ISSN 1 3 4 7 ‑ 6 9 6 3

年 報

経 営 デ ィス ク ロー ジ ャー 研 究

年 報

経営ディスクロージャー研究
16

報

経営ディスクロージャー研究第16号／2017年３月

第
16

号

JARDIS年

JARDIS

日本ディスクロージャー研究学会

日 本 デ ィスク ロ ージャー 研 究 学 会

2017

3

序文 ─『年報』
第16号の発刊にあたって─
乙 政 正 太（関西大学）
なかなか予定通りという訳にはいきませんが、『年報 経営ディスクロージャー研究』
（以下、
『年報』
）第16号を発刊することができました。少しは本誌が年報としての役割を取り戻すことができるものになってきたと思っております。会員、学生会員、および賛助会員の皆さまのご協力にこの場を借りてお礼申し上げます。
今号では、特集（１）に、2016年５月に東京経営短期大学で開催された第13回研究大会での特別プロジェクトの最終報告を掲載しています。特別プロジェクトの最終成果としては、学会誌の論文掲載または市販本の発刊が義務となっています。本号では、２つの委員会から合計３本の論文が提出されました。特集（２）では同大学で開催された統一論題「現代社会におけるディスクロージャーの役割」を、特集（３）では2016年12月18日に大阪市立大学で開催された第14回研究大会での統一論題「経営者予想とディスクロージャー」をそれぞれ取り上げています。各報告の内容については当日会場で配布された要旨と後日編集委員会に提出して頂いた要旨の原稿を掲載しています。各研究大会でどのような議論がなされたのかについて様子をお届けできればと思っております。
また、「論稿」セクションには、３つの論文が掲載されています。いずれも各研究大会において自由論題報告が行われたものです。
『年報』では今号から査読は実施せず原則としてすべて掲載するように投稿規程が改訂されています。したがって、投稿された論文はすべて査読プロセスを経ることなく掲載したものになります。なお、投稿された論文のなかには『年報』の投稿規定を見過ごしているケースが見受けられました。投稿を予定されている方は投稿規
定 (http://www.jardis.org/publications/jbd/contribution.html) をチェックしてから提出のほどよろしくお願い申し上げます。
さらに、「その他」の区分では、編集委員会において執筆依頼をした原稿（研究ノート）を掲載しています。これは会員の情報交換の場を提供することを目的としています。今号では、
現在価値恒等式に関する研究のサーベイでありますが、椎葉 淳氏（大阪大学）にご寄稿いただきました。企業価値評価の新たな方向性について会計研究の領域を広げることに寄与するものであると思われます。具体的な数値例を使用したケースについては次号に掲載する予定にしています。
最後に、次号『年報』第17号においても、発行スケジュールの正常化を維持できるよう努
力してまいります。会員の皆さまも奮って学会報告等をしたうえで投稿してくださればと願っています。

年報 経営ディスクロージャー研究
No.16 2017 年３月
日本ディスクロージャー研究学会

目
序

次

文

─『年報』第 16 号の発刊にあたって─

特

乙政 正太

集

特集（１） 特別プロジェクト最終報告
１．負債と資本の中間項目の開示
１）最終報告書

特別プロジェクト代表 野口 晃弘（ ５ ）（名古屋大学）

２）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

田澤 宗裕（ 13 ）
（名城大学）

２．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
１）会社法配当規制と利益平準化行動の抑制

市原 啓善（ 35 ）（小樽商科大学）

２）群衆的予想改訂による利益平準化効果の抑制

山田 哲弘（ 47 ）（中央大学）

特集（２）現代社会におけるディスクロージャーの役割
１．地方自治体による発生主義財務情報開示の意義

大塚 成男（ 67 ）（千葉大学）

２．第三セクター方式の鉄道事業会社の経営とディスクロージャー

鳥塚亮（ 69 ）

（いすみ鉄道株式会社）

特集（３）経営者予想とディスクロージャー
首藤 昭信（ 73 ）１．経営者予想利益の裁量性と市場の評価（東京大学）

太田 浩司（ 74 ）２．経営者予想の修正速度と市場の評価（関西大学）

論 稿
１．IFRS 任意適用の公表に対する株式市場の反応：
企業間の差異を中心に

金鐘勲（ 79 ）（一橋大学大学院商学研究科特任講師）

２．ハイブリッド証券に係る市場の反応と会計処理に関して
─現金決済条項付転換社債型新株予約権付社債を題材として─
山田 和宏（101）（横浜国立大学国際社会科学府）

３．ヘッジ会計適用に関する考察
─ 一般ヘッジと業種別ヘッジとの比較を中心として─
松山 将之（119）（株式会社日本政策投資銀行）

その他 ( 研究ノート )会計情報に基づく現在価値関係

椎葉淳（133）( 大阪大学 )資料

１．日本ディスクロージャー研究学会役員一覧（153）

２．日本ディスクロージャー研究学会第 13 回研究大会プログラム（154）

３．日本ディスクロージャー研究学会第 14 回研究大会プログラム（156）

４．第２回 JARDIS ワークショッププログラム（158）

●特集（１）

特別プロジェクト最終報告
１．負債と資本の中間項目の開示
１）最終報告書
特別プロジェクト代表

野口晃弘（名古屋大学）

２）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
田澤宗裕（名城大学）

２．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
１）会社法配当規制と利益平準化行動の抑制
市原啓善（小樽商科大学）
２）群衆的予想改訂による利益平準化効果の抑制
山田哲弘（中央大学）

2016 年５月 28 日（土）に東京経営短期大学（市川キャンパス）において第 13 回研究大会が開催され、「特別プロジェクト最終報告」が行われました。黒川行治氏（慶應義塾大学）を司会に、野口委員会（代表：野口晃弘氏（名古屋大学）、委員：小川淳平氏（神奈川大学）、仙場胡丹氏（名古屋大学）、田澤宗裕氏（名城大学）、中條祐介氏（横浜市立大学）、二村雅子氏（小樽商科大学）、向）、國村委員会（代表：國村道雄氏（名古屋市立大学）、主査：吉田和生
伊知郎氏（愛知学院大学）
氏（名古屋市立大学）、委員：吉田 靖氏（東京経済大学）、山田哲弘氏（中央大学）、市原啓善氏（小樽商科大学）、棚橋則子氏（東北学院大学）、加藤千雄氏（大阪経済大学）、久保 暢氏（株）
TMMC））の代表者および報告者より、多様な立場から多角的に議論・討議が行われました。
特別プロジェクトの最終報告については、学会誌の論文掲載または市販本の発刊が義務となっています。特集（１）では、各委員会から提出された研究成果を掲載しています。当日会場に来られなかった会員のためにも当日の議論の内容をお伝えすることができることを願っています。なお、村井委員会（代表：村井秀樹氏（日本大学））については次号の掲載を予定しています。

●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。

《参考文献》
Aboody, D., Barth, M., Kasznik, R., 2006. Do firms understate
stock option-based compensation expense disclosed under
SFAS 123? Review of Accounting Studies 11, 429-461.

６．総括：制度設計上の示唆

American Institute of Accountants, 1948. Accounting Trends
and Techniques. Reprinted 2016 by Periodicals Service

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

Company, Hudson, NY, USA.
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
Periodicals Service Company, Hudson, NY, USA.
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

recognition and disclosure: A comparison of inputs toestimate fair values of employee stock options. Journal of
Accounting and Economics 51, 77-94.
Financial Accounting Standards Board, 2007. Preliminary
Views. Financial Instruments with Characteristics ofEquity. Financial Accounting Standards Board of the
Financial Accounting Foundation, Norwalk, CT, USA.
http://www.fasb.org/pv̲liab̲and̲equity.pdf

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。

Codification. https://asc.fasb.org/

John Wiley & Sons Ltd., Chichester, UK.
営財務』No.3266, 38-41.

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 –

Frendy, Semba, H., 2016. Does recycling improve information
usefulness of income? The case of Japan. https://papers.ssrn.
com/sol3/papers2.cfm?abstract̲id=2697508
福田充男・曹菲 , 2013.「日本優先株式発行企業の業績」『京都産
業大学論集．社会科学系列』第30号 , 35-49.
福田充男 , 2014.「優先株式発行に伴う株価反応と銀行の役割」『京都産業大学論集．社会科学系列』第31号 , 15-28.
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年報 経営ディスクロージャー研究

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第16号

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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

●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

investment.TheAmericanEconomicReview80,465-479.

Eckel, N., 1981. The income smoothing hypothesis revisited.
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．
Takasu,Y.andM.Nakano,2012.Whatdosmoothedearnings

Hayn, C., 1995. The information content of losses. Journal of
AccountingandEconomics20,125-153.

tellusaboutthefuture?TheJapaneseAccountingReview
2,1-32.

Herrman, D. and T. Inoue, 1996. Income smoothing and

トヨタ自動車，2015．
『コーポレートガバナンス報告書』．

incentives by operating condition: An empirical test usingTse, S. and J. W. Tucker, 2010. Within-industry timing of

depreciation changes in Japan. Journal of International

earnings warnings: Do managers herd? Review of
AccountingStudies15,879-914.

Accounting,Auditing,andTaxation5,161-177.
Hirshleifer, D. and S. H. Teoh, 2003. Herd behavior and

Tucker,J.W.andP.A.Zarowin.2006.Doesincomesmoothingcascading in capital markets: A review and synthesis.

improve earnings informativeness? The AccountingEuropeanFinancialManagement9,25-66.

Review81,251-270.

Kato,K.,D.J.SkinnerandM.Kunimura,2009.Management
forecastsinJapan:Anempiricalstudyofforecaststhatare
effectively mandated. The Accounting Review 84, 1575-

薄井彰，2015．
『会計制度の経済分析』，中央経済社．
Yamada, A., 2015. Do managers mimic rivals forecasts
innovations?EvidencefromJapan.SSRNid2635935,1-37.
山口朋泰，2009．
「機会主義的な実体的裁量行動が将来業績に与1606.
國村道雄，久保充，2013．
「わが国における経営者業績予想の改訂について」『彦根論叢』第395巻，
34-47．

える影響」『会計プログレス』第10号，117–137．
Yamaguchi, T., 2014. Real and accrual-based earnings

Moehrle S. R., 2002. Do firms use restructuring charge
reversals to meet earnings targets? The Accounting
Review77,397-413.

management to achieve industry-average profitability:
EmpiricalevidencefromJapan.SSRNid2492382,1-40.
矢内一利，2013．
「利益平準化に関する研究の展開」『青山経営

Moses, D. O., 1987. Income smoothing and incentives:
Empiricaltestsusingaccountingchanges.TheAccounting

論集』第48巻第2号，249-266．
吉田靖，2015．
「東日本大震災と金融機関のディスクロージャー」『東京経大学会誌』第286号，151-158

Review62,358-377.
Nagy,A.L.andT.L.Neal,2001.AnempiricalexaminationofYoung, S., 1999. Systematic measurement error in thecorporate myopic behavior: a comparison of Japanese and

estimation of discretionary accruals: An evaluation ofU.S. companies. The International Journal of Accountingalternative modelling procedures. Journal of Business
FinanceandAccounting26,833-862.

36,91-113.
Riahi-Belkaoui, A., 2004. Accounting theory. South-WesternWhite, H., 1980. A Heteroskedasticity-consistent covariance
matrix estimator and a direct rest for heteroscedasticity.

CENGAGELearning.
Ronen,J.andV.Yaari,2008.Earningsmanagement.Springer.

Econometrica48,817-838.

Sankar, M. R. and K. R. Subramanyam, 2001. Reportingdiscretionandprivateinformationcommunicationthrough

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。

●特集（２）

現代社会におけるディスクロージャーの役割
１．地方自治体による発生主義財務情報開示の意義
大塚成男（千葉大学）

２．第三セクター方式の鉄道事業会社の経営とディスクロージャー
鳥塚亮（いすみ鉄道株式会社）2016 年５月 28 日（土）に東京経営短期大学（準備委員長：岩渕昭子氏）において第 13 回研究大会が開催されました。その時の統一論題報告のテーマは「現代社会におけるディスクロージャーの役割」と設定されました。柴 健次氏（関西大学）を司会とし、報告者として、アカデミックな視点から大塚成男氏（千葉大学）、実務の視点から鳥塚 亮氏（いすみ鉄道株式会社）よりテーマにかかわる報告がなされ、会場から寄せられた意見を交えながらディスカッションが行われました。
特集（２）では，当日配布された要旨集より、大塚氏の報告要旨を再掲しています。鳥塚氏についてはいすみ鉄道から提供して頂いた同氏のプロフィールと写真を掲載しています。いすみ鉄道に関しては同社のホームページ（http://www.isumirail.co.jp/company/history.html）をご覧下さい。

特集（２）

地方自治体による発生主義財務情報開示の意義大塚成男（千葉大学）

Ⅰ．はじめに地方自治体による財務情報の開示は、2001年度以降、「決算カード」という形式で行われてきた。また、2007年に制定された「地方公共団体の財政の健全化に関する法律」により、すべての地方自治体には財政状況を示す健全化判断比率の開示が義務付けられた。そして、それらの比率の内訳を示す「財政状況資料集」の開示も行われている。
ただし、それらの開示の内容は基本的には現金収支であるに過ぎない。そこで、2014年に総務省から「統一的な基準」が公表され、2015年にはすべての地方自治体に対して「統一的な基準」による財務書類の作成を求める総務大臣通知が出された。

Ⅱ．従来の財政指標の限界
これまでも地方自治体の財政分析は行われてきたが、そこで用いられてきたのは現金主義財務情報に基づく指標（財政指標）であった。そのため、財政指標の値と現実の地方自治体の財政状況とに乖離が生じてきている。その典型的な例が、千葉県富津市である。
従来からの財政指標でみる限り、富津市の財政状況は健全である。しかしながら、2014年８月に富津市は、2017年度には収支が大幅な赤字となり、2018年度には財政破綻の状態に陥るという収支予測を公表した。
富津市が悲観的な収支予測を公表したのは、地方税収入の大幅な減少を填補するために用いてきた財政調整基金（過去からの財政上の蓄え）が枯渇寸前になり、投資的経費である普通建設事業費の抑制による収支の黒字化も継続が難しくなったためであった。ただし、過去においては収支のやり繰りができていたため、財政指標は悪化していなかった。富津市の事例は、これまで用いられてきた財政指標が地方自治体の財政に関する将来予測には役立たないことを端的に示している。
少子高齢化・人口減少という社会変化は、地方自治体の財政規模が将来的に縮小していくことを意味している。地方自治体の財政に関する適切な将来予測を行ううえで、発生主義財務情報が果たすべき役割が重要になっている。

– 67 –

年報 経営ディスクロージャー研究

2017年３月

第16号

Ⅲ．
「統一的な基準」による発生主義財務情報「統一的な基準」では、現金主義による予算・決算制度を補完することを地方公会計の役割としている。適切な予算案を編成するための情報源として、発生主義財務情報を活用することが求められる。
「統一的な基準」における発生主義のポイントは２つある。１つは収益・費用を認識するタイミングの変更であり、もう１つは資産・負債に関する認識対象の拡大である。そこで本報告では、「統一的な基準」で作成・開示が求められている４つの財務書類のうち、特に行政コスト計算書と貸借対照表を取り上げる。
① 行政コスト計算書
行政コスト計算書には、自治体による活動の実施に基づいて認識された収益・費用が記載される。ただし、「統一的な基準」における収益は、実質的に使用料及び手数料と資産売却益に限定され、税収等を含まない。したがって、「統一的な基準」における収益は費用（コスト）を軽減する項目に過ぎず、
開示内容の中心となるのはコスト情報である。
行政コスト計算書で開示される情報には、引当金繰入額と減価償却費が含められており、発生原因に基づくコストの区分も行われている。
引当金繰入額と減価償却費を計上することは、単年度主義ではなく中長期的に地方自治体の活動を捉え、将来負担の状況を反映した情報を開示することを意味する。引当金繰入額の開示を通じて、当期の活動が生じさせた将来負担が示される。また、減価償却費はその地方自治体の投資的経費の規模と将来負担との関係を判断するための情報として用いることができる。
また、区分されたコスト情報により地方自治体の活動評価を行うことができる。開示される情報ではないが、事業・施設別の行政コスト計算書が作成されれば、活動の実態に基づいた事業や施設の評価を行い、スクラップ・アンド・ビルドを行うことができる。
② 貸借対照表
貸借対照表が作成・開示されることで、地方自治体の資産と負債に関する網羅的な情報が提供される。
「統一的な基準」では、資産は原則として取得原価で評価される。また、固定性配列法が採用されている。すなわち「統一的な基準」の貸借対照表で表示されている資産は、過去の投資的事業の実績として積み上げられてきた社会資本の規模である。そしてその社会資本が今後も維持されていくべきであるとすれば、資産は将来の負担を表すとも言える。
また、貸借対照表における資産の金額が小さいにもかかわらず負債の金額が大きいのであれば、将来世代の実質的な負担は大きい。一方、負債が小さくても資産の金額も小さいのであれば、社会資本の不足が懸念され、将来世代に負担を求めるべき場合もある。この点で、貸借対照表により将来世代の負担としての負債の質を評価する情報も得られる。
– 68 –

特集（２） 現代社会におけるディスクロージャーの役割

Ⅳ．おわりに行政コスト計算書により、事業や施設の継続に関する評価が可能となる。また、貸借対照表により、将来計画の基礎とすべき将来負担に関する情報が得られる。地方自治体の評価基準は投資の回収を目的とする民間企業の評価基準とは異なるが、発生主義財務情報により地方自治体の「身の丈」を判断することが可能になる。

第三セクター方式の鉄道事業会社の経営とディスクロージャー
鳥塚亮（いすみ鉄道株式会社）

プロフィール
鳥塚 亮（とりづか あきら）
昭和35年６月 東京生まれ
子供のころから乗り物好き。新幹線の運転士になるのが夢だったが、国鉄赤字による採用中止で断念。
大学在学中から航空機の操縦訓練を受け資格取得。ところが航空不況で操縦士としての採用もなく、学習塾講師を務める。27歳の時大韓航空入社。成田空港勤務。30歳でブリティッシュエアウエイズ（英国航空）入社。20年以上にわたり一貫して成田空港で旅客、運航部門勤務。旅客運航部長。
在職中、32歳で鉄道のＤＶＤを制作する有限会社パシナコーポレーションを設立。現在まで24年間、電車の運転席から前方の風景を撮影した前面展望ビデオを制作出版。ＤＶＤの本数は通算600タイトル
を超え、日本で一番数多くの鉄道ビデオを販売している。
趣 味
スーパーマーケットめぐり，
ドライブ，線路歩き

以上プロフィールと写真はいすみ鉄道より提供– 69 –

●特集（３）

経営者予想とディスクロージャー
１．経営者予想利益の裁量性と市場の評価
首藤昭信（東京大学）

２．経営者予想の修正速度と市場の評価
太田浩司（関西大学）

2016 年 12 月 18 日（日）に大阪市立大学（準備委員長：石川博行氏）において第 14 回研究大会が開催され、統一論題報告のテーマは「経営者予想とディスクロージャー」と設定されました。統一
論題では、音川和久氏（神戸大学）を司会とし、首藤昭信氏（東京大学）と太田浩司氏（関西大学）
よりご報告があり、その後活発なディスカッションが行われました。
特集（３）では、本誌への掲載のために編集委員会に提出して頂いた各報告者の報告要旨を掲載しています。当日会場に来られなかった会員のために、討論の概要をお伝えすることにします。なお、統一論題報告の後、統一論座談会が行われました。座長として神山直樹氏（日興アセットマネ
ジメント）、討論者として小澤大二氏（インベスコ・アセット・マネジメント）に参加して頂き、大いに議論が盛り上がったことをお伝えしておきます。

特集（３）

経営者予想利益の裁量性と市場の評価
首藤昭信（東京大学）

１．報告の目的と背景
わが国の決算短信制度にもとづいて公表される期初の経営者予想利益に注目し、１）経営者予想利益
は、同時に公表される実績利益と比較して、証券市場と契約ではどのように評価されているのか、２）経営者予想利益に裁量性が存在する場合、市場ではどのように評価されているのか、ということを調査する。
経営者予想利益の評価は、期末における正確度（悲観的 or 楽観的）によって議論されることが多い。
しかし予想利益は、その公表時点で経済的帰結を生む可能性がある。また経営者はそのような経済的帰結を意識して、予想値を裁量的に操作するかもしれない。①期初の予想利益の有用性と②その裁量性の影響を検証することは、わが国の経営者予想利益の開示システムを検討する上で重要であると思われる。

２．発見事項の要約
本報告が検討した先行研究からは、以下の点が明らかとなった。第１に、証券市場と経営者報酬契約
における期初の予想利益の有用性を先行研究の結果を検討した。検討の結果、株式市場と社債市場の両方において、実績利益の影響をコントロールしても、期初の経営者予想利益は有用であることがわかった（Iwasaki, Kitagawa, and Shuto, 2016; Kitagawa and Shuto, 2016a; Kitagawa and Shuto, 2016b）。
ただし、社債市場における予想利益の有用性はデフォルト・リスクの大きさに依存する（Kitagawa
and Shuto, 2016b）。また報酬契約において、期初の予想利益は報酬獲得のための利益ターゲットとして機能しており、その達成の難しさに応じて、報酬の支払いを変化させていることも明らかになった（Otomasa, Shiiba and Shuto, 2016）。
第２に、期初の予想利益の裁量性については、経営者は減益予想を避けるために、予想利益を裁量的に調整していることが分かった（Iwasaki, Kitagawa, and Shuto, 2016）。また株式市場の投資家は、予想値調整のインプリケーションを公表時に織り込んでいない可能性があることが分かった（Kitagawa
and Shuto, 2016a）。

３．発見事項のインプリケーション
これらの結果は以下のようなインプリケーションを提示する。第１に、株式市場と社債市場の両方において、期初の予想利益情報（予想イノベーション）は、実績利益と同等、またはそれ以上の情報内容– 73 –

年報 経営ディスクロージャー研究

2017年３月

第16号を有することを示唆している。第2に、期初の経営者予想利益の経済的影響を考えれば、投資家はその信頼性を事前に評価することが必要である。本研究の結果は、ファンダメンタル分析がその評価に有効であることを示唆する。最後に、契約における経営者予想利益の意義が議論されることはあまりなかった。本研究の結果は、わが国の経営者予想利益の開示システムが契約の効率性向上に寄与していることを示唆している。
《参考文献》
Iwasaki, T., Kitagawa, N., and A, Shuto（2016）. Managerial discretion over initial management earnings forecasts. Working
paper, CARF-F-369, The University of Tokyo.
Kitagawa, N., and A, Shuto（2016a）. Credibility of management earnings forecasts and future returns. Working paper,
CARF-F-367.
Kitagawa, N., and A, Shuto（2016b）. Initial earnings forecasts and the cost of debt. Working paper.
Otomasa, S., Shiiba, A., and A, Shuto（2016）. Management earnings forecasts as a performance target in executive compensation
contracts. Working paper, CARF-F-370.

「経営者予想の修正速度と市場の評価」
の要旨
太

田

浩

司（関西大学）

本研究では、経営者予想の質（Management Forecast Quality）を構成する要素として、経営者予
想（MF）の期中における修正速度と修正頻度を取り上げ、（ⅰ）MF の修正速度と修正頻度の決定要因、（ⅱ）MF の修正速度と修正頻度が市場においてどのように評価されているかの、2点に関して調査を行
っている。
最初に、
（ⅰ）の決定要因に関する調査からは、MF の修正速度に与える要因として、期初予想の正確度（悪いほど速い）、企業規模（大きいほど速い）、実現利益が赤字・黒字（赤字企業ほど速い）、利
益予測の困難さ（子会社数が多く利益が不安定な企業ほど遅い）、財務的困窮（困窮企業ほど遅い）な
どが存在しているということが明らかになった。また、MF の修正頻度に与える要因としては、期初予想の正確度（悪いほど多い）、企業規模（大きいほど多い）、上場市場（新興市場ほど少ない）、実現利益が赤字・黒字（赤字企業ほど多い）などが存在していた。
次に、（ⅱ）の MF 修正速度と修正頻度に対する市場の評価に関する調査からは、全サンプルを用いた場合には、同程度の MF 修正量ならば、市場は修正速度が速く、かつ修正頻度が高い企業に対してより大きく正に反応するという結果が得られている。一方、サンプルを期中上方修正サンプルと下方修正サンプルに分割した分析からは、市場は、上方修正の場合には迅速かつこまめな修正に対してより– 74 –

特集（３） 経営者予想とディスクロージャー

Positiveに反応するが、下方修正の場合にはむしろよりNegativeに反応するという結果が得られている。
この結果は、行動ファイナンスの領域で指摘されている投資家の代表性バイアス（RepresentativenessBias）によって、期の早い段階で頻繁に修正を行った企業に対して、また同様の修正があるのではと、市場が誤って判断してしまっている可能性を示唆するものである。

– 75 –

論

稿

論

稿

IFRS 任意適用の公表に対する株式市場の反応：
企業間の差異を中心に
Stock Market Reaction to the Announcement of Voluntary Adoption of
IFRS：The Existence of Cross-sectional Heterogeneity金鐘

勲（一橋大学大学院商学研究科

特任講師）

Jonghoon Kim, Hitotsubashi University
論文要旨

本稿では、近年 IFRS の任意適用を公表する日本企業が増加していることを背景に日本企業による IFRS 任意適用の公表に対して株式市場がどのように反応しているのか、またその反応には企業間で差異が存在するのか否かをイベントス
タディの分析手法を用いて調査している。分析の結果は次の通りである。第１に、日本企業による IFRS 任意適用の公表に対して株式市場は平均的には統計的に有意な正の反応を示していないことが確認された。第２に、日本企業による
IFRS 任意適用の公表に対する株式市場の反応には企業間で差異が存在することが確認された。具体的には、米国基準か
ら IFRS に移行した企業に対して株式市場は負の反応を示していること、総資産に占めるのれんの割合の大きい企業ほど
IFRS 任意適用の公表に対して株式市場は負の反応を示していることが確認された。また、規模の大きい企業ほど IFRS
任意適用の公表に対して株式市場は正の反応を示すことがわかった。これらの発見事項は、IFRS の任意適用を公表する企業の中には株式市場が正の反応を示している企業と負の反応を示している企業とが混在しており、株式市場は IFRS の任意適用を公表する企業の特性に応じて異なる反応を示していることを示唆している。

Summary
Using event study method, this paper investigates how stock market reacts to the announcement of voluntary adoption of
IFRS and whether there exists cross-sectional heterogeneity in the reaction.My results are as follows. First, I find that on
average stock market reaction to the announcement of voluntary adoption of IFRS is statistically insignificant. Second, I findheterogeneous stock market reaction to the announcement of voluntary IFRS adoption according to firm characteristics.
Specifically,stock market reacts negatively for the firms that convert from US GAAP to IFRS, negatively when firms have large
goodwill, and positively when firm size is large.These results suggest that there exist both positively and negatively evaluatedfirms by the stock market when they announce the intention to voluntarily adopt IFRS.

