares × SO_Type+－

SO_Shares

Avoid_Loss × SO_Type＋

Payment_Pre × SO_Type

予測符号

－

数

Payment_Pre

変

?

片

明

SO_Type切説

表６ 回帰分析の結果：全サンプル・ベース（観測数：346社による916件）

特集（１） 2014－2015年度特別プロジェクト最終報告

– 28 –

（

－

+

－

+

－

+

SO_Shares

SO_Shares × SO_Type

Avoid_Loss

Avoid_Loss × SO_Type

Beat_Forecast

Beat_Forecast × SO_Type数-3.319(-0.56)-0.968(-1.57)5.680 **
(2.03)-7.713 ***(-4.40)0.004(0.02)
5.789 ***
(3.66)
0.171(0.47)-0.266(-0.57)0.017(0.05)-0.021(-0.05)0.365(0.25)
0.108(0.43)
0.269(0.53)
0.139(0.39)
Yes
Yes
0.785
0.709

係

+

－

+

－

+

－

+

－

?

予測符号

数

-30.320(-1.43)-2.933(-1.35)2.076(0.21)
18.710 **(3.08)
2.920 ***
(3.84)-4.151(-0.75)0.685(0.53)-0.939(-0.57)0.383(0.35)-2.531 *(-1.76)-21.930 ***(-4.17)0.670(0.76)
2.117(1.16)
0.735(0.58)
Yes
Yes
0.823
0.760

係

D_Volatility

+

－

+

－

+

－

+

－

?

予測符号

数

-0.362(-1.14)-0.038(-1.16)-0.194(-1.31)0.040(0.44)
0.003(0.26)
0.041(0.50)
0.001(0.06)
0.012(0.48)
0.012(0.76)-0.006(-0.26)
0.198 **
(2.52)
0.019(1.45)
0.038(1.41)
0.025(1.32)
Yes
Yes
0.666
0.547

係

D_Riskfree_Rate

0

+

0

+

0

+

0

+

?

予測符号

数

-0.645(-0.42)-0.112(-0.71)-1.071(-1.50)0.461(1.05)
0.039(0.70)-0.552(-1.37)-0.273 **(-2.93)0.219 *
(1.85)-0.059(-0.74)0.130(1.25)
0.011(0.03)-0.102(-1.60)0.106(0.81)-0.151 *(-1.66)
Yes
Yes
0.664
0.544

係

D_Dividend_Yield）内は業種クラスターによって補正された標準誤差に基づいて算定された t 値である。* は p<0.10、** は p<0.005、*** は p<0.001であることを示す。

企業固定効果
年度固定効果R2
adj. R2

Book_to_Market

Size

数

-3.494(-0.54)-4.104 ***(-6.22)-3.431(-1.14)3.348 *
(1.78)-0.155(-0.68)1.806 **
(2.72)-0.029(-0.07)-0.014(-0.03)-0.312(-0.94)0.306(0.70)-0.279(-0.18)-0.379(-1.42)0.314(0.57)
0.509(1.34)
Yes
Yes
0.884
0.842

係

D_Reported_Life D_Midpoint_Life

2017年３月

Loss

ROA

+

Payment_Pre × SO_Type

予測符号

－

数

Payment_Pre

変

?

片

明

SO_Type切説

表７ 回帰分析の結果：制限サンプル・ベース（観測数：163社による676件）

年報 経営ディスクロージャー研究第16号

特集（１） 2014－2015年度特別プロジェクト最終報告

表８ 順序ロジスティック回帰の結果（観測数：346社による916件）
説

明

変

数

Cate_D_Reported_Life
予測符号

Intercept
SO_Type?