業は117社 ２）（IFRS 任意適用企業85社、IFRS 任

１．はじめに意適用予定企業32社）に達している。この117社
を任は社数ベースでは全上場企業に占める割合が意適用した財務諸表を公表して以来、2016年７3.2% にすぎないものの、時価総額ベースでは既月14日現在、IFRS の任意適用を公表した日本企に20.8% に達している（いずれも2016年７月14日

2010年５月13日に日本電波工業が IFRS

１）

謝辞：本稿は、一橋大学大学院商学研究科博士後期課程に在籍しているときに提出したもので、日本ディスクロージャー研究学会第13回研究大会(2016年5月28日東京経営短期大学にて開催 ) における自由論題報告を加筆・修正したものであります。自由論題の司
会をお引き受け下さいました奥村雅史先生( 早稲田大学 ) に感謝申し上げます。報告当日は太田浩司先生( 関西大学 )、石川博行
先生 ( 大阪市立大学 )、中條祐介先生( 横浜市立大学 )、大塚成男先生( 千葉大学 )、大鹿智基先生( 早稲田大学 )から貴重なコメントを賜りました。ここに記して感謝申し上げます。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あります。
連絡住所：金 鐘勲〒186-8601 東京都国立市中2-1 一橋大学第３研究館303研究室
電話番号090-3519-7651 E-mail アドレス a141416z@r.hit-u.ac.jp– 79 –

年報 経営ディスクロージャー研究

2017年３月

第16号

時点）。本稿の目的は、IFRS の任意適用を公表す

先行研究に対する本稿の特徴は、本稿が日本企る日本企業が増加していることを背景に、日本企業による IFRS 任意適用の公表に対する株式市場

業による IFRS 任意適用の公表に対して株式市場の反応に企業間で差異が存在するか否かを考慮にがどのように反応しているのか、またその反応に入れた分析を行っている点にあり、この点で日本は企業間で差異が存在するのか否かを検証するこ企業を対象としたこれまでの研究に新たな知見をとにある。

提供していると言える。また、本稿は IFRS 任意

日本企業を対象に IFRS 任意適用の公表に対す適用の公表に対する株式市場の反応における企業

る株式市場の反応を調査した研究はこれまでにも間の差異を生むと予想される要因を考える際に、存在するものの、これらの研究の検証結果は必ず日本の状況を考慮に入れた変数を追加した分析をしも一貫していない（譚 2014；井上 2016）。し行 う こ と で、Karamanou and Nishiotis（2009）

かし、これらの先行研究には①イベント日の特定の分析を拡張するものである。これらによって、が正確に行われていない可能性がある、②決算短

本稿はこの種の研究における文献の蓄積に貢献し信等の同時開示の影響が考慮されていない可能性ている。

がある、③分析に用いられているサンプルが本稿の構成は次の通りである。第２節では先行

IFRS の任意適用を公表した企業全体を代表でき

研究を整理し、検証課題を導出する。第３節ではていない可能性がある、④分析手法の一般性が確

本稿のリサーチ・デザインについて説明し、分析保されていない可能性がある、といった限界があに用いる各変数の記述統計量を示す。第４節ではると考えられる。そこで、本稿では、先行研究に

本稿の分析結果を報告し、得られた結果に対する存在するこれらの限界を克服した上で、日本企業

頑健性テストを実施する。第５節では本稿の結論による IFRS 任意適用の公表に対する株式市場のを示した上で、限界と残された課題について触れ反応を再検討する。

る。

これらの分析に加えて、本稿では IFRS 任意適用の公表に対する株式市場の反応が企業間で異な

２．先行研究の整理と検証課題の導出

るかどうかを調査する。海外の先行研究では、
IFRS の任意適用を公表する企業の特性に応じて

2.1．IFRS任意適用の公表に対する株式市場の反応

株式市場が異なる反応を示すことが観察されてい日本企業を対象に IFRS 任意適用の公表に対する（Karamanou and Nishiotis 2009）。つまり、る株式市場の反応を調査した論文としては、譚IFRS 任意適用の公表に対する株式市場の反応に（2014）と井上（2016）を挙げることができる。

は企業間で差異が存在することがこれまでの研究

譚（2014）は、イベントスタディの分析手法をから明らかにされている。しかしながら、IFRS

用いて分析を行っている。具体的には、2014年

任意適用の公表に伴う株式市場の反応に関する企

６月９日時点で IFRS 任意適用を公表している41

業間差異について検証した日本の研究はまだ存在社（任意適用企業21社、任意適用予定企業20社）


していない。このため、日本企業による IFRS 任のうちイベント日が特定できた29社を対象に、意適用の公表に対する株式市場の反応に企業間でIFRS 任意適用の公表に対する株式市場の短期と差異が存在するか否かは、未解決の検証課題であ

長期の株価動向を調査している。分析の結果、株ると言える。

式市場は日本企業による IFRS 任意適用の公表に– 80 –IFRS 任意適用の公表に対する株式市場の反応：企業間の差異を中心に（金）対して、短期的にのみならず長期的にも正の反応

公表以外のイベントが分析結果に影響を与える可を示すことが発見された。このような結果に対し能性があるという譚（2014）の限界も克服してて譚（2014）は、投資家は IFRS の適用に伴い会いる。

計情報の価値関連性、比較可能性および市場の流分析の結果、株式市場は IFRS 任意適用の公表

動性等が高まることを期待しているため、株式市日において正の反応を示すが、その翌日には負の場が IFRS 任意適用の公表に対して正の反応を示反応に転じることが報告されている。このようなしたと解釈している。

結果に対して井上（2016）は、IFRS の任意適用にに伴う純利益の押し上げ効果のような一時的なプ

IFRS 任意適用の報道があった企業をサンプルとラスの経済的帰結に対して市場が一時的に過剰反し、その報道日をイベント日としているため、イ応を示すものの、そうした純利益の押し上げ効果

ベント日の特定が正確に行われていない可能性がは企業の長期的なパフォーマンスにまでは影響をあるという限界を有している。つまり、新聞報道

与えないことを市場は認識していることから翌日

日は企業自身が正式に IFRS を適用する旨を公表に株価を元の水準に戻した可能性があると解釈しした日ではなく、新聞報道は IFRS 適用が検討段ている。しかしながら、市場の合理性（market

階でなされている可能性があるため企業が IFRS

rationality）
を前提とする限り、将来キャッシュ・

任意適用を本当にするのかどうかについて市場にフローの金額、タイミングおよび不確実性に影響

４）

明確な情報が提供されていない可能性がある 。

を与えない単なる会計基準の違いによる利益の増

また、IFRS 適用を予定するすべての企業につい減に対して市場はそもそも反応しないはずであて、新聞報道がなされているわけではない（井上る。したがって、井上（2016）の解釈には再検討

2016、p.144）。さらに、譚（2014）は決算短信、の余地が残されていると言える。

し か し な が ら、 譚（2014） は 日 経 ４ 紙

３）

配当発表、業績予想の修正、中期経営計画の発表、また、井上（2016）の分析には次のような限界

その他様々なイベントを同時に公表している企業があると考えられる。第１に、サンプルの代表性もサンプルに含めている。このため、発見されたに関する限界である。井上（2016）は IFRS 任意

正の市場の反応には IFRS 任意適用の公表以外の適用予定企業をサンプルに含めていない。このた

イベントの影響が混在している可能性がある。

め、彼の分析に用いられているサンプルは IFRS

井上（2016）は、上記で指摘した譚（2014）のの任意適用を公表した企業全体を代表できていな

２つの限界を克服した研究である。つまり、井上

い可能性が存在する言える。第２に、分析手法の（2016）は日経4紙への報道日をもってイベント

一般性に関する限界である。井上（2016）は異日をの特定を行うよりはむしろ、企業自身が適時常リターンの推定の際に市場リターン控除法を用開 示 情 報 閲 覧 サ ー ビ ス（Timely Disclosure

いている。しかしながら、市場リターン控除法はnetwork：TDnet）
 に IFRS 任意適用の公表に関サンプルサイズが小さい場合、株式リターンの異する資料を開示した日時をイベント日と設定する

常部分を適切に捉えていないことがこれまでの研ことで、イベント日の特定に関する譚（2014）の究で指摘されている６）（Binder 1998、p. 118；

限界を克服している５）。また、井上（2016）は決Campbell et al. 1996、p. 156）。以上から、日本

算短信等を IFRS 任意適用の公表と同時に発表し企業を対象にしたこれまでの研究では、IFRS 任

た企業をサンプルから除外し、IFRS 任意適用の意適用の公表に対する株式市場の反応がきちんと– 81 –

年報 経営ディスクロージャー研究

2017年３月

第16号

測られていない可能性があるといえよう。このた

公表する企業の特性に応じて株式市場が異なる反め、日本企業を対象に実施された先行研究で報告

応を示すことが観察されている。たとえば、されている IFRS 任意適用の公表に対する株式市

Karamanou and Nishiotis（2009）は、各国の会場の反応には、再検討の余地があると考えられる。

計基準から IFRS への移行に伴い企業の情報開示

IFRS の適用によって資本市場が便益を受けるが増加するという前提の下で、1989年から2002ことを示唆する議論はしばしば次のような前提か

年の間に IFRS の任意適用を公表した８カ国８）のら出発する。つまり、IFRS による財務報告は透59社を対象に IFRS 任意適用の公表に対する株式

明性を増大させ、財務報告の質を向上させるとい市場の反応を調査した。分析の結果、株式市場はう前提から議論を始めるのである 。この前提を

IFRS 任意適用の公表を受けて平均的に正の反応述べる際には、IFRS がほとんどの各国の会計基を示すこと、またその反応は企業間で異なること

準よりも特に情報開示という点に関してより資本を発見している。具体的には、株価が過小評価さ市場志向であり、より包括的であることが引き合れている企業、成長機会が大きい企業、規模の小いに出される（Daske et al. 2008）。この前提がさい企業ほど IFRS 任意適用の公表に対して株式

正しい限りにおいて、日本企業による IFRS 任意

市場は正の反応を示すことを発見している。
他方、適用の公表に対して株式市場は正の反応を示すは

このような分析を行った日本の研究はまだ存在しずである。しかし、会計基準の適用は多くの判断ていない。そこで、本稿では以下の検証課題2をと私的情報の利用を必要とするものであり、他の

設定する。

７）

一連の会計基準と同様に IFRS は企業に対して相当程度の裁量を与えている。このため、IFRS の検証課題２：IFRS 任意適用の公表に対する株下で企業の財務報告の質が向上するか否かは企業式市場の反応には企業間で差異が与えられた裁量をいかに利用するかに依存するが存在するのか。

ことになる（Daskeetal.2008；Li2010；Daskeet al. 2013）。したがって、日本企業による IFRS

３．リサーチ・デザイン

任意適用の公表に対して株式市場がどのように反応しているのかについては事前に予測を行うこと

3.1．イベントスタディ分析が困難であり、実証的課題であると言える。先行

3.1.1 イベント日の特定とサンプルの選択研究に関する以上の検討と議論を踏まえ、本稿では以下の検証課題1を設定する。

本稿では、IFRS 任意適用の公表に対する株式市場の反応を調査するために、先行研究（ 譚
2014；井上2016；KaramanouandNishiotis2009）

検証課題１：IFRS 任意適用の公表に対して株に倣ってイベントスタディの分析手法を用いる。

式市場はどのように反応したの

なお、先行研究の検討の際にも指摘した通り、イか。

ベントスタディから得られた結果が信頼性の高いものとなるためには、イベント日の正確な特定が重要である。そこで、本稿では井上（2016）に倣

2.2．株式市場の反応における企業間の差異
IFRS 任意適用の公表に対する株式市場の反応って、企業が TDnet に IFRS 任意適用の公表に関を調査した海外の研究では、IFRS の任意適用をする資料を開示した日時をもってイベント日を特– 82 –IFRS 任意適用の公表に対する株式市場の反応：企業間の差異を中心に（金）定している。

る。パネル C は東証業種分類に基づいて業種別に

具体的には、プロネクサス社の提供する eol のサンプルを分類したものである。卸売業の占める

全文検索機能を利用することで（キーワードは、

割合が20.6% で最も高く、運送用機器（17.2%）

IFRS 、国際財務報告基準、国際会計基準、任意と医薬品（17.2%）、および化学（13.7%）が次に適用のいずれか）、イベント日を特定する。なお、続いている。

大引け（15:00）以降に開示がなされた場合には前述したように、本稿の最終サンプルは2016

その翌日をイベント日としている。さらに、eol

年７月14日時点で IFRS の任意適用を公表した企の全文検索機能を利用し、企業が IFRS の任意適業全体の24.79% である。このため、本稿の分析用の旨を公表する際に決算短信、配当発表、業績には、選択されたサンプル企業が IFRS 任意適用

予想の修正、中期経営計画の発表、その他様々なを公表した企業全体９）を代表していない可能性、イベントを同時に発表しているか否かを調査し、すなわちサンプル・セレクション・バイアスの可これらのイベントを IFRS 任意適用の公表と同時能性が存在する。したがって、ここでは本稿の最に発表している企業は、サンプルから除外してい終サンプルとして選択された企業が IFRS 任意適る。

用を公表した企業全体を代表しているかどうかを

本稿では上記のようなサンプル選択のプロセス確認するために、KaramanouandNishiotis
（2009）

を経て、2016年７月14日時点で IFRS の任意適用に倣って本稿の最終サンプルに含まれる企業（以を公表した企業117社（IFRS 任意適用企業85社、下、サンプル企業）
 と含まれない企業（以下、非IFRS 任意適用予定企業32社）のうち、IFRS 任意

サンプル企業）の特性を比較している。

適用の旨のみを公表している30社を特定した。な

具体的には、まず2016年７月14日までに IFRS

お、30社のうちの１社が日経 NEEDS-Financial

の任意適用を公表した117社から新規上場ととも

QUEST2.0から権利落ち等調整済み日次株価が収に IFRS を適用する５社を除く112社を対象に、集できなかったためにサンプルから除外してい本稿のサンプル企業の場合に１の値をとるダミーる。そのため、本稿の最終サンプルは29社となっ

変数 SAMPLE を作成する。それから、クロスセている。この29社は、2016年７月14日時点でIFRS

クショナル分析で用いる６つの変数（Tobins_Q、の任意適用を公表した企業117社の24.79% であSales_GR、Log_Size、Sales_F、USGAAP、る。表１は、本稿のサンプルの分布をまとめたもGoodwill）に、KaramanouandNishiotis
（2009）のである。パネル A は、IFRS の任意適用を公表のサンプル・セレクション・バイアスの検定におした企業を年度別に分類したものである。本稿のいて用いられている４つの変数
（Profitability10）、

サンプルに含まれる企業は、2010年度、2012年度、Turnover、Leverage、ROA_EBIT） を 加 え た

2013年度、2014年度、2015年度、2016年度の6年計10個の変数の平均値と中央値について、サンプ

度にわたって IFRS の任意適用を公表しており、

ル 企 業（SAMPLE = １） と 非 サ ン プ ル 企 業

2014年度の割合が41.4% と最も高い。パネル B は（SAMPLE = ０）の間に有意な差が存在するか

上場市場別にサンプルを分類したものである。東を調査している11）。なお、各変数は IFRS の任意

証１部企業が全体の89.7% を占めている。このこ適用が公表された期よりも前に利用可能な財務諸とは日本企業による IFRS 任意適用の公表が比較表のうち最も新しいものを用いて作成してい的規模の大きい企業に偏っていることを表している12）。また、平均値の差の検定に用いられている– 83 –

年報 経営ディスクロージャー研究

2017年３月

第16号

表１ サンプルの分布
パネル A：公表年度
対象企業

公表企業

年度

企業数

%

年度

企業数

%

2010

1

3.5

2010

4

3.4

2011

0

0.0

2011

1

0.9

2012

3

10.3

2012

11

9.4

2013

5

17.2

2013

17

14.5

2014

12

41.4

2014

39

33.3

2015

7

24.1

2015

31

26.5

2016

2016

1

3.5

合計

29

100.0

14

12.0

117

100.0

パネル B：上場市場
対象企業

公表企業

対象企業

公表企業

上場市場

企業数

%

企業数

%

上場市場

企業数

%

企業数

%

東証一部

26

89.7

105

89.7

名証一部

0

0.0

0

0.0

東証二部

0

0.0

2

1.7

名証二部

0

0.0

0

0.0

マザーズ

1

3.5

5

4.3

福証一部

0

0.0

0

0.0

JASDAQ

2

6.8

4

3.4

札証一部

0

0.0

1

0.9

合計

29

100.0

117

100.0

パネル C：業種（東証業種分類）
対象企業
業種

公表企業

対象企業
業種

公表企業

企業数

%

企業数

%

企業数

%

企業数

%

サービス業

1

3.5

12

10.2

その他

0

0.0

0

0.0

情報・通信業

1

3.5

10

8.5

繊維製品

0

0.0

0

0.0

小売業

0

0.0

4

3.4

精密機器

1

3.5

3

2.6

卸売業

6

20.6

10

8.5

鉄鋼

0

0.0

1

0.9

電気機器

2

6.8

20

17.1

証券 , 商品先物取引業

0

0.0

2

1.7

機械

1

3.5

6

5.1

倉庫・運輸関連業

0

0.0

0

0.0

化学

4

13.7

9

7.7

非鉄金属

0

0.0

1

0.9

建設業

0

0.0

0

0.0

その他金融業

0

0.0

3

2.6

食料品

1

3.5

4

3.4

パルプ・紙

0

0.0

0

0.0

不動産業

1

3.5

2

1.7

電気・ガス業

0

0.0

0

0.0

その他製品

0

0.0

1

0.9

ゴム製品

1

3.5

2

1.7

輸送用機器

5

17.2

11

9.4

海運業

0

0.0

0

0.0

銀行業

0

0.0

0

0.0

石油・石炭製品

0

0.0

1

0.9

金属製品

0

0.0

2

1.7

保険業

0

0.0

0

0.0

医薬品

5

17.2

10

8.5

水産・農林業

0

0.0

0

0.0

陸運業

0

0.0

1

0.9

鉱業

0

0.0

0

0.0

ガラス・土石製品

0

0.0

2

1.7

空運業

0

0.0

0

0.0

合計

29

100.0

117

100.0

– 84 –IFRS 任意適用の公表に対する株式市場の反応：企業間の差異を中心に（金）検定方法は t 検定であり、中央値の差の検定に用た10個の変数を独立変数とするプロビット分析

いられている検定方法は Wilcoxon の順位和検定の結果を示したものである。平均値と中央値の差である。

に関する検定で得られた結果と一貫して有意な結表２のパネル A とパネル B はその検定結果を示果が得られているのは Log_Size である。IFRS 任

したものである。まず平均値の差の検定からは、

意適用を公表した企業のうち、規模の大きい企業

本稿のサンプル企業が非サンプル企業に比べて収が本稿のサンプルに含まれていると言える。
また、益性が低く、規模が大きいことが示されている。

ROA_EBIT は10% 水準で有意な正の値を示してまた、米国基準から IFRS に移行した企業の占めおり（ t  = 1.80）、業績の良い企業ほど本稿の最る割合は、本稿のサンプル企業の方が非サンプル

終サンプルに含まれる可能性が高いと言える。し企業よりも有意に高い。ただし、それ以外の変数

かし、他の８つの変数の係数は統計的に有意な値については本稿のサンプル企業と非サンプル企業を取っていないため、本稿のサンプルは IFRS 任の間に有意な差は観察されていない。次に、中央

意適用を公表した企業を概ね代表していると言え値の差に関する検定からは、本稿のサンプル企業

る。
このことから、
本稿の分析結果にはサンプル・が非サンプル企業に比べてトービンの Q が低く、セレクション・バイアスが存在しないとは言えな

規模が大きいことが示されている。米国基準からいまでも、その影響は相当程度低いものであると

IFRS に移行した企業の占める割合については平考えられる。

均値の差の検定の場合と同様に、本稿のサンプル企業の方が非サンプル企業よりも有意に高い。し3.1.2 異常リターンの計測方法

かしながらそれ以外の変数については、本稿のサIFRS 任意適用の公表に対する株式市場の反応

ンプル企業と非サンプル企業の間における有意なを調べるにあたって、本稿は Karamanou and

差は観察されていない。

Nishiotis（2009）に倣い Campbell et al.（1996）

パネル C は、SAMPLE を従属変数、先に挙げで示されているマーケット・モデルによる異常リ

表２ サンプル・セレクション・バイアスのテスト
パネル A：平均値の差
平均値
SAMPLE=1

検定統計量

SAMPLE=0

平均値の差

t-statistic

Tobins_Q

1.421

2.894

-1.473-1.38**

Sales_GR

9.176

12.872-3.696-0.79**

Profitability-7.58610.051-17.637-1.92**

Turnover

1.095

0.972

0.123

0.97**

Log_Size

13.672

12.613

1.059

2.50**

Leverage

45.53649.2350.301

0.07**ROA_EBIT

6.456

7.791

-1.335-0.83**

Sales_F

38.53334.5453.988

0.60**USGAAP

0.241

0.084

0.157

2.23**

Goodwill

3.580

6.271

-2.691-1.53**– 85 –

年報 経営ディスクロージャー研究

2017年３月

第16号

パネル B：中央値の差
中央値

検定統計量

SAMPLE =1

SAMPLE=0

中央値の差

z-statistic

Tobins_Q

0.976

1.262

-0.286-1.90**

Sales_GR

4.960

7.656

-2.696-0.96**

Profitability

5.541

7.581

-2.040-1.35**

Turnovert

0.962

0.893

0.069

1.20**

Log_Size

13.74012.7211.019

2.37**

Leverage

52.10351.5630.540

0.14**ROA_EBIT

5.693

6.220

-0.527-0.33**

Sales_F

41.93430.90111.0330.56**USGAAP

0.000

0.000

0.000

2.19**

Goodwill

1.321

2.556

-1.235-1.30**

パネル C：Sample Selection Probit Modelcoefficientt-statistic

constant

Variables-3.5024-2.46**

Tobins_Q-0.2589-1.62***

Sales_GR-0.0020-0.21**Profitability-0.0416-1.53***

Turnover0.08190.28***

Log_Size

0.2975

2.78***

Leverage-0.0152-1.43***ROA_EBIT

0.0704

1.80***

Sales_F-0.0023-0.45*USGAAP

0.25980.64***

Goodwill-0.0283-1.29***

Pseudo R2

0.1953

N112（注）本表では、サンプル・セレクション・バイアスのテストの結果を載せている。パネル A とパネル B は平均値と中央値の差に関する検定結果を載せており、パネル C は以下の回帰式を推定した結果を載せている。なお、係数推定
値の検定統計量の算定には、White(1980) の示す、不均一分散に頑健な標準誤差を用いている。
Prob(SAMPLEi= １ )=β0+β1Tobins_Qi +β2Sales_GRi +β3Profitabilityi +β4Turnoveri +β5Log_Sizei +β6Leveragei
+β7ROA_EBITi +β8Sales_Fi +β9USGAAPi +β10Goodwilli +εi
ただし、SAMPLE = IFRS の任意適用を公表した企業のうち、本章の最終サンプルに含まれる企業の場合に１の値をとるダミー変数；Tobins_Q = IFRS の任意適用を公表した期の直前期におけるトービンの Q( 時価総額＋負債の帳簿価額 )/ 総資産の帳簿価額；Sales_GR = IFRS の任意適用を公表した期の直前期における直近２期間の売上高成長
率 の 平 均 値 ( 単 位：%)；Profitability= IFRS の 任 意 適 用 を 公 表 し た 期 の 直 前 期 に お け る 売 上 高 営 業 利 益 率；
Turnover=IFRS の任意適用を公表した期の直前期における総資産回転率；Log_Size=IFRS の任意適用を公表した期の直前期における総資産の自然対数；Leverage = IFRS の任意適用を公表した期の直前期におけるレバレッジ ( 単位：%)；ROA_EBIT=IFRS の任意適用を公表した期の直前期における総資産経常利益率 ( 経常利益＋支払利息－
受取利息・配当金 )/ 総資産 ( 単位：%)；Sales_F = IFRS の任意適用を公表した期の直前期における海外売上高比率( 単位：%)；USGAAP= 米国基準から IFRS に移行した企業の場合に１をとるダミー変数；Goodwill=IFRS の任意適用を公表した期の直前期における総資産に占めるのれんの割合(単位：%)；であり、下添字 i は企業を表している。
*10% 水準で有意 ** ５ % 水準で有意 *** １ % 水準で有意。

– 86 –IFRS 任意適用の公表に対する株式市場の反応：企業間の差異を中心に（金）

ターンを用いる。まず、IFRS 任意適用の公表日の翌日（ t =+1）の２営業日における累積異常リターン（単位：%）、を t = 0として、推定期間を -150≤t≤-26の125