Payment_Pre-

Payment_Pre × SO_Type+

SO_Shares-

SO_Shares × SO_Type+

Avoid_Loss-

Avoid_Loss × SO_Type+

Beat_Forecast-

Beat_Forecast × SO_Type+

コントロール変数
業種ダミー
年度ダミー
Pseudo R2
LR χ2

係

数

Cate_D_Dividend_Yield
予測符号3.919 ***
(4.20)-4.090 ***(-8.63)-1.353(-1.63)3.316 **
(2.77)
0.001(0.04)
0.768 **
(2.07)-0.113(-0.33)-0.127(-0.27)0.246(0.74)-0.159(-0.35)
Yes
Yes
Yes
0.241
402.9 (p<0.001)

?
+
0
+
0
+
0
+
0

係

数

1.997 **
(2.05)-0.304(-0.64)0.618(0.72)
1.097(0.88)
0.010(0.37)
0.093(0.24)-0.342(-0.98)0.197(0.41)
0.432(1.24)-0.568(-1.20)
Yes
Yes
Yes
0.061
82.5 (p<0.001)

コントロール変数は ROA、Loss、Size および Book_to_Market である。( ) 内は z 値である。* は p<0.10、** は
p<0.005、*** は p<0.001であることを示す。Cate_D_Reported_Life: D_Reported_Life ≦ -1/24のときに -1、￨D_
Reported_Life￨ ＜1/24のときに０、D_Reported_Life ≧1/24のときに１をとる順序カテゴリー変数である。
Cate_D_Dividend_Yield: D_Dividend_Yield ＜０のときに -1、D_Dividend_Yield ＝０のときに０、D_Dividend_
Yield ＞０のときに１をとる順序カテゴリー変数である。

ィブに関する仮説が支持される証拠を得た。それ

る報酬の過小報告および報告利益マネジメントの以外のインプット情報については、本稿で取り上視点から分析した。分析の結果、株式報酬型 SO

げた報酬の過小報告ないし報告利益マネジメントの評価においては、株式報酬の規模が大きい企業の側面から裁量が及んでいることを裏付ける証拠

ほど、予想残存期間が長めに設定され、公正な評は得られなかった。

価単価が小さく見積もられる傾向にあることが明らかになった。株式報酬型 SO の他のパラメータ

６．おわりにおよび通常型 SO については、経営者がインプッ
ト情報を裁量的に操作することを裏付ける証拠は

本稿では、SO の公正価値を評価する際に、経得られなかった。

営者が評価モデルのインプット情報に裁量的な操

このような結果から、ボラティリティ、無リス

作を加えているか否かについて、経営者等に対す

ク金利、予想配当利回りについては、計測方法に– 29 –

年報 経営ディスクロージャー研究

2017年３月

第16号

関する明示的な原則規定が適用指針11号にある提とされる予想残存期間がレベル３である点を除ため、企業はそれらに忠実に依拠した数値を算定

けば、基本的にはレベル２に該当するケースが多する傾向にあるものと推察される。事実、本稿でいインプットであり、これらについては恣意性のはインプット情報のバイアスを適用指針11号の介入は確認されていない。また、予想配当利回り

規定を基準として計測したが、記述統計量などにについては、レベル３に該当するけれども、指針

おいては、そこからの差異が僅かであるケースの通りの簡便な算定手続きが採用されていると解釈存在が確認されている。こうした傾向は、適用指されよう。

針11号が裁量の余地を抑制することと整合して最後に、本稿では、報酬の過小報告インセンテいるとも解釈できよう。あるいは、これら３つのィブおよび報告利益マネジメント・インセンティ

インプット情報について、経営者は適用指針11号

ブの２つの側面から SO の公正価値評価に対するに規定された手続きを簡便に実施し、裁量を及ぼ

裁量行動の検証を行ったが、証拠が析出されたのすというコストをかけずに数値を算定ないし選択

は、報酬の過小報告インセンティブに関するもの

しているのかもしれない。さらに、このように指だけであった。日本においては、ストック・オプ

針の原則規定に則るがゆえに、適時開示制度におションの規模自体は欧米諸国と比べてまだ小さける予想配当情報が存在するにもかかわらず、そく、利益に対するインパクトはそれほど大きくなれが活用されていないケースがあることも本稿のいため、報告利益マネジメントの側面からは証拠分析で確認されている。