Sales_F

営業日、イベント期間を -25 ≤ t ≤ +25の51日間と設定する13）。次に、推定期間のデータを用いて（1）式を回帰し、（1）式の係数を推定する。そして、回帰して得られた係数をもとに（2）式および（3）式のようにイベント期間における異常リターンを算出する。
IFRS任意適用の公表
-150

0

-26
推定期間（125日間）
-150
-26

+25

イベント期間（51日間）+25-25

rit = α + βrmt + εit 

（1）

ただし、

：IFRS の任意適用を公表した期の直前期における海外売上高比率
（単位：%）、USGAAP ：米国基準から IFRS に移行した企業の場
合に１をとるダミー変数、
Goodwill ：IFRS の任意適用を公表した期の直前期における総資産に占めるのれんの割合（単位：%）、
Tobins_Q ：IFRS の任意適用を公表した期の直前期におけるトービンの Q
（時価総額＋負債の帳簿価額）
/総資産の帳簿価額、Sales_GR ：IFRS の任意適用を公表した期の直前期における直近２期間の売上高成長率の平均値
（単位：%）、
Log_Size ：IFRS の任意適用を公表した期の直前期における総資産の自然対数、
YearFixedEffect：年度ダミー変数、である。

rit：i 社の t 日における株式リターン（権利落ち等調整済み日次株価を利用）、分析を行うことによって、IFRS 任意適用の公表

rmt：市場インデックス（TOPIX）の t 日におˆˆ ) 
araritit == rritit −− ((ααˆˆ ++ βrm
βrm
)
tt

（2）


1
1
AR
ARtt == 29 ∑ araritit29 ii ==11

（3）




に対する株式市場の反応に、企業間で差異が存在するかを調査する。まず、本稿のクロスセクショ

ける変化率、である。

29
29

本稿では、
（4）式を用いたクロスセクショナル

ただし、ナル分析における従属変数は CAR（0,+1）である。
CAR（0,+1）は Karamanou and Nishiotis（2009）に倣ってマーケット・モデルによる異常リターン
をイベント日（ t = 0 ）とその翌日（ t =+1）の２営業日にわたって累積した累積異常リターンで

arit：i 社の t 日における異常リターン（権利落ある。本稿では、日本企業による IFRS 任意適用の公表に対する株式市場の反応に、企業間の差異

ち等調整済み日次株価を利用）、
ARt：t 日における29社の arit を平均した平均異を生むと予想される３つの変数を設定する。それらは Sales_F、USGAAP、Goodwill である。

常リターン、である。

第１に、Sales_F は、IFRS の任意適用を公表
3.2．クロスセクショナル分析

した期の直前期における海外売上高比率であり、3.2.1 推定モデルと変数の定義

企業の国際的な事業展開の程度を測る変数である

CAR(0, +1)i = β0 + β1Sales _ Fi + β 2USGAAPi+ β3Goodwill i +β 4Tobins _ Q i +β5 Sales_GR i（DumontierandRaffounier1998；El-Gazzaret+ β6 Log _ Sizei + YearFixedEffectt + ε ial.1999；Murphy1999）。国際的な事業展開を行っている企業には、国内を主たる営業活動の場と（4）する企業に比べて様々な利害関係者が存在する。

CAR（0,+1）： IFRS 任意適用の公表日（ t = 0 ）とそ

また、これらの利害関係者からは国際的に標準化– 87 –

年報 経営ディスクロージャー研究

2017年３月

第16号

された会計情報への要求が高く、海外の先行研究の意思決定への情報有用性の観点からほぼ同程度

では国際的な事業展開を行っている企業ほどこれであるならば、米国基準から IFRS に移行した企らの利害関係者の要求を満たすために IFRS や米業が得られるベネフィットは低いはずである。そ

国基準といった国際的な会計基準を任意適用するの一方で、IFRS への移行には新たな会計システ

ことが発見されている（DumontierandRaffounier

ムの導入などの移行コストが多額に発生すること

1998；El-Gazzaretal.1999；Murphy1999）。

が報告されている15）（金融庁 2015、p. 9）。した

日本においても同様の傾向が見受けられる。たがって、米国基準から IFRS に移行した企業の場

とえば、2016年７月14日時点で IFRS 任意適用の

合は IFRS の任意適用に伴うコストがベネフィッ

旨を公表した117社から新規上場とともに IFRS

トを上回ると株式市場が評価する可能性があり、を適用する５社を除く112社のうち、約80% の会

CAR（0,+1）と USGAAP の間には負の関係が存在社（92/112=82.14%）
が IFRS に移行する理由をすると予測される16）。

説明している。また、IFRS に移行する理由を説第３に、Goodwill は、IFRS の任意適用を公表明している企業の約90%（83/92×100=90.22%）


した期の直前期における総資産に対するのれんのが国際的な事業展開を行っていることを背景に財割合である。IFRS 適用のメリットとしては、利務諸表の国際的な比較可能性を高め、国内外にお益の押し上げ効果が挙げられる。たとえば、日本

ける様々な利害関係者の利便性を高めることをそ基準の下ではのれんに関する減損テストに加えての理由として掲げている。もし企業のこうした主規則的な償却が求められているが、IFRS の下で張が正しければ、株式市場は国際的に展開していはのれんの会計処理が非償却・減損テストのみとる企業の IFRS 適用をポジティブに捉え、正の反なる。このため、IFRS を任意適用した日本企業

応を示すはずである。したがって、CAR（0,+1）にはのれんに関する規則的な償却が不要となるなと Sales_F の間には正の関係が予測される。

どの影響で利益の押し上げ効果がもたらされる

第２に、USGAAP は、米国基準から IFRS に（井上2016；石川2015）。

移行した企業の場合に１をとるダミー変数であまた、井上（2016）は、株式市場が IFRS 任意る。海外の先行研究では、IFRS や米国基準とい適用の公表日に正の反応を示すことを発見し、純った国際的な会計基準の各国の会計基準に対する利益の押し上げ効果のような一時的なプラスの経優位性が報告されている。また、そこでは米国基済的帰結に対して株式市場が一時的に過剰反応を準がIFRSとほぼ同程度の質を持った財務報告を可示したと解釈している。このように、もし株式市

14）

能とする会計基準であることが報告されている場がのれんの非償却に伴う純利益の押し上げ効果（AshbaughandPincus2001；LeuzandVerrecchia

のような会計基準の違いによる利益の増加に機能

2000；Leuz2003；CuijpersandBuijink2005）。

的 に 固 着 し て い る の で あ れ ば、CAR（0,+1）とこうした中、IFRS の任意適用の旨を公表した日

Goodwill の間には正の関係が存在すると予測さ本企業の中には、米国基準から IFRS に移行した

れる。

企業が14社（14/117×100 = 11.97%）存在している。

他方、のれんの会計処理が非償却・減損テストのみと変更されることに伴い、投資家の期待エー

米国基準に準拠して作成された財務諸表とジェンシー・コストが上昇し、IFRS の任意適用

IFRS に準拠して作成された財務諸表が、投資家を公表する企業の株価がむしろ下落する可能性も– 88 –IFRS 任意適用の公表に対する株式市場の反応：企業間の差異を中心に（金）3.2.2 データベースと記述統計量存在する。日米の先行研究では、経営者がのれんの減損認識の有無、認識のタイミング、およびそ

本稿の分析では、次の２つのデータベースを利の金額について相当程度の裁量を有しており、与え用している。まず、企業が IFRS の任意適用を公られた裁量を機会主義的に行使していることが発表した日、すなわちイベント日を特定するにあた見されている（BeattyandWeber2006；Ramanna

って eol を用いている。次に、財務データと株価

and Watts 2012；石井 2014）。IFRS ではのれん

データを日経NEEDSFinancialQUEST2.0から取の会計処理が非償却・減損テストのみとなるた得している。

め、のれんが規則的に償却されないだけのれんの

表３は本稿のクロスセクショナル分析およびそ帳簿価額が増加する。また、のれんの帳簿価額がの頑健性テストに用いる各変数の記述統計量を示

増加することは、経営者による裁量の機会が増加しており、
表４は各変数の相関係数を示している。

することを意味している（Watts 2003；LaFond

まず、クロスセクショナル分析に用いる各変数にand Watts 2008）。したがって、IFRS の下ではついてみることにしよう。本稿の従属変数である

経営者がのれんの減損に関する意思決定を行う際

CAR（0,+1）の平均値は -0.163であるのに対してに機会主義的に行使できる裁量が増すと考えられ中央値は0.063であり、左に歪んだ分布を示してる。市場の合理性を前提とする限り、平均的に合いることがわかる。次に、クロスセクショナル分

理的な投資家はこのことを既に予測しているはず析に用いる説明変数についてみると、本稿の1つである。このように、もし合理的な投資家がのれ

目の説明変数である Sales_F は平均値が38.533でんの会計処理の変更によってもたらされる裁量のあるのに対して中央値が41.934であることから、増加にネガティブに反応しているのであれば、期ほぼ左右対称に近い分布を示していることがわか

待エージェンシー・コスト（割引率）
 の上昇による。２つ目の説明変数である USGAAP の平均値

る株価の下落を通じて CAR（0,+1）と Goodwill のは0.241であり、このことは本稿のサンプルのう間には負の関係が観察されると予測される。

ち米国基準から IFRS に移行した企業が24.1%（7Tobins_Q、Sales_GR、Log_Size は、Karamanou

社）であることを意味している。３つ目の説明変and Nishiotis（2009）において IFRS 任意適用の数である Goodwill の平均値は3.580であるのに対公表に対する株式市場の反応に企業間で差異をし中央値が1.321であり、やや右に歪んだ分布を生じさせることが観察された３つの変数である。

となっている。

本稿では先行研究における発見事項をコントロ

続いて、クロスセクショナル分析に用いるコン

ールするためにこれらの変数を（4）式に組み込ん

トロール変数についてみると、Tobins_Q は平均でいる 。なお、（4）式に含まれるコントロール

値が1.421であるのに対して中央値は0.976である

変数の定義および測定方法は全て、Karamanou

ことから、やや右に歪んだ分布をとることが示さ

and Nishiotis
（2009）に 従 っ て い る。 本 稿 で はれている。同様に、Sales_GR も平均値と中央値

Karamanou and Nishiotis（2009） と 同 様 に、がそれぞれ9.176と4.960であり、右に歪んだ分布

CAR（0,+1）と Tobins_Q および Log_Size 間にはを示しているだけでなくその程度は Tobins_Q に負の関係が、Sales_GR との間には正の関係があ比べて大きいことが示されている。Size の平均値ると考える。YearFixedEffect は年度ダミーであは30,292億円であるのに対して中央値は9,275億円

る。

であり、極めて右に歪んだ分布を示していた。し17）– 89 –

年報 経営ディスクロージャー研究

2017年３月

第16号

表３ 記述統計量
CAR(0,+1)
Sales_FUSGAAP
Goodwill
Tobins_Q
Sales_GR
Size
Log_Size
ROA_EBIT
Leverage
Bid-Ask Spread
Return_Volatility

平均値

標準偏差

最小値

25%ile中央値

75%ile最大値

n-0.16338.533
0.241
3.580
1.421
9.176
30,292
13.6726.456
49.536
0.318
2.144

2.001
31.176
0.435
4.956
1.012
16.05444,9731.920
6.454
20.3480.190
1.227-4.118
0.000
0.000
0.000
0.719
-17.072
47.5108.466-16.270
12.2550.148
1.048-0.819
0.000
0.000
0.075
0.875
0.701
3,849
12.861
4.082
40.995
0.206
1.607

0.063
41.934
0.000
1.321
0.976
4.960
9,275
13.7405.693
52.103
0.243
1.946

1.020
66.269
0.000
5.305
1.657
11.30434,79415.0629.486
65.031
0.320
2.220

4.086
86.8851.000
20.264
5.190
57.618156,220
16.56425.29784.416
0.761
7.917

29
29
29
29
29
29
29
29
29
29
29
29

（注）本表では、分析に用いる変数の記述統計量を示している。変数の定義は次のようである。CAR(0,+1) = IFRS 任意適用の公表日(t=0)とその翌日(t=+1)の2営業日における累積異常リターン( 単位：%)；Sales_F=IFRS の任意適用を公表した期の直前期における海外売上高比率( 単位：%)；USGAAP =米国基準から IFRS に移行した企業の場合に１をとるダミー変数；Goodwill=IFRSの任意適用を公表した期の直前期における総資産に占めるのれんの割合(単位：%)；
Tobins_Q = IFRS の任意適用を公表した期の直前期におけるトービンの Q ( 時価総額＋負債の帳簿価額 )/ 総資産の帳簿
価額；Sales_GR = IFRS の任意適用を公表した期の直前期における直近２期間の売上高成長率の平均値 ( 単位：%)；
Size = IFRS の任意適用を公表した期の直前期における総資産；Log_Size = Size の自然対数；ROA_EBIT = IFRS の任
意適用を公表した期の直前期における総資産経常利益率 ( 経常利益＋支払利息－受取利息・配当金 )/ 総資産 ( 単位：%)；Leverage = IFRS の任意適用を公表した期の直前期におけるレバレッジ ( 単位：%)；Bid-Ask Spread = 日々の取引終了時点の最良売り指値から最良買い指値を控除した差額を両者の単純平均値で除した値として定義されるビッド・
アスク・スプレッドの平均値( 単位：%)；Return_Volatility=日次株式リターンの標準偏差( 単位：%)；である。BidAsk Spread と Return_Volatility の測定期間は IFRS の任意適用を公表した期の直前の会計年度の1年間である。なお、
Size の単位は１億円である。

かし、対数変換した後の変数である Log_Size の（Sales_GR）、0.204（Log_Size）、0.064（ROA_

平均値と中央値はそれぞれ13.672と13.740である

EBIT）、0.039（Leverage）、-0.156（Bid-Ask

ことから、対数変換を行うことで、ほぼ左右対称

Spread）、-0.232（Return_Volatility）であることに近い分布をとるようになったことが示唆されがわかる。つまり、Sales_F、Goodwill、Tobins_

る。クロスセクショナル分析に対する頑健性テス

Q、Sales_GR、Bid-Ask Spread、Return_

トに用いる変数についてみると、ROA_EBIT、

Volatility の値が高い企業ほど CAR（0,+1）が低い

Leverage、Bid-Ask Spread、Return_Volatilityのに対して、Log_Size、Leverage、ROA_EBITの平均値（ 中央値）
 はそれぞれ6.456（5.693）、の値が高い企業ほど CAR（0,+1）が高いことを示

49.536（52.103）、0.318（0.243）、2.144（1.946）で唆している。また、米国基準から IFRS に移行しあり、やや右に歪んではいるもののほぼ左右対称た企業の場合は CAR（0,+1）が低いと言える。しに近い分布を示していることがわかる。

かし、こうした変数間の関係は２つの変数の間に

次に、本稿の分析に用いる変数間の相関係数を影響を与えうる他の変数の影響を考慮していな示したものが表４である。表４からは、本稿の従い。このため、ここで得られた結果は多変量分析

属変数である CAR（0,+1）と各変数との相関係数を行う前の予備的なものとして解釈されるべきでがそれぞれ、-0.106
（Sales_F）、-0.105
（USGAAP）、ある。

-0.260（Goodwill）、-0.079（Tobins_Q）、-0.310
– 90 –IFRS 任意適用の公表に対する株式市場の反応：企業間の差異を中心に（金）表４ 相関係数⒜ CAR(0,+1)⒝ Sales_F⒞ USGAAP⒟ Goodwill⒠ Tobins_Q⒡ Sales_GR⒢ Log_Size⒣ ROA_EBIT⒤ Leverage⒥ Bid-Ask Spread⒦ Return_Volatility

(a)

(b)

(c)

1.000
-0.106-0.105-0.260-0.079-0.310
0.204
0.064
0.039
-0.156-0.2321.000-0.371-0.0810.114
0.118-0.343-0.198-0.127
0.248
0.258

1.000
-0.268-0.261-0.2350.625-0.2370.440-0.339-0.180

(d)

(e)

(f)

(g)

(h)

(i)

(j)

(k)

1.000
0.064 1.000
0.202 0.184 1.000
0.061 -0.422 -0.463 1.000-0.115 -0.262 -0.083 -0.058 1.000-0.072 -0.575 -0.337 0.595 -0.263 1.000-0.262 0.064 0.120 -0.490 -0.185 0.169-0.037 0.617 0.619 -0.623 -0.426 -0.387

1.000
0.277

1.000

（注）本表では、分析に用いる各変数間のピアソン相関係数を示している。変数の定義は次のようである。CAR(0,+1) =
IFRS 任意適用の公表日 (t=0) とその翌日 (t=+1) の２営業日における累積異常リターン( 単位：%)；Sales_F=IFRSの任意適用を公表した期の直前期における海外売上高比率( 単位：%)；USGAAP=米国基準から IFRS に移行した企業の場合に１をとるダミー変数；Goodwill = IFRS の任意適用を公表した期の直前期における総資産に占めるのれんの割合 ( 単位：%)；Tobins_Q = IFRS の任意適用を公表した期の直前期におけるトービンの Q ( 時価総額＋負債の帳簿価額)/ 総資産の帳簿価額；Sales_GR = IFRS の任意適用を公表した期の直前期における直近２期間の売上高成長率の平均値
( 単位：%)；Log_Size = IFRS の任意適用を公表した期の直前期における総資産の自然対数；ROA_EBIT = IFRS の任
意適用を公表した期の直前期における総資産経常利益率 ( 経常利益＋支払利息－受取利息・配当金 )/ 総資産 ( 単位：%)；Leverage = IFRS の任意適用を公表した期の直前期におけるレバレッジ ( 単位：%)；Bid-Ask Spread = 日々の取引終了時点の最良売り指値から最良買い指値を控除した差額を両者の単純平均値で除した値として定義されるビッド・
アスク・スプレッドの平均値(単位：%)；Return_Volatility=日次株式リターンの標準偏差(単位：%)；である。なお、
Bid-Ask Spread と Return_Volatility の測定期間は IFRS の任意適用を公表した期の直前の会計年度の１年間である。

４．分析の結果

る検証結果を示した（a）列についてみると、IFRS
任意適用の公表日（ t  = 0 ）における AR の値は4.1．イベントスタディ分析の結果

0.1029% で正の値を示しているものの、有意な値

本節では、IFRS 任意適用の公表に対する株式と は な っ て い な い（ t  = 0.34）。 こ の こ と は、市場の平均的な反応を調べるために、IFRS 任意

IFRS 任意適用の公表に対して株式市場が平均的適用の公表日とその前後25営業日をイベント期には統計的に有意な正の反応を示していないこと間として、イベント期間における各社の異常リタを示唆しており、イベント日における市場の正のーンである ar の平均値 AR がゼロと有意に異なる

有意な反応を報告した井上（2016）とは異なる結か否か、およびイベント期間における各社の異常果である。しかし、イベント期間における各社のリターンである ar の符号に関する検証を行って異常リターンである ar の符号に関する検証を行いる。なお、異常リターンの平均値に関する検定っている（b）列についてみると、IFRS 任意適用に用いられている検定方法は t 検定であり、異常の公表日において株式市場が正の反応を示していリターンの符号に関する検定に用いられている検る企業が15社であるのに対して負の反応を示し

定方法は Wilcoxon の符号付順位和検定である。

ている企業が14社でほぼ半々に分かれているこ

表５は、その結果を示したものである。まず、とがわかる。この結果、平均的にみるとゼロと有イベント期間における各社の異常リターンの平均

意に異ならない結果が得られている可能性があ値である AR がゼロと有意に異なるか否かに関する。したがって、どのような特性を有する企業に– 91 –

年報 経営ディスクロージャー研究

2017年３月

第16号

表５ イベントスタディ分析の結果
MarketModel

MarketReturnAdjustedMethod

(a)

(b)

AR

(c)

Sign of ar

(d)

AR

Sign of arDay%t-statistic

PO/NE

z-statistic%t-statistic

PO/NE

z-statistic

-25
-20
-15
-10
-5
-4
-3
-2
-1
0
+1
+2
+3
+4
+5
+10
+15
+20
+25

0.2415-0.1979
0.2349-0.0815-0.0860-0.4253-0.2701-0.0486-0.0343
0.1029-0.2656-0.0651-0.0995-0.0977-0.5458
0.0813-0.2122-0.6232
0.1796

0.62***-0.48***
0.90***-0.40***-0.50***-2.15***-1.57***-0.29***-0.14***
0.34***-0.92***-0.23***-0.43***-0.36***-1.67***
0.36***-0.81***-2.72***
0.57***

16/1314/1515/1411/18
11/18
11/18
10/1912/1712/17
15 / 1414 / 1513/1613/1612/1711/18
15/1412/179/2015/14-0.01**-0.53**
0.42**-1.11**-0.82**-1.91**-2.03**-0.40**-0.66**
0.36**-0.79**-0.66**-1.03**-0.92**-1.72**
0.23**-0.83**-2.45**
0.31**

0.1215-0.2379
0.2712-0.0596-0.1108-0.3780-0.1700-0.0010-0.10940.1518-0.2784-0.0451-0.1738-0.0863-0.53160.0212-0.1805-0.4644
0.1986

0.33**-0.58**
1.00**-0.28**-0.80**-1.93**-0.96**-0.01**-0.49**
0.53**-1.04**-0.15**-0.74**-0.33**-1.74**
0.10**-0.73**-2.16**
0.64**

15/1413/1614/1514/1510/1912/1712/1714/1513/1614/15
15 / 1412/1710/1912/1712/1714/1512/1711/18
16/13-0.42**-0.68**
0.53**-0.75**-1.29**-1.72**-1.09**-0.08**-0.72**
0.40**-0.83**-0.79**-1.31**-0.92**-1.63**-0.10**-1.05**-1.91**
0.88**（注）本表では、IFRS 任意適用の公表日を t= ０として、推定期間を -150≤t≤-26の125営業日、イベント期間を -25≤t≤ +25の51日間と設定した場合のイベントスタディ分析の結果を載せている。(a) 列と (b) 列には異常リターンの測定方法としてマーケット・モデルを用いた場合の結果を示しており、(c) 列と (d) 列は市場リターン控除法を用いた場合の結果を示している。なお、異常リターンの平均値に関する検定に用いられている検定方法は t 検定であり、異常リターンの符号に関する検定に用いられている検定方法は Wilcoxon の符号付順位和検定である。
*10% 水準で有意 ** ５ % 水準で有意 *** １ % 水準で有意。

対して株式市場が正と負の反応を示しているのか展開を行っていることを背景に財務諸表の国際的を確認する必要が出てくると言える。本稿ではこな比較可能性を高め、国内外における様々な利害の点について、次の4.2節においてクロスセクシ

関係者の利便性を高めることを IFRS に移行する

ョナル分析を行うことで確認する 。

理由として掲げているにもかかわらず、株式市場

18）

は国際的に展開している企業のIFRS 適用をポジ
ティブに捉えていないのは興味深い。

4.2．クロスセクショナル分析の結果
表６の
（a）
列は、
（4）
式の推定結果を示したもの

第 ２ に、 本 稿 の ２ つ 目 の 説 明 変 数 で あ るである。まず、本稿の１つ目の説明変数である

USGAAP の係数は -4.1352で、１ % 水準で有意Sales_F の 係 数 は -0.0065で 有 意 で は な い（ t  =

な 負 の 値 を 示 し て い る こ と が わ か る（ t  =-0.76）。このことは、海外売上高比率は IFRS 任-3.78）。このことは、予測と整合的に株式市場が意適用の公表に対する株式市場の反応における企米国基準から IFRS への移行をネガティブに評価

業間の差異を有意に説明できる変数ではないことしていることを意味している。つまり、株式市場を意味している。IFRS に移行する理由を説明しは米国基準から IFRS に移行する会社の純便益がている企業の約90% を超える会社が国際的な事業

日本基準から IFRSに移行する会社のそれよりも– 92 –IFRS 任意適用の公表に対する株式市場の反応：企業間の差異を中心に（金）表６ クロスセクショナル分析の結果(a)Variables
constant
Sales_FUSGAAP
Goodwill
Tobins_Q
Sales_GR
Log_Size
YearFixedEffect
Adj.R2
N

?
+
－
?
－
+
－

(b)

coefficientt-statisticcoefficientt-statistic-3.0708-0.0065-4.1352-0.1905
0.04440.00710.6482
Included-1.07***-0.76***-3.78***-2.48***
0.14***
0.27***
2.89***-6.1644-0.0123-3.0094-0.1887
0.1060-0.0127
0.5738
Excluded-1.39***-1.49***-2.51***-3.03***
0.34***-0.49***
1.98***

0.263929

0.172929（注）本中では、以下の回帰式を推定した結果を載せている。なお、係数推定値の検定統計量の算定には、White (1980)の示す、不均一分散に頑健な標準誤差を用いている。
CAR(0,1)i = β0+β1Saless_Fi+β2USGAAPi+β3Goodwilli+β4Tobins_Qi+β5Sales_GRi+β6Log_Sizei+YearFixedEffect+εi
CAR(0,1)i = β0+β1Saless_Fi+β2USGAAPi+β3Goodwilli+β4Tobins_Qi+β5Sales_GRi+β6Log_Sizei+εi
ただし、CAR(0,+1)=IFRS任意適用の公表日(t= 0 )とその翌日(t=+1)の２営業日における累積異常リターン(単位：%)；Sales_F = IFRS の任意適用を公表した期の直前期における海外売上高比率 ( 単位：%)；USGAAP = 米国基準から
IFRS に移行した企業の場合に１をとるダミー変数；Goodwill = IFRS の任意適用を公表した期の直前期における総資産に占めるのれんの割合 ( 単位：%)；Tobins_Q=IFRS の任意適用を公表した期の直前期におけるトービンの Q( 時価総額
＋負債の帳簿価額 )/ 総資産の帳簿価額；Sales_GR = IFRS の任意適用を公表した期の直前期における直近２期間の売上
高 成 長 率 の 平 均 値 ( 単 位：%)；Log_Size = IFRS の 任 意 適 用 を 公 表 し た 期 の 直 前 期 に お け る 総 資 産 の 自 然 対 数；
YearFixedEffect=年度ダミー変数；であり、下添字 i は企業を表している。
*10% 水準で有意 ** ５ % 水準で有意 *** １ % 水準で有意。

低いと少なくとも短期的には受け止めている可能

Tobins_Q と Sales_GR の係数は有意な値をとっ性がある。

ておらず、Log_Size の係数は予測とは逆に有意第３に、本稿の３つ目の説明変数であるGoodwill

な正の値をとっていることがわかる。
このことは、の係数は -0.1905で、５ % 水準で有意な負の値を海外の企業を対象に有意だった変数では日本企業示している（ t  = -2.48）。総資産に占めるのれんの事例を説明できない可能性があることを示唆しの割合が大きい企業ほど IFRS 任意適用の公表にている19）。また、Log_Size に関する結果からは対して株式市場が負に反応することを意味してい規模が大きい企業ほどIFRS任意適用の公表に対しる。ここからは、株式市場がのれんの非償却に伴て株式市場が正の反応を示すことが示唆されていう利益の増加に対して機械的に反応しているよりる。つまり、株式市場は規模が大きい企業ほどはむしろ、のれんの減損に関する意思決定を行う

IFRSへの移行プロセスが効率的かつ効果的に行わ際に機会主義的に行使できる裁量が増加することれていると考え、その結果ポジティブな反応を示に対してネガティブに反応している可能性が示唆している可能性があるかもしれない。最後に、本される。つまり、市場の合理性を前提とする限り、稿では Karamanou and Nishiotis（2009）に倣っ

平均的に合理的な投資家はのれんの会計処理の変て年度ダミーを分析から除外した場合の推定結果

更によってもたらされる裁量の増加に対して期待エを（b）列に示している。本稿のサンプルは29社かージェンシー・コストを高めている可能性がある。

ら構成されており、サンプルサイズが極めて小さ

本稿のコントロール変数についてみると、い。このため、回帰分析における自由度の低さが– 93 –

年報 経営ディスクロージャー研究

2017年３月

第16号

懸念される可能性がある。分析の結果、（a）列に示ほど顕著であると考えられる。こうした見立てがした結果と概ね首尾一貫した結果が得られている。

正しい場合、前節で得られた結果は、企業の情報の非対称性の程度に影響を受けている可能性がある。したがって、本稿ではこれらの潜在的な欠落

4.3．頑健性テスト
本節では、前節で得られた結果に対する頑健性変数の影響を考慮してもなお、Goodwill につい

テストを行う。第１に、異常値の影響の排除であて前節と同様の結果が得られるかどうかを確認する。前節では分析に用いる連続変数について異常る。なお、頑健性テストにあたっては企業の総資産値処理を行っていないため、得られた結果が異常利益率（ROA_EBIT）
とレバレッジ（Leverage）


値の影響を受けている可能性がある。そこで、本をそれぞれ企業の業績と財政状態の代理変数とし

節では分析に用いる連続変数について上下0.5%て用いる。

を基準にウィンザライズを実施した上で再度分析

さらに、情報の非対称性の代理変数としてはビを行い、前節で得られた結果が異常値の影響の排ッド・アスク・スプレッド（Bid-Ask Spread）
と除に対して頑健であるかどうかを確認する。その

株 式 リ タ ー ン の ボ ラ テ ィ リ テ ィ（Return_

分析結果を示した表７の（a）列についてみると、Volatility）
 の２つの尺度を用いる （ 金 2016）。

Goodwill の 係 数 の 有 意 水 準 が ５ % 水 準（ t  =

潜在的な欠落変数の問題を考慮に入れた分析の結-2.48）
から10% 水準（ t =-1.94）
に低下している果は、表７の（b）列から（e）列に示されている。

が、分析に用いる各変数について前節で得られた分析の結果、ROA_EBIT、Leverage、Bid-Ask

結果とおおむね整合的な結果が得られていること

Spread、Return_Volatility いずれの変数をコンがわかる。したがって、前節で得られた結果は異トロールしてもなお、Goodwill の係数は負に有常値の影響の排除に対して頑健であると言える。

意であった。したがって、Goodwill に関する結第２に、潜在的な欠落変数の影響の考慮である。

果は潜在的な欠落変数の影響に対して頑健である

前節では Goodwill に関する結果について、平均と言える。

的に合理的な投資家がのれんの会計処理の変更に

第３に、USGAAP と Goodwill について前節でよってもたらされる裁量の増加に対して期待エー得られた結果が他の要因の影響ではなく、IFRS

ジェンシー・コストを高め、その結果企業の割引

任意適用の公表それ自体の影響を捉えているかど率の上昇を通じて株価が下落した可能性があるとうかを確認するために、マッチング・サンプルを解釈している。しかし、業績が低迷している企業

用いた疑似イベントスタディおよびクロスセクシ

や財政状態が悪化している企業ほどのれんの非償

ョナル分析を行う。具体的には、本節ではまず、却に伴う利益の増加や財政状態の改善を目的に

本稿のサンプルに含まれる IFRS 任意適用公表企

IFRS を機会主義的に適用している可能性がある。

業29社について業種と規模21）を基準に29社のマ

こうした見立てが正しい場合、前節で得られた結ッチング企業を抽出した22）。それから、抽出され果は、企業の業績や財政状態の影響を受けている

たマッチング企業についてそのペアとなる IFRS

可能性がある。

任意適用公表企業のイベント日をそれぞれ割り当

また、もし企業がのれんの非償却を狙いとして
IFRS の任意適用を機会主義的に選択しているのであれば、その程度は情報の非対称性の高い企業– 94 –て、疑似イベントスタディおよびクロスセクショ
ナル分析を実施している。
表７の（f）列にはマッチング・サンプルを用い

0.273929

0.239729

Included

Included
0.222629

Included-0.0086-0.33***(c)
財政状態
coefficient t-statistic-2.9120-1.05***-0.0054-0.51***-4.1014-3.71***-0.1943-2.31***-0.0228-0.07***
0.00770.28***
0.68292.30***

0.298729

Included-2.8712-1.35***(d)情報の非対称性①
coefficient t-statistic
0.19730.06***-0.0045-0.46***-4.1963-3.63***-0.2125-2.62***-0.0848-0.24***
0.00650.26***
0.4976
2.33***

0.219029-0.1095
Included-0.21***(e)
情報の非対称性②
coefficient t-statistic-2.6678-0.74***-0.0061-0.67***-4.0944-3.71***-0.1932-2.37***
0.12370.23***
0.01050.31***
0.63402.63***

0.274029

Included(f)
マッチング・サンプル
coefficient t-statistic-1.2936-0.32***
0.0333
1.97***
0.35850.32***
0.00380.03***-0.1868-0.28***
0.03602.54***
0.10590.36***（注）本中では、以下の回帰式を推定した結果を載せている。なお、係数推定値の検定統計量の算定には、White (1980) の示す、不均一分散に頑健な標準誤差を用いている。
(a)
CAR(0,1)i=β0+β1Saless_Fi+β2USGAAPi+β3Goodwilli+β4Tobins_Qi+β5Sales_GRi+β6Log_Sizei+YearFixedEffect+εi(b)
CAR(0,1)i=β0+β1Saless_Fi+β2USGAAPi+β3Goodwilli+β4Tobins_Qi+β5Sales_GRi+β6Log_Sizei+β7ROA_EBITi+YearFixedEffect+εi(c)
CAR(0,1)i=β0+β1Saless_Fi+β2USGAAPi+β3Goodwilli+β4Tobins_Qi+β5Sales_GRi+β6Log_Sizei+β7Leveragei+YearFixedEffect+εi(d)CAR(0,1)i=β0+β1Saless_Fi+β2USGAAPi+β3Goodwilli+β4Tobins_Qi+β5Sales_GRi+β6Log_Sizei+β7Bid-Ask Spreadi+YearFixedEffect+εi(e)
CAR(0,1)i=β0+β1Saless_Fi+β2USGAAPi+β3Goodwilli+β4Tobins_Qi+β5Sales_GRi+β6Log_Sizei+β7Return_Volatilityi+YearFixedEffect+εi(f)
CAR(0,1)i=β0+β1Saless_Fi+β2USGAAPi+β3Goodwilli+β4Tobins_Qi+β5Sales_GRi+β6Log_Sizei+YearFixedEffect+εi
ただし、CAR(0,+1)=IFRS 任意適用の公表日 (t=0) とその翌日 (t=+1) の２営業日における累積異常リターン ( 単位：%)；Sales_F=IFRS の任意適用を公表した期の直前期における海外売上高比率 ( 単位：%)；USGAAP = 米国基準から IFRS に移行した企業の場合に１をとるダミー変数；Goodwill = IFRS の任意適用を公表した期の直前期における総資産に占めるのれんの割合 ( 単位：%)；Tobins_Q = IFRS の任意適用を公表した期の直前期におけるトービンの Q( 時価総額＋負債の帳簿
価額 )/ 総資産の帳簿価額；Sales_GR=IFRS の任意適用を公表した期の直前期における直近２期間の売上高成長率の平均値 ( 単位：%)；Log_Size=IFRS の任意適用を公表した期の直前期における総資産の自然対数；ROA_EBIT = IFRS の任意適用を公表した期の直前期における総資産経常利益率 ( 経常利益＋支払利息－受取利
息・配当金 )/ 総資産 ( 単位：%)；Leverage = IFRS の任意適用を公表した期の直前期におけるレバレッジ ( 単位：%)；Bid-Ask Spread = 日々の取引終了時点の最良売り指値から最良買い指値を控除した差額を両者の単純平均値で除した値として定義されるビッド・アスク・スプレッドの平均値 ( 単位：%)；Return_Volatility = 日
次株式リターンの標準偏差 ( 単位：%)；YearFixedEffect = 年度ダミー変数；であり、下添字 i は企業を表している。なお、Bid-Ask Spread と Return_Volatility の測定期間はIFRSの任意適用を公表した期の直前の会計年度の1年間である。また、(f)式に示されているマッチング・サンプルを用いた頑健性テストを行うにあたっては、
まず本稿のサンプルに含まれる IFRS 任意適用公表企業29社について業種と規模を基準に29社のマッチング企業を抽出し、それから抽出されたマッチング企業についてそのペアとなる IFRS 任意適用公表企業のイベント日をそれぞれ割り当て、疑似イベントスタディおよびクロスセクショナル分析を実施している。
*10% 水準で有意 ** ５ % 水準で有意 *** １ % 水準で有意。

Adj.R2
N

Variables
constant
Sales_FUSGAAP
Goodwill
Tobins_Q
Sales_GR
Log_Size
ROA_EBIT
Leverage
Bid-Ask Spread
Return_Volatility
YearFixedEffect(b)業績coefficient t-statistic-1.8469-0.50***-0.0126-1.18***-4.5229-3.84***-0.2102-2.52***-0.1309-0.25***
0.00570.22***
0.6192
2.67***-0.0558-0.88***(a)
異常値処理
coefficient t-statistic-2.5601-0.91***-0.0069-0.88***-3.96***-3.8356-0.1716-1.94***-0.0721
-0.18***-0.0046-0.14***
0.58912.87***

表７ 頑健性テストの結果

IFRS 任意適用の公表に対する株式市場の反応：企業間の差異を中心に（金）– 95 –

年報 経営ディスクロージャー研究

2017年３月

第16号

た 分 析 の 結 果 が 示 さ れ て い る。USGAAP と

本稿では得られた結果の信頼性を高めるため

Goodwill の係数は有意な値となっておらずそのに、様々な頑健性テストを実施している。頑健性

符号も前節で得られた結果とは反対に正を示してテストの結果、
本稿の結果は異常値の影響の排除、いることがわかる（ t =0.32、0.03）。したがって、潜在的な欠落変数の影響の考慮、およびマッチン

USGAAP と Goodwill について前節で得られた結

グ・サンプルを用いた分析に対して頑健であるこ果は、本稿の分析に含まれる IFRS 任意適用公表とが確認されている。しかし、本稿の結果が本稿

企業29社とそのマッチング企業の間に存在するで実施した頑健性テストに対して頑健であるにも観察されないもしくは本稿で考慮しきれなかっ関わらず、潜在的な欠落変数が本稿の結果に影響た何らかの要因の影響ではなく、IFRS 任意適用を与えている可能性は依然として存在している。

の公表それ自体の影響を捉えている可能性が高このため、本稿の結果を解釈するにあたっては注い 。

意が必要である。また、本稿のサンプルは29社か23）ら構成されており、サンプルサイズが極めて小さい。このため、本稿で得られた結果はあくまでも

５．結論および残された課題

予備的なものとして解釈されるべきである。
本稿では、日本企業による IFRS 任意適用の公こうした限界は存在するものの、本稿には以下表に対して株式市場がどのように反応しているののような点で先行研究に対して追加的な貢献があか、および企業間で当該反応に差異があるかどうる。つまり、本稿は日本企業による IFRS 任意適かを分析した。分析結果は次の通りである。第１用の公表に対する株式市場の反応に企業間で差異に、日本企業による IFRS 任意適用の公表に対しが存在することを明らかにしている点で、日本企て株式市場は平均的には統計的に有意な正の反応

業を対象としたこれまでの研究に新たな知見を提を示していないことが確認された。第２に、日本供している。また、IFRS 任意適用の公表に対す企業による IFRS 任意適用の公表に対する株式市る株式市場の反応における企業間の差異を生むと場の反応には企業間で差異が存在することが確認予想される要因を考える際に、日本の状況を考慮された。具体的には、米国基準から IFRS に移行に入れた変数を追加した分析を行うことで、した企業に対して株式市場は負の反応を示していKaramanou and Nishiotis（2009）の分析を拡張ること、総資産に占めるのれんの割合の大きい企している。さらに、本稿には次のような意義があ

業ほど IFRS 任意適用の公表に対して株式市場はる。１つ目は、実務的な意義である。本稿は、負の反応を示していることが確認された。また、

IFRS の任意適用を公表する企業の期待とは裏腹規模の大きい企業ほど IFRS 任意適用の公表に対に株式市場がネガティブに反応しうる要因を特定して株式市場は正の反応を示すことがわかった。

しそれらに関する実証的証拠を提示している点

これらの発見事項は、IFRS の任意適用を公表しで、IFRS 任意適用の公表を予定している企業にた企業の中には株式市場が正の反応を示している

示唆を与えるものである。２つ目は、政策的な意

企業と負の反応を示している企業とが混在してお義である。本稿は日本企業による IFRS 適用効果

り、株式市場は IFRS の任意適用を公表する企業を検証している点で、日本における IFRS 強制適の特性に応じて異なる反応を示していることを示

用の是非に関する議論をする上で有益な情報を提唆している。

供している。
– 96 –IFRS 任意適用の公表に対する株式市場の反応：企業間の差異を中心に（金）ただし、本稿では解明しきれていない点も存在

Reporting Standards：IFRS) の総称として IFRS という言

する。
１つ目は、
KaramanouandNishiotis
（2009）と異なる結果が得られた理由について十分に考察葉を用いる。
２）
「IFRS 適 用 済・ 適 用 決 定 会 社 一 覧 」 東 京 証 券 取 引 所、
http://www.jpx.co.jp/listing/others/ifrs/index.htmlには、を加えられていない点である。Karamanou and

IFRS の任意適用を公表した日本企業が115社 (IFRS 任意適Nishiotis（2009）は各国の会計基準から IFRS へれている (2016年７月14日時点 )。しかし、筆者の調査の結の移行に伴い企業の情報開示が増加することを前果、GCA サヴィアン (2174、東証1部 ) と健康コーポレーシ

提としているが、日本基準から IFRS への移行の16日に IFRS の任意適用を正式に公表していることがわかっ

用企業85社、IFRS 任意適用予定企業30社 ) であると記載さョン (2928、札幌証券取引所 ) も2014年3月3日と2016年5月た。このため、本稿ではこれらの2社を IFRS の任意適用を場合にもこのような前提が成り立つのであろう

公表した企業 (IFRS 任意適用予定企業 ) に追加している。

か。もし日本基準と IFRS とが情報開示という観

なお、GCA サヴィアンは2014年3月3日に IFRS の任意適用

点からほぼ同等であると株式市場が評価しているを正式に公表した後、同年5月13日に IFRS 導入の延期を公表した。しかし本稿のイベントスタディ分析におけるイベ

場合には、IFRS に移行する前の会計基準の質のント期間は IFRS 任意適用の公表日とその前後25日間を含む違いによって本稿と Karamanou and Nishiotis

51日間である。つまり、GCA サヴィアンの場合 IFRS 導入（2009）の結果の違いがもたらされたかもしれな

延期の公表の影響が本稿のイベントスタディ分析の結果に影響を与えないため、本稿では GCA サヴィアンを IFRS のい。しかし、この点については今後の更なる精緻任意適用を公表した企業として扱っている。
３）具体的には、「日本経済新聞」、「日経産業新聞」、「日経流通な検討が必要と思われる。第２に、本稿では

新聞」、「日経金融新聞」である。

IFRS に準拠して作成された財務諸表が実際に開４）新聞報道がなされている企業の中には、企業自身が IFRS の示された際に株式市場に与える影響に関する調査

任意適用を正式に公表していない場合も存在するする ( 井上2016、注19を参照 )。

が行われていない点である。本稿は IFRS 任意適５）15:00以降に開示した企業の場合は、その翌日をイベント日

用の公表に対する株式市場の反応を調査したものとしている。

であり、この意味で IFRS 適用効果に対する株式

６）具体的には、サンプルサイズが小さい場合、市場リターン

市場の事前の期待を評価したものであると言えモデルを用いて測定されるそれに比べてバイアスが生じや控除法を用いて測定される異常リターンには、マーケット・
すい。

る。しかし、IFRS にもとづいて作成された財務

７）たとえば、AshbaughandPincus(2001)、CuijpersandBuijink

諸表が実際に開示された場合にもたらされうる経(2005)、Daske et al. (2008)、Karamanou and Nishiotis

済的帰結は、IFRS 任意適用に対する株式市場の(2009)、Li (2010)、Kim and Shi (2012)、Daske et al.

事前の期待と必ずしも一致すると言えない。した2004年以降国際会計基準審議会と会計基準のコンバージェ

がって、今後は海外の企業を対象とした先行研究

ンス・プロジェクトを積極的に推進し、EU 同等性評価に前(2013)を参照されたい。他方、日本の企業会計基準委員会は、向きに対応してきた。その結果、EU の同等性評価におけるのように（LeuzandVerrecchia2000；金2016）、

重要な差異(26項目 )は2008年までにほぼ解消されている(IFRS に準拠して作成された財務諸表が実際に株

辻山2014、p.53)。このため、日本基準から IFRS への移行

式市場に開示された際に、投資家間の情報の非対の場合にもこのような前提が満たされるか否かについては議論の余地がある。しかし、本稿ではこの点に関する積極称性などにどのような影響を与えるかといった問的な議論は行っていない。
８）具体的には、オーストラリア、ベルギー、スイス、ドイツ、いについて、別途調査を行う必要があると考えらデンマーク、オランダ、トルコ、南アフリカである。

れる。

９）本稿の目的は IFRS の任意適用を公表した企業に対する株式市場の反応を調査することにあるため、母集団を全上場企業ではなく IFRS の任意適用を公表した企業としている。

《注》

10）Karamanou and Nishiotis (2009) では売上総利益率が用いられているが、本稿では売上総利益が入手できない企業が１）本稿では、国際会計基準(InternationalAccountingStandards：
IAS) お よ び 国 際 財 務 報 告 基 準 (International Financial– 97 –

存在していたため、営業利益率を用いて Profitability を測定

年報 経営ディスクロージャー研究している。

2017年３月

第16号

サンプル期間の違いが挙げられる。つまり、IFRS の任意適

11）Karamanou and Nishiotis (2009) では企業をフォローする

用を初期に公表した企業ほど株式市場が強い正の反応を示

アナリストの数 (FOLL) も分析に用いられている。しかししているような場合には、本稿の検定力が井上 (2016) のそながら、本稿では FOLL に関するデータが入手できなかっ

れよりも弱い可能性がある。このような論点については、たため、FOLL の影響を考慮に入れた分析を行うことができていない。この点は、本稿の限界である。

今後の更なる精緻な検討が必要である。
19）しかし、本稿は Karamanou and Nishiotis (2009) における

12）ただし、Sales_GR の場合は、各社が IFRS の任意適用を公コントロール変数の一つである企業をフォローするアナリ表した期の直前期における直近2期間の売上高成長率の平均

ストの数(FOLL)がコントロールできていないため、この値を用いている。

点に関する踏み込んだ議論を行うことはできない。この点

13）前述の通り、大引けの15:00以降に開示された場合には公表
日の翌日を t= ０としている。

は本稿の限界であり、今後の更なる検討が求められる。
20）金 (2016) は情報の非対称性の代理変数としてビッド・アス

14）IFRS から米国基準への調整額が増分的な情報有用性を有す

ク・スプレッド、売買回転率、および株式リターンのボラること (Harris and Muller 1999；Gordon et al. 2008)や

ティリティの３つの尺度を用いているが、ビッド・アスク・

米国基準に準拠して作成された利益の方が IFRS に準拠してスプレッドと株式リターンのボラティリティについてしか作成された利益よりも利益反応係数が高いこと (Bartov et

有意な結果を得られていない。売買回転率は、ポートフォ

al.2005)を報告している論文も存在する。

リオ組み換え、流動性ショック、投資家のリスク選考の変

15）具体的には、IFRS への移行コストとして①システム対応、化などといった情報の非対称性とは関係のない他の様々な②財務諸表一式の作成 ( テスト段階 )、③内部統制の構築、要因によっても影響を受ける可能性が高い (Bartov and

④外部アドバイザーの利用に必要なコストが挙げられていBodnar 1996；Leuz and Verrecchia 2000； 金 2016)。 つる。

まり、売買回転率については測定誤差の問題が懸念される16）日本基準から IFRS に移行する企業と米国基準から IFRS にため、本稿では情報の非対称性の代理変数としてビッド・移行する企業とでは IFRS への移行に伴うコストが異なるか

アスク・スプレッドと株式リターンのボラティリティといもしれない。しかし、本稿では日本基準から IFRS に移行す

った2つの尺度のみを用いている。

る際に生じるコストと米国基準から IFRS に移行する際に生21）総資産を用いている。

じるコストとが同様であるという前提の下でこうした予測22）マッチング企業は IFRS 任意適用の公表の有無や採用していを行っている。コストに関する比較ができていない点は本る会計基準の種類に関係なく、全上場企業から抽出してい稿の限界である。

る。すなわち、本稿のマッチング企業は本稿のサンプルに

17）Karamanou and Nishiotis (2009) ではTobins_Q、Sales_
GR、Log_Size 以外にも、企業をフォローするアナリストの数(FOLL)と銘柄に対するアナリストの推奨を表すダミ含まれる IFRS 任意適用企業29社と同じ業種に属する企業の中で、総資産が最も近い企業である。
23）本稿のサンプルに含まれる IFRS 任意適用公表企業29社とそー変数 (RECDUM) が分析に用いられている。しかし、本のマッチング企業29社の間に、分析に用いる各変数につい稿ではデータ入手上の制約のため、これらの変数の影響をて平均値と中央値の差があるかどうかを確認した結果、い考慮した分析を行うことができていない。この点は、本稿

ずれの変数についても有意な差は観察されなかった。特に、の限界である。なお、Karamanou and Nishiotis (2009) のIFRS任意適用企業とそのマッチング企業におけるGoodwill

分析に含まれる企業は８カ国にわたっており、彼らは各国の平均値はそれぞれ3.580% と3.542% であった。また、米国の投資家保護の水準の違いをコントロールするために D_

基準から IFRS に移行した企業は IFRS 任意適用企業とそのIAS、EFFIC、ANTI_DIR といった国レベルにおける3つマッチング企業とでそれぞれ７社と６社であった。

の変数を追加的にモデルに組み込んでいる。しかし、本稿は Karamanou and Nishiotis (2009) とは違って日本企業に《引用文献》

焦点を絞った分析を行っているため、これらの変数を考慮する必要がない。
18）なお、本稿では井上 (2016) の結果との比較可能性を担保するために異常リターンの測定方法として市場リターン控除法を用いた場合の結果を (c) 列と (d) 列に提示している。
(c) 列についてみると、IFRS 任意適用の公表日( t = ０ )における AR の値が0.1518% でマーケット・モデルを用いた場
合よりもやや高まっているが依然として有意な値とはなっていないことがわかる ( t  = 0.53)。したがって、異常リターンの測定方法の違いが本稿と井上 (2016) の結果の違いをもたらしたわけではないと考えられる。本稿と井上 (2016)とで異なる結果が得られた潜在的な理由の一つとしては、– 98 –

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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。

– 99 –

論稿

ハイブリッド証券に係る市場の反応と会計処理に関して

─現金決済条項付転換社債型新株予約権付社債を題材として─
Market Reaction and Accounting on Hybrid Securities
─ Cash Payment Type Convertible Bond
with Stock Acquisition Rights ─

山

田

和

宏（横浜国立大学

博士課程後期）

Kazuhiro Yamada, YOKOHAMA National University
論文要旨
本稿は、転換社債型新株予約権付社債の発行体の会計処理において、日本基準が区分法の他に一括法を許容している事の是非に関して考察を行うものである。新株予約権相当分に関して一括法では償却原価法による償却を計上せず、区分法では償却原価法による償却を計上する事によって利益の違いがでる。また、現金決済条項を付与した場合、一括法と区分法では財務比率に違いがでる。よって、第一に一括法と区分法では市場の反応に違いがある可能性があり検証を行うものである。第二に会計処理に関して理論的考察を行うものである。結果として、市場の反応に関しては、現金決済条項が付与された方が、現金決済条項が付与されていない場合より、累積超過収益率が高い事が確認された。また、会計処理に関しては新株予約権相当分を償却する区分法の方が一括法より妥当性があり、また、既存株主から外部者への富の移転という観点からも、新株の無償交付の処理の観点からも区分法を支持するものである。

Abstract
This study examines whether it is appropriate that JGAAP allows integrated method besides bifurcated method for issuer's
accounting entries on Convertible Bond with stock acquisition rights. Integrated method do not recognize amortization,
however, bifurcated method recognize amortization for corresponding to stock acquisition rights, therefore, it leads to thedifference on profit. In case of cash payment of that, it leads to the difference on financial ratio.
Accordingly first , I examine the market reaction due to the different accounting treatment. Second, we examine normative
approaches for accounting entries.
As a consequent, for the market reaction it is confirmed that cumulative abnormal return of cash payment of CB with stockacquisition rights is higher than that of CB without cash payment clause. As to the accounting entries, bifurcated method
which recognize amortization is appropriate than integrated method. Furthermore, I support bifurcated method from thepoint of transfer wealth from the existing shareholder to new shareholders. and from the point of free issuing of new share.