が得られにくいものと推察される。その点、主に他方で、予想残存期間の見積もりについては、取締役や執行役員などの経営幹部に付与されるこ

合理的見積もりが困難な場合は、付与日から権利との多い株式報酬型 SO についてのみ、裁量行動

行使期間の中間点までの期間とする規定が適用指の証拠が析出されたことは、株主等からの批判回

針11号に存在し、大半の企業がこの期間を選択し避を目的とする報酬の過小報告インセンティブとている一方、一部の企業では裁量的な操作が加え首尾良く合致している。

られている可能性が示唆された。ただし、SO の条件の一つである権利行使期間について、その設計段階で実体的な調整を加えてまで、中間点までの期間を操作することはしないようである。

《参考文献》
Aboody, D., Barth, M.E., Kasznik, R., 2006. Do firms
understate stock option-based compensation expense

以上の結果については、公正価値ヒエラルキー

disclosed under SFAS 123? Review of Accounting Studiesの考え方からも眺めることができよう。ただし、新井富雄・渡部茂・太田智之，1999．
『資本市場とコーポレート・

市場で売買されない SO の公正価値について、市場参加者の観点から考察することには限界がある点には注意が必要である（田代 , 2014）。まず、４つのインプットのうち、予想残存期間の見積もりについては、まさにレベル３に該当するものであり、本稿でも裁量的な調整の対象となっていることが確認されている。これに対して、ボラティ
リティ、無リスク金利については、所与ないし前– 30 –

11, 429-461.
ファイナンス』，中央経済社．
Balsam, S., Mozes, H.A., Newman, H.A., 2003. Managing pro
forma stock option expense under SFAS No. 123.
Accounting Horizons 17, 31-45.
Bartov, E., Mohanram, P., Nissim, D., 2007. Managerial
discretion and the economic determinants of the disclosed
volatility parameter for valuing ESOs. Review of
Accounting Studies 12, 155-179.
Black, F., Scholes, M., 1973. The pricing of options andcorporate liabilities. Journal of Political Economy 81, 637-659.
Burgstahler, D.C., Dichev, I.D., 1997. Earnings management to特集（１） 2014－2015年度特別プロジェクト最終報告

avoid earnings decreases and losses. Journal of Accounting

考察」『追手門経済・経営研究』第21号，19-30．

and Economics 24, 99-126.

Yermack, D., 1998.Companies’modest claims about the value

Choudhary, P., 2011. Evidence on differences betweenof CEO stock option awards. Review of Quantitative

recognition and disclosure: A comparison of inputs to

Finance and Accounting 10, 207-226.

estimate fair values of employee stock options. Journal of

税理士法人 AKJ パートナーズ，2012．
『立場別・ステージ別

Accounting and Economics 51, 77-94.

ストック・オプションの活用と実務』，第２版，中央経済社．

DeAngelo, L., 1986. Accounting numbers as market valuation
substitutes: A study of management buyouts of public《注》stockholders. The Accounting Review 61, 400-420.
Dechow, P. M., Sloan, R. G., 1991. Executive incentives and１）ただし、2016 年度の税制改正および会社法解釈の整理を受

the horizon problem: An empirical investigation. Journal of

け て、 現 在 で は、 我 が 国 で も 譲 渡 制 限 株 式（restricted

Accounting and Economics 14, 51-89.

stock）の導入が解禁されている。そもそも日本企業におい

Haug, E.G., 2007. The Complete Guide to Option Pricingて株式報酬型 SO が発行されているのは、現物株式を報酬とFormulas, 2ndEdition. McGraw-Hill Education.

して直接交付することに関して、従来、会社法上の解釈がHodder, L., Mayew, W.J., McAnally, M.L., Weaver, C.D., 2006.