る資本政策が広がってきており、そのひとつの例

１．問題の所在が転換社債型新株予約権付社債の一種のリキャッ世界金融危機と株主価値を重視した ROE 経営

プ CB である。他に転換社債型新株予約権付社債においては、資金調達と自己株取得とを連動させには、株価が転換価格の一定水準を一定期間上回

謝辞：本論文が完成するまでには多くの方々からのご助力と、ご支援を頂いた。横浜国立大学大学院教授の齋藤真哉先生ならびに多くの先生からのご指導を頂いた。また、法政大学大学院時代にご指導頂いた坂上学先生に感謝申し上げたい。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べきものであります。
連絡先：山田 和宏 〒240-8501 神奈川県横浜市保土ヶ谷区常盤台79-4（横浜国立大学国際社会科学府）
TEL：045-339-3684 E-mail Address shantian7515@ybb.ne.jp– 101 –

年報 経営ディスクロージャー研究

2017年３月

第16号

らない限り、投資家が新株予約権を行使できないには、
つぎのような違いがある事を指摘している。

転換制限条項を持つもの、額面現金決済と額面超米国会計基準では2009年以降、B/S 上社債部分と過価額分の自社株式の交付を持つ取得条項付、交株式オプション部分を区分し、会計上は普通社債付上限型の取得条項を持つもの、ソフトマンダトと同じイールドでの支払利息認識はするものの、

リー条項

ただあくまで区分処理に留まり時価評価の対象で１）を持つもの、転換社債型新株予約権付社債間限定同順位特約付

２）のもの、期中償還請求権及び社債間同順位特約付、転換価額下方修はない事から転換時の株価水準によって損益が発生する事はないという処理を適用している。
一方、IFRS では、株式オプションに関して従正条項及び社債間限定同順位特約付、劣後特約などさまざまなハイブッド証券が広がって来の資本取引概念から外れ、株式オプションまたきている。また転換社債の市場を観察すると欧州は株式オプションを含む全部を毎期時価評価し、市場では、日本市場をはるかに凌駕し、かつそのその損益を純利益に反映させる。
また日本基準は、発行のうち多くは現金決済条項付転換社債を2007年に会計基準が公表され、取得時の対価が株選択している。本稿で題材として取り上げる現金

式と現金の組み合わせである場合には、原則とし決済条項付転換社債型新株予約権付社債にリキャて社債と同様に取り扱う事となった。各規準の対

ップ CB がある。わが国でも実際に事業会社によ

応はまちまちである。本稿では取り扱わないが、って発行されている。現金決済条項付転換社債型

橋本（2010）は、会計・租税法双方において Bet７）

新株予約権付社債は、株価が転換価額を上回る場の取り扱いを一貫させる必要がある事ならびに現合の取得条項で、取得した転換社債を消却するも金決済条項付転換社債が資本取引と損益取引の境のであり、「額面現金決済型」とよばれるもので界８）を混乱させる契機となり、あらたな枠組みある。ただし、取得と同時に消却を行う事が事前を構築する必要性がある事を示唆している。さらに明らかである場合と、事前に明らかでない場合に橋本（2010）は、「問題は殆どの国の課税制度がある。さて、現金決済条項付リキャップ CB のは会計に追走しており、また資金調達手段を横断

場合、米国会計基準では、転換社債本体から買いする課税ルールの必要がある。
」事を指摘してい戻した株式オプションのオプション料は資本の部

る。

付

３）

４）

から控除（資本取引）され、別途発行するワラン

本稿は、転換社債型新株予約権付社債の発行体

ト部分のオプション料まで資本の部に算入（資本の会計処理において、日本基準が区分法の他に一取引）し、一連の取引全てが資本取引となってい括法を許容している事の是非に関して考察を行う

る。よって会計上のインパクトは転換社債のクーものである。新株予約権相当部分に関して、一括ポンのみですむ。一方、日本の場合、株式オプシ

法では償却原価法による償却を計上せず、区分法

ョン買戻しの部分に関して、会社法の制約ででは償却原価法による償却を計上する事によって差金決済にせざるを得ず、その時点で損益取引・利益の違いがある。また、現金条項を付与した場

時価評価となってしまうという違いがある。橋本合、一括法と区分法では財務比率（ROE 等）に（2010）は、現金決済条項付転換社債の事例と違いがでる。よって一括法と区分法では市場の反して事業会社である日立金属の現金決済条項付ユ応に違いがある可能性があり検証を行う。さらにーロ円債建転換社債を取り上げており、米国会計

シグナリング仮説が成立しているか否かの実証研

基準、国際会計基準また日本基準（JGAAP）間究の報告には、さまざまな報告があるので更なる５）６）– 102 –

ハイブリッド証券に係る市場の反応と会計処理に関して（山田）蓄積を試みるものである。一例としてリキャップ

会計基準適用指針公開草案第19号「払込資本を増

CB の場合、自己株式購入を同時に行うものなの加させる可能性のある部分を含む複合金融商品にで、経営者が、自社株を介して、自社株が過少評

関する会計処理（案）を公表したが、公開草案の価されているという情報を市場に伝達し、その情対象は、取得の対価が「現金」のみの場合と、お報を受けた市場参加者がその情報から過少評価のよび取得の対価が「自己の株式」の場合のみで、是正をする事でその企業の企業価値が上昇するも「現金」と「自社の株式」であるタイプに関してのである。また、同一企業による複数回発行するは見送られた経緯がある。その後、2007年４月

際で、現金決済条項を含む場合と含まない場合がに企業会計基準適用指針第17号「払込資本を増加あるので市場の反応の検証を行う。現金決済条項

させる可能性のある部分を含む複合金融商品に関付転換社債に関しては、希薄化を抑制するのが特する会計処理」（以下「新株予約権等適用指針」

徴的な性質の転換社債なので、確認を行うものでという）が公表され、取得条項付転換社債型新株ある。

予約権付社債の会計処理が追加され、取得の対価

次に、会計処理に関しては、まず転換社債型新が「現金と自社株式」の場合に関しても規定され

株予約権付社債であるが、わが国では区分法の他た。規定には取得の対価別、また取得と同時に消に一括法も選択できる事になっている。実務では却する場合とそうでない場合の経理処理が網羅さ

ほぼ一括法で経理処理を行っている。一方米国会れている。概要を図表１にまとめた。

計基準では基本的には、一括法で、現金転換特性

現金および株式の組み合わせにより決済可能ながある場合は、区分法である。さらに社債の要素

転換社債型新株予約権付社債は、発行者側に買いが大きくなるので利息は普通社債のイールドにも戻す権利がついており、また社債額面金額相当分とづいて計上される。また、国際会計基準では区を現金で、時価と額面との差額分を自社の株式で分法である。日本基準は一括法の場合、区分法と決済する事になっている。しかしながら自社の株比較すると新株予約権相当の分、償却原価法によ式を引き渡す額面超過分について発行企業側におって償却を行わないので相対的に利益が大きく計

いて損失の計上の場合があるので、社債額面金額上されるという問題がある。さらに、発行に伴う相当額を現金で支払うなど一定の要件を満たす場

開示内容が十分かつ適切であるかどうかという問合に限り損失を計上しなくて済む処理を認める事

題があり、リキャップ CB の発行の目的に企業全にしたものである。取得の対価が現金と自社株式体の資本コストを低くする事があげられるが、借の組み合わせの場合で一定の要件９）を満たす場

入金利が著しく低い状況の中では必ずしもあては合とそうでない場合では損益の認識が違い、前者

まらない事を懸念する。

では損益認識をせず、後者では損益認識をすると次に現金決済条項付転換社債型新株予約権付社いう違いがある。田中（2007）は、企業会計基債に関して、橋本（2010）も指摘しているが、準適用指針第17号（第51項、第52項）での「転各会計基準において経理処理がまちまちであり、換社債型新株予約権付社債に付された新株予約権

国際会計基準において株式オプションは時価評価を行使することと自社の株式のみを交付する従来であるが、日本基準および米国会計基準は時価評の転換社債と経済的実質が同一である事から整合価を行っておらず統一されていない面がある。わ

させる事にした。
」という説明に対して、はたしが国においては ASBJ が、2006年９月22日に企業て同一であろうかと疑問を投げかけている。
また、– 103 –

年報 経営ディスクロージャー研究

2017年３月

第16号

図表１ 取得条項付転換社債の取得するときの会計処理（発行者側の処理）

取得条項付転換社債の取得するときの会計処理（発行者側の処理）取得と同時に消却する事が事前に明らかである 取得と同時に消却する事が明らかでない場合
場合
得の対価

区分法

一括法

区分法

一括法

社債の対価部分については、自己社債の取得に
準じて処理
現金

繰上償還する場合に準じて処理。取得した転換
社債型新株予約権付社債の帳簿価額とその対価としての払出価額との差額を当期の損益として
計上

自社の株式

転換社債型新株予約権付社債に付された新株予約権が行使された場合に準じて処理。一括法あるいは区分法でも損益は生じない

現金と自社の株式 社債の対価部分は自己社債の取得に準じて、新株予約権の対価部分
は自己新株予約権の取得に準じて処理

新株予約権の対価部分については、自己新株予約権の取得に準じて処理

転換社債型新株予約権付社債に付された新株予約権が行使された場
合に準じて処理（田中 (2007)、伊藤、萩原 (2008) および名越 (2016)を参照し、筆者作成）

名越（2016）は、株価が転換価額を上回るケー

２．制度的議論スとそうでないケースを区別する考え方に一定の合理性があると思われると述べている。前者が額2.1 米国企業の配当リキャップ

面現金決済型とよばれる取得条項で、後者がソフトマンダトリー条項である。

リキャップ CB の原型と言えるもので、米国において原則として未公開企業を対象とする投資活

一方、国際会計基準では、会計と税制が交錯す動である。具体的なスキームは、Private Equity

る観点であるが、１円でも現金を混ぜると時価評

Firm がファンドを通じ未公開企業に対して投資価の対象となり株価上昇時のタックスメリットがを行う。未公開企業は配当を行うために負債調達得られる事になる。橋本（2010）は、このようを行うものである。税制上のメリットはあるもの

なリスクが生じる要因は Bet の取り扱いが統一さの、金利上昇局面においての財務上の負担が生じれていない事に起因し、この問題が波及するのはる。

会計上どちらの方向に統一すべきかという問題より、資金調達を行う際の課税扱いの不整合で、日2.2 日本企業のリキャップ CB

本企業の利用できる調達手段が海外企業に対して

CB 発行による負債性資金調達と自己株式の取限定されてしまう可能性も内包しているという点

得による株式資本からの控除を同時に行うものを指摘している。この点に関しては別稿で論じたで、メリットとしてゼロクーポン債の場合が多くい。

利払いの必要がなく、資金調達コストが少なくて済む点、また ROE の向上などがあげられる。

– 104 –

ハイブリッド証券に係る市場の反応と会計処理に関して（山田）

図表２ 転換社債型新株予約権付社債および現金決済条項付社債の会計処理

転換社債型新株予約権付社債（発行体側の会計処理）および株式のみによる決済
日本会計基準米国会計基準国際会計基準Ｂ／Ｓ

一括法と区分法がある（実務上 社債部分と転換権が密接に関連 区分法（転換権は、行使した場
は、一括法を適用）する場合で、かつ in the money 合に発行される株式の数が固定でなければ基本的に払込金額の 化されているので、固定対固定
全 額 が 負 債 と し て 計 上 さ れ る。要件（fixed to fixed ) を満たし、なお、転換社債に現金転換特性 社債としての負債と転換権としがある場合は、社債と転換権の ての資本に区分して計上するも区分が必要である。
の）Ｐ／Ｌの利息一括法および区分法ともに、表 一括法の場合は、クーポン部分
面上のクーポンおよび償却原価 のみ。区分法の場合は普通社債を計上。ただし償却原価計上分 のイールド。
は一括法の方が小さい。

時価評価

取得時のみ全体を時価評価取得時のみ全体を時価評価

普通社債のイールド
株式オプションについて時価評価

現金決済条項付転換社債（発行体側の会計処理）および P ar C ash 決済
日本会計基準米国会計基準国際会計基準Ｂ／Ｓ

一括法では全体を負債として計 負債および資本（株式オプショ 一部でも現金決済の可能性があ上（実務上は一括法を適用）
ン）を区分計上る場合、転換権に該当する部分
は負債に含まれ、社債の部分とは区分される。転換権は非資本性デリバティブとして毎期時価評価される。

Ｐ／Ｌの利息一括法および区分法ともに、表面上のクーポンおよび償却原価を計上。ただし償却原価計上分は一括法の方が小さい。

時価評価

取得時のみ全体を時価評価

普通社債のイールド
取得時のみ全体を時価評価

普通社債のイールド
株式オプションについて時価評価

P ar C ash 決済：転換時の決済につき、額面部分を現金でパリティ100を超える部分については株式で決済
橋本 (2010) を参照し筆者作成

2.3 会計処理

かの議論を経たのち、米国でも一括法が中心とな

転換社債型新株予約権付社債（日本の場合、リった。背景としては構成要素の分離不可能性およキャップ CB を含む）と現金決済条項付転換社債

び測定の困難性があげられる。但し、転換時に現に関する経理処理に関して、国際会計基準、米国

金転換特性がある場合は区分処理が必要である。

会計基準、日本基準を整理し図表２に記載した。

日本基準は、株式のみによる決済の場合、新株予

まず、現金決済取得条項が付いていない転換社

約権相当分に対して償却原価法による償却を行わ

債型新株予約権付社債（リキャップ CB 含む）のなくていいかという課題が残る。一方、国際会計

経理処理に関しては、日本基準では一括法と区分基準では社債部分と新株予約権部分に分解し普通法の選択は可能ではあるが、実務上は殆ど一括法

社債のイールドにて金利費用を認識する。国際会を適用している。一括法では、発行者側の発行時計基準との比較では米国会計基準で一括法の方がの会計処理は普通社債の発行に準じて処理をす

利息相当分 ROE の数値が高くなる。なお、日本る。次に米国会計基準であるが、一括法か区分法基準で一括法を適用した場合も同様の懸念がある– 105 –

年報 経営ディスクロージャー研究かと思われる。

2017年３月

第16号

指摘している。

次に現金決済条項付転換社債であるが、各会計基準間でまちまちである。まず、米国会計基準で３．先行研究─市場の反応─

は、EITF90-19、EITF03-7お よ び EITF07-2の議論を経て、現金決済の可能性のある転換社債は

3.1 志馬の実証研究（2015）

FASB Staff PositionAPB14-1にて区分法で処理

志馬は、イベントスタディによってリキャップされる事が要求された。また、転換（決済、償還）CB の発行に対する株式市場の反応を分析した。

時には、帳簿価額ではなく時価に基づいて処理すサンプルは2008年２月から2015年７月迄の間にる点が、日本の取得条項付転換社債と大きく異なリキャップ CB を発行した36件であり、そのうちる点である。一部でも現金決済の可能性があると３件は複数回発行の会社である。分析の結果、シ発行要領に定められている場合、それに従った取グナリング仮説の「株価上昇効果仮説」が成立し得・償却は転換とは異なる経済的実質と見なす事ており、株式市場はリキャップ CB の発行を、企である。また山田（2008）は、一部現金で決済業の成長機会として捉えている事を報告していされる転換社債の会計の問題に関して、一括法かる。株価の反応の決定要因分析（重回帰分析）は区分法かというよりも、新株の無償交付部分をど

以下のモデルを使用している。

れだけ利益に反映させるか、換言すれば、既存株

CAR=C+aCBDebt+bBuyStockMoney

主から外部者へ富の移転をどのように利益に反映させるかという問題である事を明示している。

10）+cCBPremium+dOwner+eROE+μ （1）CBDebt：CB 発行額の総資産比率

さらに、国際会計基準においては、従来の資本概

BuyStockMoney：自社株用資金比率

念から外れ、通常のデリバティブ契約と近い取り

CBPremium：CB アップ率（CB の株式転換価格と発表時株価との差額比率）

扱いがなされており、株式オプションに関しては時価評価となる。転換権に該当する部分（コールOwner：自己資本比率

オプション）は負債に含まれ、社債部分とは区別

決定要因は、０日〜３日、０日〜10日、０日〜30される。負債とされた転換権は非資本性デリバテ

日の各値にて行っている。分析の結果０日〜３日

ィブとして毎期時価評価される規定になってでは、CBPremuim のみが正の値で有意であり、いる。ただし、適切な時価評価の方法が確立され０日〜10日、０日〜30日では、決定要因の分析ているかの懸念と時価評価自体行う必要があるか

結果、自社株用資金比率が負で有意であり、このという疑問が残る。さらに名越（2016）は、米

事は投資家が負債資金調達による自己株式に対し国会計基準および国際会計基準でみられる「一部て否定的な判断をしていると示唆していると報告

現金決済型」の転換社債は、日本の取得条項と似している。また ROE が、正でかつ有意であり、ており、現金と自社株式の組み合わせによる取得

CB で調達した資金運用能力に関心がある事を示と消却に該当するものの、米国会計基準と国際会

唆していると報告している。

11）

計基準では、決済の方法について、発行企業と転換社債の保有者いずれかの選択による事を発行要

3.2 重本の実証研究（2015）

領で規定する事が可能であるが、日本の取得条項

重本は、地方銀行のリキャップ CB 発行の目的

では、発行企業による選択という違いがある事をに関して短期的な視点として第一にシグナリング– 106 –

ハイブリッド証券に係る市場の反応と会計処理に関して（山田）仮説、第二に財務優良仮説12）、第三に資本コスト分類に対してより sensitive である事を示唆した。

低減仮説をあげている。事例分析を行い、地方銀行のリキャップ CB の発行に対する株式市場の反

3.5 先行研究からの知見と分析されていない領域

応をイベントスタディ等にて分析した。サンプル

実験的アプローチによる先行研究では、
分類（資は2013年から2014年にかけて発行した地方銀行

本と負債）に加えて性質の開示が重要である事がによって発行された６件である。分析の結果、地示唆された。性質の中には、現金あるいは株式に方銀行の場合、シグナル仮説が成立しているとはよるかの決済方法もあげられている。また分析さ言えないと報告している。資本コスト低減仮説にれていない領域には以下があげられる。第一にリ関しては、現段階では検証する事が難しいとしてキャップ CB の中にも現金決済条項付転換社債型

今後の課題としている。さらに長期的視点として新株予約権付社債もあるが、現金決済条項付の性第一に自己資本比率の回復・上昇、第二に調達資

質に関しての市場の反応は分析されていないかと金の海外投資をあげている。

思われる。第二に資本コスト低減仮説に関して分析されていない点があげられる。

3.3 Patric E. Hopkins の実験計画による研究（1996）

４．仮説の導出─市場の反応─

Hopkins は、強制償還優先株（MPRS）に関して、バイサイド（Equity Analyst）の株価への転換社債型新株予約権付社債においてリキャッ

判断を実験的アプローチにて分析した。以下の仮プ CB がある。リキャップ CB に関しての先行研説を設定し、その結果、資本として予見された場

究ではシグナル仮説の「株価上昇効果仮説」が成合より負債として予見された場合の方が株価が高立しているか否かの研究は幾つかあるが、研究結いという分析結果となった。

果の報告さまざまである。今後も実証分析の蓄積

仮説：企業が MPRS を発行する旨オッファーすが必要かと思われる。会計情報を利用した企業価

る際、負債として分類した方が、株価は低値評価をあらためて検証する。志馬（2015）の下するとアナリストは予見する。

先行研究では、「ROE 項が正かつ有意である事をもって CB で調達した資金運用能力に関心があ

3.4 Shan Clor-Profell, Lisa Koonce,andる。
」と報告があるが、会計処理（一括法、区分法、Brian White の実験計画による研究（2016）

負債計上等）によって投資家の反応も変わってく

Hopkins の研究が、バイサイドの株価の判断をる事を示唆しているかと思われる。また日本会計行ったものに対して、Creditor 判断に係る分類と基準の場合、実務では一括法が採用されており、性質（feature）の影響を実験的アプローチによっかつ新株予約権相当部分の利息も費用計上されてて分析した。分析の結果、性質に関して効果的ななく、国際会計基準適用会社と比較して、より開示を示唆した。典型的な性質は以下をあげてい

ROE を引き上げている要因があるかと思われるる。Maturity, Priority in liquidation, Voting

が、本稿では分析をリキャップ CB に限定した場

Right, Settlement in cash or common stock,

合とリキャップ CB を含む転換社債型新株予約権

Dependence on profitability がある。また Equity

付社債にし、また額面現金決済の取得条項の有無

Analyst は ,Credit Analyst よりも貸借対照表上のによって市場の反応を確認した場合の両方にて行– 107 –

年報 経営ディスクロージャー研究

2017年３月

第16号

い、さらにシグナル仮説「株価上昇効果仮説」がの３日間とした。推定期間はイベント発生前120成立するか否かまた決定要因の検証を行う。利息

日前から30日前の90日間とし、t 値は推定期間の費用に関しては事象の確認ができないので検証は標準誤差にて代用しイベントウィンドウ期間の異できないが会計基準によって株価の決定要因に影常リターンを標準偏差にて割ったものとした。
サンプルは、日本取引所グループホームページ

響を与え過大な反応が起きているか懸念されるとの転換社債型新株予約権付社債銘柄一覧およびころである。

E.O.L にて転換社債型新株予約権付社債を検索項目として抽出した。リキャップ CB のサンプルは５．リサーチデザインおよびデータ

32件で、リキャップ CB を含む転換社債型新株予約権付社債は56件である。

モデルは、基本的には志馬が使用したものに、取得条項に額面現金決済型の有無に関するダミー変数（β3D）を加えたものをモデルとした。

６．分析結果CAR=α+β1CBDebt+β2BuyStockMoney+β3D+
β4CBPremium+β5Owner+β6ROE+μ（2）

基本統計量は、リャップ CB に限定した場合、また、累積超過収益率の算定は「市場リターン

図表3−1を参照。従属変数は CAR、独立変数は控除法」を用いた。さらに、同一企業が複数回発

CBDebt：CB 発行額の総資産比率、Buy Stock

行する場合は、単一企業のイベントスタディとしMoney：自社株用資金比率、ダミー変数（額面て分析を行う。分析では「市場モデル」
を使用し、現金決済型の場合は１、額面現金決済型でない場

イベントウィンドウ期間は、市場が情報を織り込

合は0．CBアップ率、自己資本比率、ROEである。

むのに時間がかかる場合や、逆に情報に過剰反応

基本統計量は、転換社債型新株予約権付社債のしすぎてその後に揺り戻す場合や、情報公開前に場合、図表3−2を参照。従属変数は CAR、独立

それが一定程度織り込まれているといった場合に変数は CBDebt：CB 発行額の総資産比率、ダミ対処するためにイベント前後日を含む t-1, t, t+1

ー変数（額面現金決済型の場合は１、額面現金決

図表３－１ 基本統計量（リキャップ CB に限定した場合）
最小値

CAR

CB Debt

Buy Stock Money

ダミー変数

CB Premium

Owner

ROE

-0.1849

0.00200.16670.00000.0691

0.0485-0.0118

中央値

0.00770.04680.46670.00000.30040.41150.0621

平均値-0.00170.0526

0.58950.38710.30180.39550.0705

最大値

0.06890.19981.50001.00000.80340.84140.1698

図表３－２ 基本統計量（リキャップ CB に限定しない場合）
CAR

CBDebt

ダミー変数

CB Premium

Owner

ROE

最小値

-0.1849

0.00200.00000.0691

0.0485-0.0118

中央値-0.00850.04420.00000.29980.4166

0.0627

平均値-0.01450.05740.32140.29390.39040.0746

最大値

0.06890.41881.00000.80340.8414

0.2366– 108 –

ハイブリッド証券に係る市場の反応と会計処理に関して（山田）

図表４ 累積収益率分析結果
リキャップ C B 債

全体

N

32

平均累積超過収益率

13-0.0018

転換社債型新株予約権付社債

全体

N

56

平均累積超過収益率

取得条項（額面現金決済型） 取得条項（額面現金決済型）無190.0013-0.0040

取得条項（額面現金決済型） 取得条項（額面現金決済型）無18-0.014538-0.0064-0.0183

リキャップ C B 債

全体

累積収益率が正

累積収益率が負

N

32

19

13

平均累積超過収益率-0.0018

0.0275-0.0449

転換社債型新株予約権付社債

全体

累積収益率が正

累積収益率が負

N

56

24

32

平均累積超過収益率-0.01450.0090-0.0312

図表５－１ 重回帰分析（リキャップ CB に限定した場合）
係数

標準偏差

定数項

0.00570.0291

β1

CB Debt-0.20880.3112

β2

Buy Stock Money-0.01410.0321

β3取得条項（額面決済型）有無 Dummy-0.01110.0204β4CB Premium

0.1535 ＊＊有意0.0578β5

Owner-0.0183

0.0699β6ROE-0.3234

0.2057＊＊は５％有意済型でない場合は0．CBアップ率、自己資本比率、

いづれの場合も平均累積株価収益率はマイナスなROE である。

ので、株価上昇効果仮説が成立とは言えない事が分析結果は、リキャップ CB に限定したサンプ

確認された。図表４を参照。

ル32件のうち取得条項で額面現金決済型は13件

サンプルをリキャップ CB に限定した場合、決確認された。また。転換社債型新株予約権付社債

定要因の重回帰分析の結果、CB Premium（CBのサンプル56件のうち取得条項で額面現金決済アップ率）が正の値で有意であった。図表5−1をは18件確認された。わが国でも希薄化を回避する参照。先行研究の志馬（2015）と同様の結果と事を目的に取得条項（額面決済型）を付けた転換なった。取得条項を含めた他の変数は、株価変動

社債が増加している。詳細はAppendix
（A）
．
（B）

に反映されていない事を示している。

を参照。また累積収益率に関して、リキャップ

サンプルが転換社債型新株予約権付社債の場

CB に限定した場合、正の値は19件、負の値は13合、決定要因の重回帰分析の結果、CB Debt、取件確認された。また、転換社債型新株予約権付社得条項（額面現金決済）、CB Premium（CB アッ

債では、正の値は24件、負の値は32件確認された。

プ率）は正の値ではあるが、有意な数値ではなか– 109 –

年報 経営ディスクロージャー研究

2017年３月

第16号

図表５－２ 重回帰分析（リキャップ CB に限定しない場合）
係数

標準偏差

定数項

-0.0160.0208β1

CB D eb t

0.205

0.1173

β2

取得条項（額面決済型）有無 Dummy

0.007

0.0147β3

CB Premium

0.080

0.0461

β4

Owner-0.0280.0360β5ROE-0.3400.1505

図表６ 日本ハムの異常収益率

日本ハム（株） 異常リターン（AR）

2010/ ４ /02/12無担保転換社債 2014/03/07ユーロ円建転換社債
型新株予約権付社債の発行に関 型新株予約権付社債の発行に関するお知らせするお知らせ（転換条項および取得条項（額面決済型）を付す）
異常リターン（t-1）-0.0111-0.0033

異常リタン（t）

0.0201-0.0084

異常リターン（t+1）-0.0568

0.0128CAR-0.04770.0011CAR-4.80%

0.11%

t値（-0.36）（＋1.12）

リキャップ債

図表７ 額面決済型異常収益率

取得条項付（額面決済型）の累積収益率の分析

N
新株予約権付社債

全体

累積収益率が正

累積収益率が負13７６

取得条項付（額面決済型）の累積収益率の分析

N

全体

累積収益率が正

累積収益率が負18８10であった事が確認された。

った。図表5-2を参照。
同一企業が複数回発行する例として日本ハム

なお、取得条項で額面決済型の CAR（市場リ（株）を取り上げた。日本ハム（株）は2010年に公募

ターン控除法による）に関してリキャップ CB とにて無担保転換社債型新株予約権付社債を発行しリキャップ CB を含む転換社債型新株予約権付社ており、2014年にユーロ円転換社債型新株予約債に関して分析したものを図表７にした。

権付社債を発行している。後者の場合は、取得条分析の結果、リキャップ CB の場合、13のサン

項に額面決済型を付けており、希薄化を抑制する

プルのうち、
累積収益率が正であったものが７件、工夫がなされている。図表６を参照。

累積収益率が負であったものが６件確認された。

2010年のイベント時の CAR はマイナス4.7% でまたリキャップ CB を含む転換社債型新株予約権あったが、2014年のイベント時の CAR は0.11%

付社債の場合、18のサンプルのうち、累積収益率– 110 –

ハイブリッド証券に係る市場の反応と会計処理に関して（山田）が正であったものは８件、累積収益率が負であっ

債とワラント債に関して経済的実質は同一である

たものは10件確認された。

にも関わらず、転換社債に一括法を許容し、ワラント債に区分法を適用する事が比較可能性の観点から問題があり、かつ分離型ワラント債および転７．開示の事例

換社債間で財務的帰結に差がないという視点である。

富士機械製造（株）の事例
富士機械製造（株）は、平成28年３月９日に、

３）発行条件の適正化「2021年満期ユーロ円建取得条項付転換社債型新一括法の根拠とされていたもので、十分なオプ

株予約権付社債の発行に関するお知らせ」を公表

ションプレミアムを徴収していない場合、既存株

しているが、その記載の中に見込まれる効果とし主との間で公平性が保たれないという観点であて「負債増加・資本減少による資本コストの減少」

る。

がある。富士機械製造（株）の場合、借入金利が著４）利息の過少計上
区分経理を行わないと転換権に対して払い込ま

しく低い状況の中で、当該リキャプ CB を発行する事によって資本コストが低減すると記載するのれた金額で社債利息を過少計上する事になる。

は、適切ではないかと思われる。

以上の論点に関して、次のような議論が展開されている。転換権が公正な評価で発行されているならば既存株主も市場メカニズムによって保護さ

８．理論的考察れる。
区分法の方法に関する様々な議論に関して、会計処理に関して貸借対照表、損益計算書上の野口（2004）が取り上げている。他に、同じ自利息、時価評価に関して理論的考察を行う。まず社株に対する購入選択権でありながら、転換社債

リキャップCBであるが、第一に貸借対照表では、には一括法、ワラント債には区分法が適用された負債と資本に区分すべきかどうかという基本的なため、わが国では、金融機関に対する規制緩和に課題があり、第二に利息の計上の必要性、第三による競争の激化から、特別目的会社を通じて転換時価評価の必要性の有無である。

社債をワラント債に組み替えるリ・パッケージ債の仕組みが必要以上に利用されてしまった事も指

8.1 貸借対照表

摘している。また、わが国において区分法以外に

まず、区分法を用いる意義を考察する。区分法も一括法が許容され裁量性があり、実務上一括法

か一括法かの議論であるが、以下の論点があるかが使用されている背景は、転換社債がストックオと思われる。

プションと違って一応独立当事者間取引であるた

１）不可分性と測定の困難性

め「発行時点での公正価値」は払込価額と同額と一括法の支持の根拠となるものであるが、社債して扱う事に合理性があると考える事があったかと転換オプションはどちらも独立には存在しえなも知れない。但し議論の分かれるところである。

いという考えである。

会社法での大きな転換は「オプションの公正価値

２）経済的実質は算定が前提」
である事から、「独立当事者間取引」

区分法の支持の根拠となるものである。加井（1997）は、以下の視点を整理している。転換社の議論上で区分法、一括法の議論をすべきではない。

– 111 –

年報 経営ディスクロージャー研究

2017年３月

第16号

相違であり、社債利息を計上する事に対して反対

公正価値に関連して、公正価値測定によって算定されたオプションプレミアムを発行条件に反映する要因も少なくなってきたかと思われる。

させる事に関して、「川北（1988）は、行使価格

一方、齋藤（2010）は、ストックオプション

を変化させオプションプレミアムを発行条件に反の会計基準の議論の中で、「行使時点の株価が行映させるにはアップ率の弾力化を図る必要がある

使価格を超える分に相当する額を株式で決済すると主張した。アップ率は狭い範囲内で、かつ固定から資本であり、現金で決済するケースもあり、的かつ一律に運営されていたようである。また川その場合負債ないしは条件付負債になると言われ北（1988）は、「十分なオプションプレミアムをる事がある。しかしながら、株式決済の場合でも、徴収していない転換社債発行においては、既存株会社は決済を行う上において自社の株式を市場か

主は転換社債の買い手、すなわち新しい投資家にら買い入れ、同時にそれを行使価格で売り渡すと比べて極めて不利な立場におかれる事になるのでいう決済方法も考えられ、実質的には現金決済と既存株主の株主権の侵害に直結するものである。
」

変わらず、負債か持分かという２分法な議論にはと述べている。しかしながら抽出されたサンプル

疑問が残る。
」と指摘しており、負債か資本かと（2000年代）では、アップ率は狭い範囲ではなくいう議論の枠組みを超えて議論すべきかとも思わなったかと思われる。

れる。

一括法か区分法かという議論に関しては、次項

会計処理に関しては、取得の対価が現金と自己で述べる新株予約権に相当する償却原価を社債利株式の両方である場合の日本の企業会計基準適用

息として計上するかしないかという問題が主たる指針第17号をあらためて図表８にて整理した。取

図表８ 取得の対価が現金と自己株式の両方である場合の会計処理
取得の対価が現金と自己株式と両方の場合取得と 同時に消却する 事が明ら かな場合

一括法
no （区分法）

no
yes
一括法
no （区分法）
yes

yes
取得と 同時に消却し た時に損益は発生する 。 (1)

一定の要件を 満
たす場合
yes

転換と 同じ よ う にみな

取得と 同時に消却するすため、 償却し たと き

時に損益は発生する 。

に損益は発生し ない。

自己新株予約権付社債

消却の際に損益は発生

消却の際に損益は発生する 。 (3)する 。 (4)(3)と(4)の損益は一致しない。

は時価にて認識(2)(1)と(2)の損益は一致しない。

（田中（2007）、名越（2016）を参照し筆者が作成）– 112 –

ハイブリッド証券に係る市場の反応と会計処理に関して（山田）得と同時に消却する事が明らかで、一括法を選択においても時価と払込額との差額を損失として認し、かつ一定の要件を満たす場合に損益は発生し識するところへ行きつく可能性16）があるとしてないが、田中（2007）が指摘するように自社の検討を要する事を指摘している。ただこの点に関株式のみを発行する従来の転換社債と経済的実質しては大日方（1994）も指摘した「低利発行はが同じではないかと思われる。自社の株式のみのキャシュフロ─を擬制せざるをえず、ひとつのキ

場合、転換社債型新株予約権付社債の新株予約権

ャシュフロ─から資本と利益を同時には計算しなを行使した場合と経済的実質は同じであるため、

いので、わが国の会計ルールはいずれの区分にも転換社債型新株予約権付社債の帳簿価額の額を株中立的であるので評価する事ができる。
」という式に振替えるのは解釈可能であるが、現金と自社考えを支持する。この事は、資本と利益の区分に株式を組み合わせた場合、経済的実質が同じであ関わる基本原則として、現行ルールを支えている

るとは限らないかと思われる。

もののひとつで、「一つの財のフローについては、

また、
一部現金で決済を行う転換社債に関して、資本と利益の増減はいずれひとつしか生じない。
」

山田（2008）は次のように述べている。
「一括法という事である。よって、毎期時価評価する方法

あるいは区分法の議論というより、新株の無償交も含め、既存株主から富の移転をすべて費用化す

付部分をどれだけ利益に反映させるか、換言すれる処理方法は、賛成できないと考える。

ば、既存株主から外部者へ富の移転をどのように利益に反映させるかという問題でもある。
」
また、

8.2 利息計上

具体的には以下の内容である。
「米国会計基準では、一部現金にて決済

転換社債型新株予約権付社債がプレミアム付きを行う転換社債は区分で発行されたとした場合、一括法では、その発行法にて処理を行う。発行会社にとって経済的な利価額と額面の差額が社債プレミアムとして認識さ息費用を計上するものであるが、転換時において、れる。一方、区分法では、転換社債型新株予約権

普通社債の価値変動部分は転換時に損益に反映す付社債の発行価額を社債部分と新株予約権とに区るものの、転換オプション部分の価値変動分に関分するものである。名越（2003）は、「新株予約

しては、転換社債全体から普通社債部分を控除し権付社債の額面と表面利率が同じである普通社債て算出する。この部分は損益に反映せず持分と調が発行される例をあげ、その場合、普通社債の発整とする。また社債発行差金の即償却化分および行価額は新株予約権付社債のそれより低く設定さ利子率の変動分は費用化する。このうち利子変動れるはずであるとし、区分法では、この普通社債費用に関しては経済的な利息費用を計上とはいうの発行価額に基づいて社債プレミアムが計算されものの、表面利率以上の費用化をしており、転換る。そこで計算される場合の社債プレミアムは、時に行使されて新株が発行されたときに新株に対一括法の場合の社債プレミアムよりも小さくなる

する払込みでない部分から生じている。さらにこか、あるいは社債発行差金が認識される事もあの経済的な利息費用はストックオプションの会計る。
」と述べている。つまり一括法だと転換権に基準の影響を受けていると思われる。
」と述べ対して払い込まれた金額で社債利息を過少計上ている。さらに毎期時価評価する方法も含め、既し、逆に区分法の場合だと利益が小さくなる。よ存株主から富の移転をすべて費用化する処理方って利息計上という観点からも一括法ではなく区法

分法での処理を検討すべきかと思われる。

13）

14）

15）

も紹介しているが、時価以下での新株発行– 113 –

年報 経営ディスクロージャー研究

2017年３月

第16号

Appendix（A）転換社債型新株予約権付社債：リキャップ CB サンプル32 件
発行体企業

イベント日

取得条項（額面現金決済型）
Dummy 有 =1,
Dummy 無 = ０

１ テンプホールディングス㈱2010/ ２ /12０

２ 日本ハム㈱2010/ ２ /12

０

３ ヤマトホールディングス㈱2011/ ２ /17

０

４ KDDI ㈱2011/11/28

０５ イオンクレジットサービス㈱2012/ ３ / ６１

６ ㈱静岡銀行

2013/ ４ / ９

１

７ 日本ハム㈱2014/ ３ / ７１

８ 東レ㈱2019年 &2021満期

2014/ ５ /22

０９ ㈱ヤマダ電機

2014/ ５ /27

１

10 カシオ計算機㈱2014/ ７ / ７０

11 東邦ホールディングス㈱2014/12/ ９

０

12 OBARAGroup ㈱2015/ ３ /19０13 ㈱ T&D ホールディングス

2015/ ５ /20

１

14 ㈱ SANKYO

2015/ ７ / ７０

15 富士機械製造㈱2016/ ３ / ９０16 ㈱大分銀行

2014/12/ ２

１

17 ㈱群馬銀行

2014/ ９ /25

１

18 日立金属㈱ 2016年 &2019年満期

2007/ ８ /28

１19 ㈱ヤマダ電機 2013年 &2015年満期

2008/ ２ /26

０

20 ジェイエフイーホールディングス㈱2008/ ２ /28

１

21 アサヒビール㈱ 2023年＆2028年満期

2008/ ５ /13

１

22 日本セラミック㈱2013/ ４ / ８

０23 ㈱岩手銀行

2013/ ７ / ９１24 ㈱山口ファイナンシャルグループ

2013/12/ ４０25 ㈱常陽銀行

2014/ ４ / ８

１

26 ㈱ユーシン

2014/ ９ / ２

０27 ㈱アデランス

2014/ ９ /17０28 ㈱エディオン

2014/ ９ /17０29 ㈱ LIXIL グループ2020年＆2022年満期

2015/ ２ /16

０

30 サムティ㈱2015/ ３ / ４０

31 ㈱九電工

2015/ ２ /26

０32 ㈱ニフコ2015/ ４ /13

１（筆者作成）
１ -17は自社株購入 / 転換社債発行比率50％以上
18-32は自社株購入 / 転換社債発行比率50％未満

8.3 時価評価

る場合は、社債と転換権の区分は必要であるが、日本基準では、取得時のみ全体を時価評価する。

転換部分（株式オプション）に関して時価評価を

米国会計基準では、転換社債に現金転換特性があ行わないので、転換時に損益が発生する事はない。

– 114 –

ハイブリッド証券に係る市場の反応と会計処理に関して（山田）Appendix（B）転換社債型新株予約権付社債：リキャップ CB 以外サンプル32 件
発行体企業

イベント日

取得条項（額面現金決済型）
Dummy 有 =1,
Dummy 無 = ０１ 東北電力㈱2015/ 11 /17

０

２ 日本空港ビルディング㈱2015/ ２ /18

１

３ 商船三井㈱2014/ ４ / ８１

４ 住友林業㈱2013/ ７ / ９１５ 凸版印刷㈱2006/ ５ /25

１

６ 太陽誘電㈱2014/ １ / ９

０

７ スズキ㈱2016/ ３ / ７０

８ 日本郵船㈱2006/ ８ /31

１

９ イオンファイナンシャルサービス㈱2016/ ８ /30

０

10 昭和産業㈱2016/ ５ /30

０

11 ソディック㈱2016/ ４ / １

０

12 D C M ホールディングス㈱2015/ 12 / ４

０

13 ソニー㈱2015/ ６ /30

０

14 シークス㈱2015/ ６ /23

０

15 東プレ㈱2014/ ９ /12０

16 ㈱じもとホールディングス

2014/ ９ / ４

０

17 ダイソー㈱2014/ ７ / ４０

18 太平洋工業㈱2014/ ３ / ４０19 ㈱長野銀行

2014/ ２ /27

０

20 丸全昭和運輸㈱2014/ ２ /17

０

21 テンプホールディングス㈱2013/ ８ /27

０

22 横浜冷凍㈱2013/ ７ / １

０

23 ㈱荏原製作所

2013/ ２ /19

０24 北海道瓦斯㈱2012/ ９ /18

０（筆者作成）

一方、国際会計基準は株式オプションだけでなくと思われるので支持できない。

株式オプションを含む転換社債全体に対して毎期時価評価する。理論的な考察の必要性の他にオプ

９．結論

ションの評価方法で決定的なものが開発されていない事もあるかと思われる。さて、国際会計基準

本稿は、転換社債型新株予約権付社債（現金決であるが、オプションの価値変動は、権利行使を済条項を含んだ場合も含む）の発行体の会計処理行い事実が確定された段階で再測定を行い修正すにおいて、日本基準が区分法の他に一括法を許容る必要はあるが、継続的に時価評価を行う積極的している事の是非を考察してきた。まず、市場のな意味はないかと思われる。また、オプションの反応という観点では、転換社債型新株予約権付社

評価方法で決定的であるものが開発されていない債においてリキャップ CB に限定した場合、CB中で、時価評価を行う事は誤差の拡大に繋がるか

アップ率にポジティブな数値にて有意に反応する– 115 –

年報 経営ディスクロージャー研究事が確認されたものの、平均累積超過収益率はマ

2017年３月

第16号

４）株価上昇時に、発行株式数の増加を抑える事が可能で希薄化の抑制になる。転換社債の価格の発行の増加分の対価はイナスであったので、株価上昇効果仮説が成立す株式で、社債額面相当分の対価は現金で決済するもの。

るとは言えないかと思われる。次に、希薄化回避

５）Recapitalization の過程の中の取引で、発行会社が発行したを目的とした取得条項に現金決済を含んだ転換社

転換社債に含まれている株式オプションと期間も行使価格
も潜在株式数も全く同じコールオプションを購入する事で債に関しては、リキャップ CB をサンプルとした
場合は、正の累積超過収益率の件数が過半数を超ある。
６）パリティが100を超え投資家が転換を行う際、額面価値分は現金を交付し、残りのパリティ100を超える価値の部分につえた事が確認された。また CAR の平均は、リキャップ CB に限定した場合も、リキャプ CB を含

いては、その価値が相当する株式を交付する仕組みで、希薄化を抑制する手段として用いられるものである。

んだ場合でも、現金決済条項を付与された方が、

７）租税法上では、資本取引と損益取引の区分に関する学説と付与されない場合と比較して高い事が確認されは税引き前無リスク収益と同視する部分（実現の有無にかTime-value と Bet の区分に関する学説があり、Timevalueかわらず）を毎年所得として認識するもので、Bet は所得認た。一括法による会計処理が市場をミスリードし識した分だけ basis を引き上げ最終的に損益が確定した時にているか否かを本稿では検証していないが、実務上一括法で行っている会計処理を見直す契機となる市場の反応の確認ができたかと思われる。

basis と実際の額との差額を Bet に係る損益とする考え方である。
８）この問題は、法人段階における課税の意義とも絡む深淵な問題である。金子宏「法人税法における資本取引と損益取
引─「『混合取引の法理』の提案（その１「現物配当」）あ論点の会計処理において、一括法か区分法かにるいは、橋本慎一郎「Time-value と Bet- 法人税をめぐるついては、新株予約権相当に関して償却原価法によって償却を行い、社債利息の計上を行う区分法

金融商品の Tax Planning」を参照。
９）取得条項に基づく取得の対価の金額は、当該取得条項に基づき、当該転換社債型新株予約権付社債に付された新株予が妥当であると考えられる。また、既存株主から約権の目的である自社の株式の数に基づき算定された時価外部者への富の移転という観点からも、新株の無であること。２．当該取得条項に基づいて取得した際に消償交付の処理の観点からも区分法を支持する。近却することが募集事項等に示されており、かつ当該取得条

年取得条項付（額面現金決済型）転換社債の発行金の交付がすべて社債部分の交付に充てられ、自社の株式項に基づいて取得と同時に消却が行われていること。3．現が増加してきた状況を鑑みると、日本会計基準にの交付がすべて新株予約権の取得に充てられるように、現おいては、一括法を依然会計基準の選択肢として明確にされ、これらの額が経済的に合理的な額と乖離して保持する事の妥当性を検討する事が必要ではない

金と自社の株式を対価とするそれぞれの部分があらかじめいないことかと思われる。また、株式オプション部分の時価

10）山田（2012）は、一部現金決済の転換社債に関する３つの評価は、積極的に行う必要性はないかと思われる。

を用いて説明している。ViewB では、負債部分と資本部分会計処理（ViewA（一括法），ViewB（区分法），ViewC）
を区分し発行会社にとって経済的な利息費用を反映させており、この経済的な利息費用は、既存株主からの富の移転《注》を一部費用化する事を意味しているとし、ストックオプシ
ョンの会計基準で既存株主から富の移転を一部費用化して１）取得条件が取得通知の直前の最終取引日の普通株式の株価
が転換価額以下の時であり、交付財産は、現金と自社の株式の両方の場合が殆どである。この条項を付与する事で償還前の一定期間において経営環境や財務状況に応じ、発行いる事と同様の事であるという。
11）IASB（2003）para31および para33を参照のこと。
12）負債比率を高め自己資本比率を圧縮する事は、ROE などを高める反面、自己資本比率を下げる事になってしまう。財企業の判断で資本増強を図る事を可能にするものである。

務優良仮説は、リキャップ CB を発行する企業は総じて自己

２）同じ発行体が発行した複数の社債間において、利金や償還資本比率が高くて優良であり、一時的に自己資本比率を下金の受取に有利不利が生じないようにする為に付与される特約である。

げる余裕がある事である。
13）山田（2008）は、例として発行時額面100億円、転換時額面

３）他の債権の返済に劣後して返済を受ける債権に付与される特約である。

相当額100億円を現金決済、額面超過額20億円を株式決済にて処理する事をあげている。

– 116 –

ハイブリッド証券に係る市場の反応と会計処理に関して（山田）問題─現金と自社の株式による取得と消却を中心に─」『明大14）ストックオプション会計基準では、既存株主からの富の移転を一部費用化している。

商学論叢』第98巻第３・４号，47-63．

15）新株の無償交付部分をすべて費用化するもの。

野口晃弘．2004．
『条件付新株発行の会計』白桃書房．

16）大日方（1994）は、「新株の低利発行によって既存の株主に大日方隆．1994.『企業会計の資本と利益─名目資本維持と実現損失が生じたとみなならば、発行価格のディスカウント分概念の研究─』森山書店．

を会計上でも費用として把握する事も考えられよう。また、

Ramirez, J., 2015. Accounting for Derivatives-Advanced

この会計処理はわが国では容認されないのはいうまでもな

Hedging under IFRS9 (second edition). John Wiley & Sons

い。問題となるのは資本拠出（維持すべき資本の修正）たLtd.

る財のフローから、資本ばかりではなく、利益（費用）も齋藤静樹．2010．
『会計基準の研究 増補版』中央経済社．

計上している点である。
」と指摘している。

───．2010．
『企業会計とディスクロージャー [ 第４版 ]』東京
大学出版会．
齋藤純．2006．
「取得条項付新株予約権付社債の会計処理」大和

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Experienced Users Evaluate Hybrid
Financial Instrument. Journal of Accounting Research,
Vol.54No.5, December .
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著『租税法の発展』有斐閣，523-542.
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「日本企業よるリキャップ CB の発行」
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「リキャップ CB と市場の評価」『証券経済研究』第92号，75-91．
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田中健二．2006．
「会計上の資本の内と外」『會計』第169号第４号，1-12．
───．2007．
「現金決済型新株予約権付社債の会計」『會計』
第172巻第６号，1-12．
山田純平．2008．
「一部現金で決済される転換社債と転換損益の性格─既存株主からの富の移転と会計上の利益計算」『會計』

Classification of Hybrid Financial Instrument on Financial
Analyst Stock Price Judgement. Journal of Accounting
Research, Vol.34.