定まっていなかため、それと同等の効果を持つものとして、

Employee stock option fair-value estimates: Do managerial

権利行使価格を１円とする SO の発行という手段が実務的に

discretion and incentives explain accuracy? Contemporary

取られていたからである。

Accounting Research 23, 933-975.
伊藤敬介・荻島誠治・諏訪部貴嗣，2009．
『新・証券投資論［Ⅱ］─実務篇─』，日本経済新聞出版社．

２）Black and Scholes(1973) のモデルは、Merton(1973) によって配当利回りを組み込んだモデルへと拡張されている。
３）SO の公正価値評価に関する実証研究のレビューについて

Johnston, D., 2006. Managing stock option expense: The

は、椎葉・瀧野 (2010) および草野 (2013) に詳しい。

manipulation of option-pricing model assumptions.

４）小林 (2003)、Haug (2007)、伊藤ほか (2009)、Luenberger

Contemporary Accounting Research 23, 395-425.

(2014) を参考にしている。

Jones, J., 1991. Earnings management during import relief５）(2) 式から (5) 式はそれぞれ、オプション価格の感応度に関investigations. Journal of Accounting Research 29, 193-228.

するグリークス（Greeks）
におけるマイナスのシータ、ベガ、

小林啓孝，2003．
『デリバティブとリアル・オプション』，中央

ロー、ファイに相当する。なお、これらオプションに関す

経済社．

る公式については、Haug(2007) が極めて参考になる。

草野真樹，2013．
「公正価値評価の拡大と会計の契約支援機能」，

６）ここでは、実質的な報酬金額は所与とした上で、ただし開IMES Discussion Paper Series No. 2013-J-9．

示される金額自体は小さく抑えたいと経営者が考えるもの

Luenberger, D.G., 2014. Investment Science, 2nd Edition.

と想定している。

Oxford University Press.（邦訳 今野浩・鈴木賢一・批々木規雄，2015．
『金融工学入門』，第２版，日本経済新聞出版社．
）

７）2012年辺りを過ぎてから持続している顕著な低金利（ゼロ金利）が分析結果に及ぼす影響を考慮して、本稿では2009

Merton, R.C., 1973. Theory of rational option pricing. Bell
Journal of Economics and Management Science 4, 141-183.
野口晃弘，2015．
「ストック・オプションの新たな展開」『企業

年から2012 年までを分析期間としている。
８）ただし、上場から間もない企業で、上場後の期間よりも報告予想残存期間が長い場合には、上場後の期間に対応する

会計』第67巻第９号，4-5．
椎葉淳・瀧野一洋，2010．
「ストック・オプションの評価誤差：
理論・実証研究からの示唆」，NUCB Journal of Economics

期間のヒストリカル・ボラティリティに基づいている。
９）３次スプライン関数による補間を用いてイールドカーブを形成する際には、２年、５年、10年、20年、30年、40年をand Information Science 54, 89-107.
首藤昭信，2014．
「公正価値情報の実証的評価」，北村敬子『財務報告における公正価値測定』，中央経済社，277-294．

結節点としている。
10）本稿ではゼロ金利の影響をなるべく緩和するよう2010年前
後を調査期間としているが、それでも、かなり低い水準で

杉山正樹・渡部潔，2007．
『ストック・オプションの評価実務』，
中央経済社．
田代樹彦，2014．
「資本会計における公正価値測定」
，北村敬子
『財

あると言わざるを得ない。
11）ただし、別の可能性として、企業で実際にボラティリティが計測される際に、異常値を除くなどの調整がなされてい務報告における公正価値測定』，中央経済社，227-236．

たり、上場後、間もない企業では、類似企業のボラティリ

Willis Towers Watson，2016．
「株式報酬の導入状況 主流は

ティで代用されたりすることもあるが、本稿では SO 発行企

株 式 報 酬 型 ス ト ッ ク オ プ シ ョ ン へ 」https://www.

業の過去の利用可能な株価データから一律にヒストリカ

willistowerswatson.com/ja-JP/press/2016/01/TowersWatson-Japan-StPock-option-implementation-status（2016年1月5日付）．

ル・ボラティリティを計算していることが考えられる。
12）例として、過去数期間の配当額の平均値や前々期の配当額を用いるなどのケースがある。

山下克之，2014．
「株式報酬型ストック・オプションに関する一– 31 –

年報 経営ディスクロージャー研究

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。

– 32 –

2017年３月

第16号