第173巻第１号，82-94．
───．2012．
『資本会計の基礎概念』中央経済社．
吉井一洋．2006．
「新株発行費用・社債発行差金が変わる」大和

池田幸典．2016．
『持分の会計』中央経済社．
伊藤眞、萩原正佳編著．2008．
『金融商品会計の完全解説改訂第７版』財経詳報社．
加井久雄．1997．
「転換社債の区分経理における経済的実質の優先の論理─経済的実質の解釈の多様性を前提としてー」『産業総研．
吉田康英．2016．
『IFRS ９金融商品の構図─ IFRS 置換プロジェ
クトの評価』中京大学経営双書 No．40
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経理』第57巻第３号，135-143．
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「新株予約権付社債の区分処理とストックオプ
ション」『企業会計』第55巻第７号，33-41．

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。

───．2016．
「取得条項付転換社債型新株予約権付社債の会計– 117 –

論稿

ヘッジ会計適用に関する考察─一般ヘッジと業種別ヘッジとの比較を中心として─
Hedge accounting in listed Japanese companies: Determinants of applicationof hedge accounting, and analyses of the differences in hedging methods

松

山

将

之（株式会社日本政策投資銀行

設備投資研究所）

 Masayuki MATSUTAMA, Development Bank of Japan Inc., Research Institute of Capital Formation
論文要旨
本稿は、日本基準におけるヘッジ会計の適用要因についての分析である。ヘッジ会計とは、デリバティブの収益認識のタイミングの変更を認める例外的な会計処理であり、会計分野の研究だけではなく、実務面における分析も、これまであまり行われてこなかった。しかし、日本の上場企業の約３割がヘッジ会計を適用し、また、IFRS ９への収斂が予定されていることから、今後、ヘッジ会計についても実務上への影響を踏まえた議論の重要性が高まることが予想される１）。
本稿は、日本基準におけるヘッジ手法に注目し、会計基準との整合性と実務上との関係について明らかにすることを目的としている。まず、日本基準におけるヘッジ会計の手法についてヘッジ要素との関係からの整理を行う。その上でヘッジ対象である金融商品とヘッジ手段であるデリバティブとの関係からヘッジ会計の適用要因についての実証分析を行う。更に、一般ヘッジと業種別ヘッジに注目し、手法によるヘッジ要素との関係の違いについて明らかにする。
本稿における分析の成果は、今後のヘッジ会計に関する議論の活性化や会計実務と学術的な認識のギャップ解消の一助となる研究として意義があると考える。

Abstract
This study examines the application of hedge accounting in Japanese companies. It is generally well known that hedge
accounting is a specialized accounting treatment for reducing the financial market risk of company-owned financial
instruments. Thus, there are few research papers dedicated to hedge accounting. However, hedge accounting has been
applied in about 30% of listed Japanese companies. Accounting standards for financial instruments in Japan must converge
according to IFRS 9. Going forward, it is expected that the importance of discussion based on the impact on practice will
increase for hedge accounting.
This paper aims to clarify the consistency in the relationship between accounting standards and practice by focusing on
the hedging methods under Japanese standards. First, I present an overview of the methods of hedge accounting underJapanese standards in the context of the relationship between the hedging instrument and the hedged item. Second, I
examine the determinants of the application of hedge accounting using logistic regression analysis. Third, I consider its
effect on the accounting behavior of Japanese companies by comparing the differences in the hedging methods.
The academic contribution of this study is the scrutiny of the application of hedge accounting through an analysis of thebalance sheets of listed Japanese companies, and thus bridging the gap between research and practice..

ィなど市場性のある取引に関しては、実際の企業

１．はじめにの実需以外の様々な要因で変動する。
したがって、
企業は、事業活動の中で、それに付随する様々

企業には、それらの変動リスクをヘッジ取引によなリスクを抱えている。為替、金利、コモディテって回避したいというインセンティブがある。こ本稿における内容や意見等の全ては、執筆者個人に帰属する。従って、本稿に起因する思わぬ誤解や誤りがある場合には、執筆者個人の責任であり、所属する組織とは一切関係のないものである。
連絡住所：東京都千代田区大手町１丁目９番７号大手町フィナンシャルシティサウスタワー５ F 東京金融ビレッジ
電話番号03-3244-1474 FAX 番号03-3270-7084 E-mail アドレス msmatsu@dbj.jp– 119 –

年報 経営ディスクロージャー研究

2017年３月

第16号の企業がヘッジを行う理由として Smith（1985）

ヘッジ会計の本来の目的である企業のリスクマネ

は、累進税のもとで税の負担が軽減されること、ジメント手段として、適切に機能しないおそれが破産による予想コストが軽減されること、経営者ある。本稿は、このような会計基準の変更と実際がリスク回避的であることの３点を挙げている。

に会計基準を適用している企業実務とのギャップ

しかし、企業がヘッジ活動を行うことと、ヘッを埋めることを目指したものである。

ジ活動の成果を会計に反映することとは、別の問題である。企業行動におけるヘッジの目的は、価２．日本基準におけるヘッジ会計の特徴

格変動リスクのあるエクスポージャーを、金融商品による相殺するポジションによって、将来発生

日本基準において、ヘッジ会計は、金融商品会するかもしれない損失を防ぐことである 。一方、

計の一部として規定されている３）。金融商品会計

会計基準としてのヘッジ会計の目的は、ヘッジ活体系の中でのデリバティブ取引も含めたヘッジ会

動を企業の財務諸表に確実に反映するようにする

計取引は、包括的なルールが「金融商品会計基準」ことである。ヘッジ会計とは、ヘッジ手段であるの中で定められ、その細則として「金融商品会計

デリバティブの損益認識のタイミングを変更する

実務指針」が規定されている。更に、「金融商品ことによって、ヘッジ活動の影響を損益計算書上会計に関する Q ＆ A」の中で実務上の取り扱いにに反映する会計手法である。ヘッジ活動では、価関するルールが定められている。

２）

値変動によるリスクの削減を目的とし、一方のヘ

会計基準としての日本のヘッジ会計の特徴は次ッジ会計では、ヘッジ活動による価格変動の開示の３点である。１点目は、繰延ヘッジと時価ヘッを目的としている。つまり、企業行動としてのヘジの２つの手法を一般ヘッジの区分の中で定めてッジと会計基準としてのヘッジ会計は、同じデリいる点である４）。繰延ヘッジを原則的処理とし、バティブを利用する金融取引であるが、その目的

時価ヘッジは、例外的処理として位置づけている。

が異なっている。

実務上も適用されているヘッジ会計のほとんどは

現在では、企業のヘッジ活動が多様化し、デリ繰延ヘッジである。２点目は、金利スワップ等にバティブ取引もグローバルに影響を及ぼす規模とよる特例処理のような簡便法によるヘッジ会計のなり、それに伴い規制も大きく変化している。こ適用も認めている点である。これは、一定の要件のような、環境変化によって、企業の実務と会計を満たせば、ヘッジ手段であるデリバティブの時

基準とのギャップというものが拡大しているので価評価をせずにヘッジ会計の適用を認めるものではないかということが、本研究における基本的なある。また、外貨建取引の振当処理や、複合金融問題意識である。

商品の区分経理に関する処理についても、ヘッジ

このような状況の中で特に、日本におけるヘッ

会計の範疇に含めている５）。３点目は、一般ヘッ

ジ会計の研究の多くは、会計基準の規範に関する

ジとは別に、業種別ヘッジの基準も定めている点ものが中心であり、実際の適用状況や要因の分析である。適用の対象は、いずれも金融機関である。

といった実務面での研究はほとんど行われていな

金融機関のうち銀行業と保険業では、種類と期間い。ヘッジ取引とヘッジ会計への十分な理解を欠の異なる多数の金融商品によりバランスシートがいたまま、新しい会計基準を適用するだけであれ構成されていることから、ヘッジ会計の構成要件

ば、表面的な会計処理の変更に留まってしまい、であるヘッジ対象とヘッジ手段を１対１に関連付– 120 –

ヘッジ会計適用に関する考察（松山）ける要件について緩和した包括ヘッジの適用が認ら、倒産コストを低減する為にデリバティブを調められている 。

整手段として使うインセンティブが企業に働くこ

６）

これらの特徴について、まとめたものが図１でとを指摘している。ヘッジ手段であるデリバティ

ある。日本のヘッジ会計の手法については、金融

ブの利用に関して、Nance et al.（1993）や Mian

商品会計基準により規定された一般ヘッジと業種（1996）らは、デリバティブ利用に関して、企業別監査委員会報告により規定された業種別ヘッジ

規模が大きいほどインセンティブが高まることをの２つの体系に大別されることがわかる。

指摘している。ただし、ファイナンス分野での先行研究では、企業の倒産コストを低減することに注目したデリバティブの効果に関する分析が中心

図１ 日本基準におけるヘッジ会計の体系であり、会計基準の適否についての分析はなされていない。
日本企業における研究では、柳瀬（2010）が、東証一部上場企業を対象として、ヘッジ動機についての分析を行っている。そこでは、ファイナン
ス分野での先行研究の結果について、日本企業についてもあてはまることを明らかにしている。しかし、そこでもヘッジ取引と会計基準の適否を区分した分析はなされていない。日本基準のヘッジ

出所：筆者作成会計の適用に関する分析については、松山（2015）
が、デリバティブの市場規模から、ヘッジ会計の適用手段として、金利スワップによる繰延ヘッジ

３．先行研究が中心であることを明らかにしている。そこから企業のヘッジの動機に関する研究は、ファイナ

純資産の部の繰延ヘッジ損益の変動の有無に注目

ンスの分で数多くなされている。Nance et al.

し、日本の上場企業を対象としてヘッジ会計適用（1993）や Géczy et al.（1997）は、海外との取のインセンティブについて分析を行っている７）。

引に付随する為替取引や、大規模な研究開発に付随する資金調達といった企業活動に付随する資金

４．仮説の設定

取引とヘッジ取引との関係が統計的に有意であると述べている。また、Smith and Stutz（1985）

本稿では、会計基準としてのヘッジ会計と企業によれば、期待倒産コストの高い企業ほど、ヘッのヘッジ活動との関係について、適用のインセンジに対するインセンティブが高まることを指摘しティブについて注目し、一般ヘッジと業種別ヘッている。これは、ヘッジ活動自体の効果によって、ジといった手法の違いによって企業の財務活動の企業の期待倒産コストを低減させることにより、への影響について分析することを目的としてい企業価値を増加させる可能性が考えられるためでる。分析にあたっては、ヘッジ会計適用にインセある。Graham and Rogers（2002）らによれば、

ンティブについて松山（2015）の実証分析のフ負債利用による節税効果とヘッジ活動との関連か

レームワークを用いて、以下の仮説を設定する。

– 121 –

年報 経営ディスクロージャー研究

仮説１：ヘッジ対象となる金融資産・負債の規模

2017年３月

第16号

５．分析方法並びに資産・負債に占める比率が高ければ、ヘッ
ジ会計を適用する可能性が高まる。

5.1 データ

仮説１は、企業のヘッジ会計適用の判断とヘッ

データに関しては、東証上場企業（東証１部、

ジ対象となる金融商品の資産・負債に占める規模

東証２部、マザーズ）のうち日本国内を営業拠点

やそれに付随する属性との関係に注目したものでとしている法人の2014年度決算数値を用いていある。ヘッジ会計基準の特徴は、会計基準上の要る。使用した財務データは、株式会社日本政策投件を満たした金融商品をヘッジの対象として指定

資銀行「企業財務データバンク」（除く金融機関）し、ヘッジ手段であるデリバティブと関連付ける

及び、金融機関に関しては Bloomberg から取得

ことによってヘッジ要素を構成する点である 。

している。その際、事業年度が１年未満、若しく

つまり、企業がヘッジ手段としてデリバティブを

は対象年度内に上場廃止した企業は対象外として利用するのは、ヘッジ対象に内包されている金利いる。また、外部格付情報については、日本格付や為替が変動することによって、事業活動に影響

研究所（JCR）及び格付投資情報センター（R&I）

を及ぼすと判断した結果であると考えられる。この2014年３月末時点で公表されている格付を用こから企業のバランスシートに内包されるリスク

いている。

が大きくなれば、ヘッジ会計を適用する確率が高5.2 説明変数についてまるという仮説を構築する。

（１）ヘッジ会計適用の有無
仮説２：業種別ヘッジ対象となる業種では、ヘッ

本稿ではヘッジ会計の適用の有無によるダミー

ジ会計の適格要件を緩和していることから、金融変数（適用なら１、非適用なら０）を被説明変数

商品との関連性が低い。

とする。日本基準におけるヘッジ会計適用の有無

様々な種類と期間の金融商品を保有する金融機の判定にあたっては、原則的処理か、例外的処理

関は、ヘッジ対象とヘッジ手段の１対１の関係をのいずれかが行われていればヘッジ会計の適用と構成することが難しいとされている。日本基準でする。原則的処理に関しては、その他純資産におは、ヘッジ会計の適格要件を緩和した業種別ヘッ

ける繰延ヘッジ損益に注目し、分析対象前年度とジの適用が金融機関には認められている。業種別

分析対象年度を比較して繰延ヘッジ損益の増減のヘッジの対象となる銀行業・保険業は、一般ヘッあった場合に適用ありと判定する。これは、年度

ジと比較して、適用の自由度が高いことから適用

途中でヘッジの終了が発生した場合でもヘッジ会率も他の業種と比較して高くなる一方で、ヘッジ計適用ありとした方が、より実態に即しているか

対象との関係では、適格要件を緩和していることらである。例外的処理の適用の判断については、から、仮説１のようなヘッジ対象とヘッジ手段と原則的処理の適用が行われていなかった場合で、の関係は弱いと考えられる 。したがって、対象

時価ヘッジ適用先のあった場合には、ヘッジ会計となる銀行業や保険業は、一般ヘッジを適用する

適用先として追加する。

業種と比較してヘッジ対象となる金融商品との関（２）資産規模

８）

本稿では、先行研究と同様に、規模の代理変数

連性が低いという仮説を構築する。

には自然対数の総資産を用いる。ヘッジ手段であ– 122 –

ヘッジ会計適用に関する考察（松山）表１ 記述統計量
変数

個数

平均

標準偏差

最小

最大

資産規模

LNTASS

2204

11.169

1.882

4.654

19.204

短期金融負債比率

STBTL

2204

0.168

0.152

0.000

0.945

長期金融負債比率

LTBTL

2204

0.189

0.207

0.000

0.999

金融資産比率LOANTAS

2204

0.034

0.139

0.000

1.291

自己資本比率

EQCAP

2204

0.487

0.222

0.005

0.971

為替取引（ダミー）

FX_D

2204

0.608

0.488

０

１

投資適格（ダミー）

INVEST_D

2204

0.551

0.497

０

１

出所：日本政策投資銀行「企業財務データバンク」、Bloomberg

るデリバティブの利用に関して、Nance et al.

するために長期と短期に分類している。その際、（1993）や Mian（1996）らは、デリバティブ利用

会計処理との平仄を合わせるため償還１年未満とに関して企業規模が大きいほどインセンティブがなったヘッジ対象となる金融負債は、そのまま長高まることを指摘している。日本企業に関する研期に区分している。ヘッジ対象の金融資産には、

究では、柳瀬（2010）が、東証一部上場企業を

その他有価証券も含まれるが、事業投資として金対象に、企業のデリバティブの利用とヘッジ動機

利や為替リスクを内包する有価証券を保有する業に関して分析した結果、海外の実証結果の多くが種は限定的であることから、貸出金のみを説明変

日本企業についてもあてはまることを明らかにし数としている。長期の金融負債とヘッジ会計適用ている。企業のバランスシートの規模が大きくなの関係に関して、ヘッジ対象の規模が大きくなれ

れば内在するリスクも相対的に大きくなるので、

ば、ヘッジ会計適用の判断の確率が高まることが企業がヘッジを行うインセンティブが高まると考予想される。

えられる。したがって、企業の資産規模が大きく（４）投資適格
クレジットリスクに関して、先行研究では、期なれば、ヘッジ会計適用の確率が高まることが予想される。

待倒産コストが大きな企業ほどリスクヘッジに関（３）金融商品するインセンティブが高いという理由から、代理

ヘッジ会計適用の為には、ヘッジ対象となる金変数としてレバレッジを用いている。本稿では、

融商品を指定し、ヘッジ手段であるデリバティブ

企業がヘッジ取引を行うインセンティブの一つととヘッジ対象との間にヘッジ要素を構築しなけれして、調達コストの相対的優劣を示す代理変数とばならない。したがって、その関係を明らかにす

して投資適格ダミー変数を採用する。投資適格企るために、ヘッジ対象となりえる金融商品を説明

業とヘッジ取引関係について、一般的に投資適格変数とする。先行研究においても外部資金調達と（BBB）以上を取得している企業は、社債市場にヘッジ取引の関連性が注目され、負債の規模や比おいても流動性が高く、低いコストでの調達も可率 を 用 い た 先 行 研 究（ 柳 瀬（2010）、Graham能であり、機動的な判断でのヘッジ活動が可能と

and Rogers（2002））では、統計的に正の有意ななる。一方、一般的に投資適格未満の企業や外部関係が確認されている。本稿では、金融負債に関格付を取得していない中堅企業は、調達コストもして、リスクヘッジの対象となる金融商品と区分

調達先との相対取引の要素が強いことから投資適– 123 –

年報 経営ディスクロージャー研究

2017年３月

第16号

格企業よりも高いコストを支払わなければならな為替取引のダミー変数として用いる。為替取引とい。つまり、そのような企業は、ヘッジ対象とな

ヘッジ会計の適用に関しては、先行研究同様に係る金融負債のリスクをヘッジによって低減させる数が正値となることを予想している。

インセンティブが働きやすいと考えられる。

（６）資本

そこで国内の代表的な格付会社（R&I、JCR）

企業の業績や、先行研究においても、企業のデの２社のうちいずれか１社でも長期格付けが投資

リバティブの利用によるリスク許容度を測る代理適格以上であれば１、投資適格未満であれば０と変数として自己資本比率を用いており、統計的にする。外部格付未取得先の企業に関しては、金融は 有 意 な 関 係 が 確 認 さ れ て い る（Sinkey and

機関の内部格付等は一般に公開されていないこと

Carter（2001））。

から補完手段としてAltman のZ-score採用する。

5.3 分析手法
ヘッジ会計適用の有無を被説明変数としてロジ

2.675以下であれば０、それより大きければ１とットモデルにより企業のバランスシートに内在すする。
日本企業の先行研究では、レバレッジを用いたる財務的な要因がヘッジ会計適用の有無に及ぼす代理変数では正の有意な関係が示されている（柳影響について分析を行う。その際、総資産の規模

瀬（2010））。本稿では相対的に市場アクセスのとの関係とヘッジ対象となる金融商品が総資産・劣る企業がヘッジ会計を適用すると予想し、係数総負債に占める比率の２つの尺度によって分析を

は負値を予想している。

おこなう。また、分析の結果について、係数に関（５）為替取引

しては、限界効果の平均を用いる。更に、説明変為替リスクや為替取引を示す代理変数として、数の１標準偏差の変動に対するインパクトから、先行研究においては海外売上高や輸出高（Nance

ヘッジ会計の適用のインセンティブに影響から考et al.（1993）、Géczy et al.（1997））が用いられ察を導き出す。また、モデルによる推定結果の当ているが、日本の開示情報は輸入に関する財務情て嵌まりに関しては、適合度を用いる９）。

報が乏しいことから、電気・ガスといったインフ
ラ産業や主に国内市場を対象とする製造業におい

5.3.1 ヘッジ会計の適用要因についてては、為替取引を特定することが難しい。本稿で総資産（LNTASS）、バランスシート内の相対は、為替リスク自体は資産、負債全体に内包され的な規模に関して、それぞれヘッジ対象となる金ると見なし、為替調整勘定の有無を代理変数とし

融資産・負債に対する総資産、総負債に対する比表２ 説明変数
説明変数

内容

総資産

LNTASS

総資産（自然対数）

短期調達総負債比率

STBTL

総負債に対する長期調達の占める比率

長期調達総負債比率

LTBTL

総負債に対する短期調達の占める比率

貸出金総資産比率

LOANTAS

総資産に対する貸出資産の占める比率

自己資本比率

EQCAP

総資産に対する株主資本の占める比率

為替取引（ダミー変数）

FX_D

為替取引の有無（有＝１、無＝０）

投資適格（ダミー変数）

INVEST_D

投資適格性の有無（有＝１、無＝０）– 124 –

ヘッジ会計適用に関する考察（松山）率を説明変数としている。
（短期調達総負債比率を（2）としている。交差項の限界効果が、ヘッ（STBTL）長期調達総負債比率（LTBTL）貸出

ジ会計の適用に及ぼす関係について分析する。

総 資 産 比 率（LOANTAS））自己資本比率（EQCAP））。また、（FX_D）は、為替取引に関H e d g e _ A C i =α0 +α1 L N T A S S i +α2 L T B T L i +するダミー変数であり、（INVEST_D）は、投資

α3FIN_D i ＊ LTBTL i+α4STBTi+α5EQCAP i+

適格を示すダミー変数である。

α6LOANTASi+α7FX_Di+α8INVEST_Di ＋εi （2）Hedge_AC ＝ ０……2014年度において繰延ヘッ
ジ損益の増減額がであった

更に、全ての変数に関して、係数が、δ0＝ζ0

場合

δ1＝ ζ1 δ2＝ ζ2 δ3＝ ζ3 δ4＝ ζ4 δ5＝ ζ5

１……①繰延ヘッジ損益の増減額

δ6＝ζ6 δ7＝ζ7する帰無仮説を構築する。一般があった場合、②繰延ヘッ

ヘッジ適用する業種グループを（3）と業種別ヘ

ジ損益の増減がなかった場

ッ ジ を 適 用 す る グ ル ー プ を（4） に 分 類 し、合で且つ時価ヘッジの利用

Chow-Test によって構造的な違いの有無についが開示されている場合て明らかにする。
一般ヘッジ：

H e d g e _ A C i =α0 +α1 L N T A S S i +α2 S T B T L i +α3LTBTLi+α4EQCAPi+α5LOANTASi+α6FX_

H e d g e _ A C i =δ0 +δ1 L N T A S S i +δ2 S T B T L i +Di+α7INVEST_Di ＋εiδ3LTBTLi+δ4EQCAPi+δ5LOANTASi+δ6FX_Di+（1）

δ7INVEST_Di ＋εi
5.3.2 一般ヘッジと業種別ヘッジの関係について（3）

業種別ヘッジ：

FIN_D は、業種別ヘッジの適用対象となる銀Hedge_AC i =ζ0 +ζ1 LNTASS i +ζ2 STBTL i +行業と保険業をダミー変数である。
（1）のモデルζ3 L T B T L i + ζ4 E Q C A P i + ζ5 L O A N T A S i +に対して、長期調達総負債比率（LTBTL）の説

ζ6FX_Di+ζ7INVEST_Di ＋εi（4）

明変数に業種別ヘッジのダミー変数を交差項に加え、ヘッジ会計の適用との関係を示す分析モデル

６．分析結果図２ バランスシート上の説明変数の関係図

6.1 ヘッジ会計の適用要因について
ヘッジ会計の適用の要因に関するロジット分析の結果は、表３の通りである。
ヘッジ会計適用のうちヘッジ対象が及ぼす要因を示すと考えられる長期調達総負債比率（LTBTL）の限界効果は、0.1135であり、５％の水準で有意な差が認められた。ヘッジ会計適用率に及ぼす影響は、説明変数の１標準偏差の変動に

出所：筆者作成

対して2.35％であり、当該変数が、ヘッジ会計の適用のインセンティブに影響を及ぼす水準である– 125 –

年報 経営ディスクロージャー研究といえる。また、為替取引のダミー変数である

2017年３月

第16号

6.2 一般ヘッジと業種別ヘッジの関係について

FX_D 及び、クレジットコストの相対的な優劣を業種別ダミー変数の長期調達総負債比率

示す代理変数としての投資適格ダミー変数である（LTBTL）との交差項が、ヘッジ会計の適用に及INVEST_D の限界効果は、それぞれ、0.1843とぼす影響についての分析結果は、表４の通りであ－0.3045であり、１％水準で有意な差が確認される。

た。また、総資産（LNTASS）の限界効果は、分析の結果、長期調達総負債比率（LTBTL）

0.1188であり、１％水準で有意な差が確認できた。

の係数0.1152については、（1）の分析と同じ水準

バランスシートの規模が大きくなれば、ヘッジ会

であるが、長期調達総負債比率（LTBTL）の業計を適用する可能性が高まるというデリバティブ

種別ダミー変数との交差項の係数は、-0.1366で利用やヘッジ取引と資産規模との関係における先あり、有意な結果となっていない。このことは、行研究とも整合的な結果となっている。本モデル

業種別ヘッジにおいては、この変数とヘッジ会計におけるヘッジ会計の適用の有無を50% の水準で適用のインセンティブとの関係は見出せないこと判断した場合の適合度は、75.36％であった。ヘを示している。

ッジ会計の適用に関して、観察値と推計値との当次に、一般ヘッジを適用している業種グループて嵌まりは、58.38% であり、ヘッジ会計の非適と業種別ヘッジを適用している業種との間に差異

用に関して、観察地と推計値との当て嵌まりは、について明らかにする。モデル（3）、（4）に示す84.59％であった。

とおり、全ての変数が一般ヘッジと業種別ヘッジとの間で同じであるという帰無仮説について
表３ 分析結果
変数

予想符号

限界効果

標準誤差

Z値

総資産

LNTASS（＋）

0.11880.006019.87＊＊＊

長期調達総負債比率

LTBTL

（＋）

0.11350.0448

2.53＊＊

短期調達総負債比率

STBTL－0.0663

0.0662

貸出金総資産比率

LOANTAS0.13210.0743

自己資本比率

EQCAP－0.0388

0.0535

為替取引（ダミー変数）

FX_D

（＋）

0.18430.0187

9.86＊＊＊

投資適格（ダミー変数）

INVEST_D（－）

0.0193－15.78＊＊＊

標本数－0.3045

PseudoR2

2,204

－1.00
1.78＊
－0.73

0.2514・＊＊＊は１％水準で、＊は５％水準で、＊は10％水準でそれぞれ有意であることを示す。
・限界効果は、平均限界効果（average marginal probability effect）を用いている。
（観測値）
（推計値）

適用

非適用

合計

適用

453

220

673

非適用

323

1208

1531

776

1428

2,204

合計

適合度
（観測値）適用のデータを適用と推計した割合（観測値）非適用のデータを非適用と推計した割合– 126 –

0.7536
0.58380.8459

ヘッジ会計適用に関する考察（松山）Chow Test を行った結果は、F 統計量が2.56であ能性が高まるというものである。
分析にあたって、り、１%の水準で有意差のあることが認められた。

企業に共通するヘッジ対象は、長期借入金や社債

つまり、ヘッジ会計の適用率の上位のグループにといった長期金融負債であり、それらが負債全体

おいて、一般ヘッジと業種別ヘッジを適用していに占める比率とヘッジ会計の適用との関係化に注るグループでは統計的に構造的な違いがあること目し、ロジット分析を行った。結果は、長期調達を確認出来た。

総負債比率（LTBTL）との間に統計的に正に有意な関係があり、効果のマグニチュードもある程度大きく仮説１は支持された。

７．結論と今後の課題

続いて、仮説２は、ヘッジ会計の手法とヘッジ
7.1 結論

会計適用の関係について、一般ヘッジと業種別ヘ

本稿では、企業がヘッジ会計を適用するインセッジに注目して分析を行った。業種別ヘッジは、

ンティブについて、ヘッジ 対象となる金融商品

一般ヘッジと比較して、適格要件を緩和した会計との関係から２つの仮説を構築した。仮説１は、処理であると考えられることから、実証分析におヘッジ対象となる金融資産・負債が資産・負債にいは、業種別ヘッジの適用対象となる銀行業・保占める比率が高ければ、ヘッジ会計を適用する可険業は、ヘッジ対象である金融商品とヘッジ会計

表４ 分析結果
予想符号

限界効果

標準誤差

総資産

変数
LNTASS（＋）

0.11880.006019.89＊＊＊

Z値

長期調達総負債比率

LTBTL

（＋）

0.11520.04492.57＊＊＊

業種別（ダミー変数）×長期調達総負債比率
FIN_D × LTBTL－0.1366

0.2821－0.48

短期調達総負債比率

STBTL－0.0666

0.0662－1.01

貸出金総資産比率

LOANTAS0.13450.0745

自己資本比率

EQCAP－0.0389

0.0535

為替取引（ダミー変数）

FX_D

（＋）

0.18430.0187

9.87＊＊＊

投資適格（ダミー変数）

INVEST_D（－）－0.30450.0193－15.78＊＊＊

標本数

PseudoR2

2,204

1.81＊
－0.73

0.2515・＊＊＊は１％水準で、＊＊は５％水準で、＊は10％水準でそれぞれ有意であることを示す。
・限界効果は、平均限界効果（average marginal probability effect）を用いている。
（観測値）
（推計値）

適用

適用
非適用
合計

非適用
220

323

1208

1531

776

1428

2,204

適合度
（観測値）適用のデータを適用と推計した割合（観測値）非適用のデータを非適用と推計した割合
・Chow-Test

統計量（自由度８

2,188）＝2.56

有意確率＞ F ＝0.0090– 127 –

合計

453

673

0.7536
0.58380.8459

年報 経営ディスクロージャー研究

2017年３月

第16号

を適用との関連性が低いという仮説を構築した。

あると考えられる。しかし、今後、日本基準は、

結果は、ヘッジ会計適用と関連性が高いと考えら

IFRS ９への収斂が予定されており、企業のリスれる長期調達総負債率（LTBTL）は、仮説１とクマネジメント能力の向上が求められることが予同様であったが、業種別ヘッジが適用されるダミ想される。例えば、ヘッジ会計適用の判断についー変数との交差項では、係数は負となり、統計的て IFRS ９においては、リスク方針の文書化を適にも有意な関係は認められなかった。つまり、業用の要件に求めてられており企業に対するリスク

種別ヘッジを適用が認められている銀行業・保険管理の高度化という課題が加わることとなる。し業では、ヘッジに対するインセンティブが異なる

かし、一般ヘッジの分析でも明らかなように、ヘことが明らかになった。このことは、銀行業・保ッジ会計のインセンティブは、長期金融負債とい険業の保有する金融資産・負債が他の業種と比較ったヘッジ対象が主たる要因となっており、大半して構造的にも異なることが、Chow-Test の結の企業ではリスクをコントロールの手段にまでは

果かも明らかとなり、仮説２も支持される結果と至っていない。

なった。

このような状況を踏まえると、今後、ヘッジ会

実証分析の結果から次の２点が明らかになっ計を適用する企業に関して、積極的に活用できるた。まず、１点目は、ヘッジ対象となる金融商品

企業グループと、そうでないグループに二極化すとヘッジ会計適用については、一般ヘッジについることも想定される。日本基準と IFRS ９の収斂ては関連が確認できたことである。２点目は、適の目的が、会計基準の品質の向上であり、日本企

格要件を緩和した業種別ヘッジが適用される銀行業のグローバル化を推進する為であれば、このよ業・保険業では、このような金融商品とヘッジ会

うな二極化は、避けるべきである。その為にも、計適用との関連が弱く、むしろ、ヘッジ対象の規

現在の日本基準における適用状況を把握し、企業

模やバランスシートに占める相対的な比率とは関のリスクコントロールの手段としてヘッジ会計が係しない部分が適用に影響を与えている可能性が活用できるよう会計基準だけでなく実態面での認示唆されたことである。
この結果の含意としては、知を高めることが必要である。

適格要件の緩和をヘッジ会計適用の自由度と考えた場合、従来は、金融商品単位で考えられてきた

7.2 今後の課題

ものが、それ以外の要因でも企業がリスクと判断

本稿における分析上の課題は、被説明変数がヘすればヘッジ会計を適用するという判断が行える

ッジ会計の適用の有無といった質的変数であったということを意味している。その証左として、業ことから、ロジット分析における適合度の結果の種別ヘッジでは、金融商品の財務数値上の関連はようにヘッジ会計を適用している企業の行動要因

弱くても、銀行業・保険業では積極的にヘッジ会の分析に限界があった点である。ヘッジ会計を適計を適用している。

用しているデリバティブの想定元本や種別といっ

つまり、本稿における分析では、企業のヘッジ

た注記情報の収集をすすめ、量的変数を被説明変活動と会計基準との間では、整合的な関係がある

数とすることによってヘッジの程度に関する分析

ことが明らかとなった。これは、現在の日本基準の範囲の拡張が考えられる。また、現預金などのにおけるヘッジ会計が、利用者の実務の要請に合ヘッジ対象となりにくい金融資産・負債について致した基準体系となっていることが理由の１つでも説明変数に追加することで、ヘッジ会計を適用– 128 –

ヘッジ会計適用に関する考察（松山）しない要因についても追加することで分析に厚み

いては、Peng, and Gray（2002）が詳しい。

を増すことで、より精緻な議論が可能になると考える。

《参考文献》

更に、IFRS ９への収斂によるヘッジ会計の影
響についての考察を深めるのであれば、一般ヘッ

あずさ監査法人編，2013．
『金融商品会計の実務』，第４版，東洋経済新報社．

ジの中で規定されている特例処理や振当処理を適

荻茂生，長谷川芳孝，2006．
『ヘッジ取引の会計と税務』，第４版，

用している企業の適用のインセンティブについて

Harold, Bierman, Jr., L.Todd Johnson, and D. ScottPeterson.,

中央経済社．
1991. Hedge Accounting: An Exploratory Study of theの分析も必要となるであろう。

Underlying, FASB.（白鳥庄之助他訳，1997．
『ヘッジ会計：以上

基本問題の探求』，増補版，中央経済社．
）
企業会計基準委員会，2006．
『討議資料・財務会計の概念フレー
ムワーク』
．

《注》

企業会計基準委員会，2008．
『金融商品に関する会計基準』企業

１）松山（2015）によると、2011年度における全業種のヘッジ会計の適用率は、34.8% である。
２）米国財務会計基準審議会（Financial Accounting Standards
Board, 以下 ,FASB）は包括的研究報告（1991）において両者の違いについて次のように述べる。企業のヘッジの主要
目的は、「現存ポジション及び企業が意図している予定取引に内在するリスクに対するエクスポージャーを緩和することである」としている 。

会計基準第10号．
企業会計基準委員会，2010．
『包括利益の表示に関する会計基準』
企業会計基準第25号．
日本公認会計士協会，2006．
『金融商品会計に関する実務指針』
会計制度委員会報告第14号．
斎藤静樹，2010．
『会計基準の研究』，増補版，中央経済社．
米山正樹，2008．
『会計基準の整合性分析』，中央経済社．
DeMaruzo, P. M. and D. Duffie., 1995.Corporate Incentives for
Hedging and Hedge Accounting, Review of Financial

３）金融商品会計基準（第96項）
４）ヘッジ対象の資産・負債、並びにヘッジ手段について要件を満たせば適用することができるヘッジ会計に関する一連Studies ８ (3), 743-771.
Ge'czy, C., Minton, B. A., & Schrand, C., 1997. Why firms use
currency derivatives. Journal of Finance 52（4）, 1323-の処理のことを、本稿では一般ヘッジを定義している。
５）振当処理については、ヘッジ会計の要件を満たした場合に、円貨換算より発生する為替損益の期間按分が認められてい1354.
Graham, JR, and DA Rogers., 2002. Do Firms Hedge in
Response to Tax Incentives? The Journal ofる。これは、実務の要請による一時的な特例措置としての位置づけであったが、現在に至るまで認められている。
６）業種別監査委員会報告のうち第17号に関しては、実務上のGunther, J. W., & Siems, T. F., 2002. The likelihood and extent
of banks’involvement with interest-rate derivatives as

要請並びに、ヘッジ要素を構成するヘッジ手段に流動性がないことから、実際に適用することが難しい状態となっていた。平成25年７月30日の業種別委員会の決定により廃止

end-users. Research in Finance 19 (1), 125-142.
Jr, JF Sinkey, and DA Carter., 2001. Evidence on the
Financial Characteristics of Banks That Do and Do Not

された。本稿における業種別ヘッジとは、17号を除く24号

Use Derivatives. The Quarterly Review of Economics andから26号の銀行業・保険業における包括ヘッジを意味する。
７）松山（2015）では、2011年度の企業財務情報を用いて、業種によるヘッジ会計の適用傾向について分析をおこなってFinance 40 (3), 431-449.
松山将之，2015，「我が国の上場企業におけるヘッジ会計適用に関する考察─ヘッジ会計の適用要因と適用企業の業種の分析いる。そこでは、ヘッジ要素とヘッジ会計の適用の関係の強いグループと弱いグループが存在することを明らかにしているが、会計基準による適用との関係についての分析はを中心として─」『経営実務研究』10，15-33.
Mian, S. L., 1996. Evidence on Corporate Hedging Policy,
Journal of Financial and Quantitative Analysis 30（3）,おこなっていない。
８）松山（2015）によると、2011年度における業種別ヘッジの適用対象業種である銀行業のヘッジ会計の適用率は、
77.1％、

419-439.
Nance, D. R., Smith, C. W., Jr., & Smithson, C. W., 1993. On thedeterminants of corporate hedging. The Journal of Finance

保険業は、66.7％と、全業種平均より高い適用率となっている。
９）ロジットモデルにおける結果推計結果と推計値の関係につFinance57(2), 815-840.

48（1）, 267-284.
Peng, C. Y., Kuk Lida Lee, and Gray M. Ingersoll .,2002. An

いて、モデルの当て嵌まり度合いを分析する手法として適合度（classification table）を用いる。分析、検証方法につ– 129 –

Introduction to Logistic Regression Analysis and Reporting,
The Journal of Educational Research 96（1）, 3-14.

年報 経営ディスクロージャー研究

斎藤静樹 ,1999.「キャッシュフローヘッジの概念とヘッジ会計の2017年３月

第16号

Theories: A Critical Review of the Evidence to Date.

方法」『會計』156（6）,1-14.

Working Paper No. 05-04, HEC Montreal.

桜井貴憲 ,1999.「キャッシュフローヘッジ会計の国際比較研究」

柳瀬典由，2011．
「わが国企業のデリバティブ利用とヘッジ行動」『會計』156（3），137-149.

『証券アナリストジャーナル』49（2），66-75.

Smith, CW, and RM Stulz., 1985a. The Determinants of Firms＇
Hedging Policies. Journal of financial and quantitative 20

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(4), 391-406.
Triki, Thouraya., 2005. Research on Corporate Hedging

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。

– 130 –

研究ノート

研究ノート

会計情報に基づく現在価値関係
A Note on Accounting-Based Present-Value Relations

椎葉淳（大阪大学）

Atsushi Shiiba, Osaka University
論文要旨

本稿は、会計分野における現在価値関係に関する研究において基本となる現在価値恒等式について説明する。具体的には、Campbell–Shillerの現在価値恒等式とVuolteenahoの現在価値恒等式を示し、その導出方法を説明する。これらは、
期待リターンが変動する状況を前提にしていること、および実証分析をおこなうことを念頭に変数の定常性を考慮して対数変換した変数を用いるとともに線形近似した式になっている点に特徴がある。現在価値関係に関する会計研究は、
Vuolteenaho（2000, 2002）によって会計情報に基づく現在価値恒等式が示されるとともに実証分析がおこなわれたことを契機に、近年増加してきている。しかしながら、Vuolteenaho（2000, 2002）の論文は一見すると会計研究に対する含意が理解しづらいこともあり、日本においてはあまり普及していない。そこで本稿では、よく知られた企業価
値評価モデルと対比できるように書きかえた式を示し、導出方法についても詳しく説明する。このことによって、Vuolteenaho の現在価値恒等式が会計研究に対して持つ重要性を説明する。

SummaryThis research note explains the present-value identities behind the recent accounting research on present-value relations.
In particular, I explain the derivations of the Campbell–Shiller and Vuolteenaho present-value identities. These identities allow
for time-varying discount rates as opposed to the constant discount rates that are usually assumed in the so-calledvaluation models, including the discounted dividend model and residual income model. These identities also have empiricallytractable properties such as the stationarity of basic variables in identities by using linear approximations of log variables.
However, given the diﬃculty in understanding and interpreting the implications of these identities for accounting research,accounting studies on present-value relations are unpopular especially in Japan. I rewrite these identities to show theirrelationships with well-known valuation models, and I explain in detail how they can be derived. In doing so, I explain theimplications of these identities for accounting research. Finally, I discuss the relationships between research based onpresent-value identities and that based on the so-called valuation models.

Campbell–Shillerの現在価値恒等式とVuolteenaho

１．はじめにの現在価値恒等式を示し、その導出方法を説明す
本 稿 は、 会 計 分 野 に お け る 現 在 価 値 関 係る。特に、よく知られた企業価値評価モデルとの（present-value relations）に関する研究におい関係でいえば、Campbell–Shiller の現在価値恒て 基 本 と な る 現 在 価 値 恒 等 式（present-value

等式は割引配当モデルに対応し、Vuolteenaho のidentity）について説明する 。具体的には、

現在価値恒等式は残余利益モデルに対応するもの

１）

謝辞：本稿の内容を整理するにあたって、村宮克彦氏、小野慎一郎氏から貴重なコメントを頂いた。また、2016年２月13日に関西大学
において開催された PATW（PositiveAccountingTheoryWorkshop）および2016年２月20日に東京大学において開催された現代会計フォーラムの参加者から貴重なコメントを頂いた。ここに記して感謝の意を表したい。なお、本稿における誤りはすべて
筆者個人に帰するものである。本研究は、JSPS 科研費15K03769、および文部科学省私立大学戦略的研究基盤形成支援事業（平成26年度－平成30年度）の助成を受けている。
連絡先：椎葉 淳 〒560-0043 大阪府豊中市待兼山町1-7（大阪大学大学院経済学研究科）
TEL：06-6850-5227 FAX：06-6850-5227 E-mail：shiiba@econ.osaka-u.ac.jp– 133 –

年報 経営ディスクロージャー研究

2017年３月第16号と解釈できることを指摘する２）。これらの現在価

Shiller の現在価値恒等式を展開し、配当の代わ

値恒等式は、期待リターンが変動する状況を前提りにクリーン・サープラス関係を仮定した利益にしていること、および実証分析をおこなうこと（ROE）を用いてあらわしたものであり、企業価を念頭に変数の定常性を考慮して対数変換した変値評価モデルにおける割引配当モデルから残余利数を用いるとともに線形近似した式になっている

益モデルへの展開に対応している。第４節では追点に特徴がある。

加的な仮定のもとで、Vuolteenaho の現在価値恒

現在価値関係に関する会計研究は、Vuolteenaho

等式を展開した式を示す。これは残余利益の時系（2000, 2002）によって会計情報に基づく現在価列を仮定して、その時点で利用可能な変数のみで値恒等式が示されるとともに実証分析がおこなわあらわした Ohlson（1995）のモデルと対応するれたことを契機に、近年増加してきている。それものといえる。最後の第５節では本稿の内容を要らの研究としては、（a）分散分解によって会計情約するとともに、Campbell–Shiller の現在価値恒報の情報内容を検証する研究（Callen and Segal

等式や Vuolteenaho の現在価値恒等式に基づく一

2004, Callen et al. 2005）、（b）
資本コストに関す連の研究と、割引配当モデル、残余利益モデルおる研究（EastonandMonahan2005）
、
（c）
集計し

よび Ohlson（1995）のモデルに基づく一連の研た利益とリターンの関係についての研究（Sadka究との関係について簡潔に述べる。

2007）、（d）保守主義に関する研究（Callenetal.
2010,CallenandSegal2013）などを指摘するこ

２．Campbell–Shillerの現在価値恒等式とができる 。
３）

しかしながら、Vuolteenaho（2000, 2002）の

こ の 節 で は、Campbell and Shiller（1988a）

論文において基本となる簿価時価比率に関する式で示された Campbell–Shiller の現在価値恒等式、や期待外リターンに関する式

は、一見するとすなわち対数変換した変数に基づく現在価値関係

会計研究における意味が理解しづらいこともあについての恒等式について、その導出方法を示す。

り、特に日本においてはあまり普及していないよ

なお、
ここでの証明は、主としてCochrane（2011b）

うに思える 。そこで本稿では、よく知られた企を参考にしている。

４）

５）

業価値評価モデルと対比できるように書きかえた式を示し、導出方法についても詳しく説明する。

2.1．Campbell–Shiller の現在価値恒等式とはCampbell–Shiller の現在価値恒等式は次のようこのことによって、Vuolteenaho の現在価値恒等式が会計研究に対して持つ重要性を説明することにあらわすことができる。

が本稿の目的である。
以 下 で は ま ず、第 ２ 節 に お い て、Campbell（1）and Shiller（1988a） で 示 さ れ た Campbell–
Shiller の現在価値恒等式、すなわち対数変換しここで、各変数は次のように定義している７）。

た変数に基づく現在価値関係についての恒等式を

Pt： t 期における株価導出する 。続く第３節において、Vuolteenaho

pt ≡ ln（Pt）（2000, 2002）において示された Vuolteenaho の

Dt： t 期における配当

現在価値恒等式を導出する。これは Campbell–dt ≡ ln（Dt）

６）– 134 –

会計情報に基づく現在価値関係（椎葉）Pt + Dt － Pt－1
Rt ＝───────Pt－1

2.3．線形近似

rt ≡ ln（1+Rt）

るが、テイラー展開することで線形近似をおこな

ρ：１より小さい正の定数（以下で具体的に定う。なお、一次のテイラー展開は次のようである10）。

（4）式には非線形の項（ln（1+exp（dpt+1）
）
）があ

義する）

（x）
f を微分可能な関数とする。このとき、x のあk：定数（以下で具体的に定義する）

る x̄ の値（基準点と呼ぶ）において、f（x）を次のように近似することができる。

この式に基づき、Campbell（1991）は期待外
リターンを次のようにあらわしている。

ここで、ξは近似誤差をあらわす。この式にお
いて（x）
f =ln
（1+exp（x））とすれば、次の式が成り
立つ。



（2）
ここで∆Et は、同一の確率変数についてのt 期とt －1 期における期待値の差、つまりE（·）
－Et－1
（·）
t

したがって、（4）式の非線形の項は、x-=dp を基と定義する。また、他の変数についても ∆ は t 期準点とすると、次のように近似することができから t －1 期を引く記号として用いる。

る。ここで、dp は dpt+1の事前の期待値とする。

以下では、
（1）
式および
（2）
式を導出する。

あるいは、定常状態における値と解釈することもある11）。

2.2．対数株式リターン
まず、対数配当利回り dpt を次のように定義する。
（5）
次に、グロスの対数株式リターンを次のようにここでρ≡定義する 。
８）



（3）

1
（<1）と定義する。なお、
1+exp
（dp）

実証上は、ρの値として、１より小さい１に近い値、たとえば0.96などが用いられている。これ（3）式の株式リターンは次のように書きかえる

は、配当利回りの過去平均が、たとえばCampbell

ことができる 。

etal.（1996,Ch.7）では1926年から1994年までの

９）

アメリカのデータに基づき４％となっていることによる12）。このとき、配当利回りの過去平均をD/Pと

あらわせば、
ρ＝
（4）

1
1
1
=
=
≈0.96
1+exp
（dp） 1+D/P 1+0.04となる。D/P が４％とすると dp ≈ －3.219となる。
図 １ は y ＝ ln（1+exp（dpt+1））と、 こ の 式 を dp ≈– 135 –

年報 経営ディスクロージャー研究

2017年３月

第16号

図１：y ＝ ln（１＋ exp（dp t+1））とその近似式－3.219において線形近似した式を図示したものである。

この式は、対数株式リターンの定義式を線形化したものである。

次に、ρの定義から ln（1+exp
（dp）
）
=ln
（1/ρ）
=
－ lnρが成り立つので、（5）式は次のように書き

2.4．逐次代入

かえることができる。

（6）
式は次のように書きかえることができる。


また、ρの定義より、dp は次のようにあらわ
すことができる。

（7）

一期ずらした式を右辺の dpt+1に代入すると、次のようになる。

これを代入すると、（5）
式は次のようになる。

繰り返し代入していくと次式を得る。
ここで k≡－lnρ－（1－ρ）
ln（1/ρ－1）である。
よって、（4）式は次のようにあらわすことがで
きる。


（6）

N →∞とすると次式を得る。なお、N →∞のときρ Ndpt+N →０を仮定している13）。

– 136 –

会計情報に基づく現在価値関係（椎葉）当利回り dpt を左辺とした（10）式は、実証において重要な式となっており、よく用いられている。
その理由は、株価と配当は非定常となる可能性があるが、配当利回り dpt と変数（－ ∆dt+j + rt+j）は定常である可能性が高く、標準的な統計手法を適用（8）

できることにある。さらに、この式は将来の変数に対して線形であるので、配当利回りdpt を含めた

（8）式の対数配当利回りdptにdt－ptを代入して、ベクトル自己回帰（VectorAutoregressive;VAR）

左辺がptになるように整理すると、次のようになる。

モデルを用いて、将来の収益率と配当成長率を予測することが１つの方法として考えられる15）。
また（11）
式は、現在の株価が高くなるときは、


（9）
これは
（1）式の Campbell–Shiller の現在価値恒

将来の配当が高くなると予想されるときか、将来の株式リターンが低くなると予想されているときであることを意味している。
次に、（2）
式の期待外リターンを導出する。
まず、等式である。
なお、ρは線形近似をする際の基準点 dp に基づいて定義されたものであるが、上述のように１（8）式を１期ずらすと、dpt －1は次のようにあらわ
すことができる。

より小さい１に近い値であり、この（9）式に示されるように割引係数（discount coeﬃcient）と解

釈できる定数となっている（CampbellandShiller（12）

1988a, Vuolteenaho 2002, Campbell and
Vuolteenaho2004）。

（12）式の両辺を t 期と t －1期において期待値をとると、それぞれ次のようになる。

2.5．期待値をとる

（8）式および（9）式について t 期において期待値をとると、それぞれ次のようにあらわすことがで（13）
 （14）

きる14）。

（13）
式から
（14）
式を引くと次式を得る。
 （10）

 （11）（15）

この式は次のように書きかえることができる。

（10）式は配当利回り dpt が高くなるのは、将来の配当成長（∆dt+j）が小さくなると予想されると
きか、株式リターン（rt+j）が高くなると予想されるときであることを意味している。この対数配– 137 –

（16）

年報 経営ディスクロージャー研究

この式は（2）式に等しい。この（16）式は、期待2017年３月

第16号（Pt）
pt ≡ ln

外株式リターンが大きくなることは、将来の配当

Dt： t 期における配当成長の増加か将来の株式リターンの減少が予想さ

Pt + Dt － Pt －1
Rt ≡───────Pt －1

れていることを意味している。

rt ≡ ln（1+Rt）
Bt： t 期における株主資本簿価

３．Vuolteenaho の現在価値恒等式

bt ≡ ln（Bt）
Xt： t 期における利益

この節では、Vuolteenaho（2000, 2002）において示された Vuolteenaho の現在価値恒等式を導roet ≡ ln

出 す る。Vuolteenaho の 現 在 価 値 恒 等 式 は、

ρ：１より小さい正の定数（以下で具体的に定Campbell–Shiller の現在価値恒等式を展開し、配義する）

当の代わりにクリーン・サープラス関係を仮定した利益（ROE）を用いてあらわしたものである。

また、Vuolteenaho（2000, 2002）における期

Vuolteenaho の現在価値恒等式は、残余利益モ

待外リターンは次のようにあらわすことができ

デルと同様、配当に関する変数がなく、したがっる。

てモデル化することが困難な企業の配当政策について考慮する必要がない点に特徴がある（Vuolteenaho2002,p.234）。このことから、配当がゼロの可能性もある個別企業の株式リターンに



（18）

ついて考察する際には、実証上より望ましい現在

なお、第２節と同様に、∆Et は同一の確率変数

価値恒等式であると指摘されている（Cochraneについての t 期と t －1期における期待値の差、つ2011a,p.1101） 。

まり E（·）－Et －1（·）と定義する。
t16）

なお、ここでの導出は、Vuolteenaho（2000,
2002）および Cohen et al.（2003）にしたがって3.2．対数株式リターンと対数会計リターン

い る 。 ま た、 付 録 で は、Vuolteenaho（2000,

まず、前節で定義した対数配当利回り dpt ≡17）2002）の論文で示された式をそのまま示し、本文との整合性を確認している。

ln

Dt=dt － pt に加えて、対数株主資本配当率
Pt

dbt および対数簿価時価比率 bmt を次のように定
3.1．Vuolteenaho の現在価値恒等式とは義する。

Vuolteenaho の現在価値恒等式は次のようにあらわすことができる。
（17）
次に、前節と同様に、グロスの対数株式リター

ここで、各変数は次のように定義している。

ンを次式で定義する。

Pt： t 期における株価– 138 –

会計情報に基づく現在価値関係（椎葉）



（19）


（25）

また、グロスの対数会計リターン、すなわちグ
ここで、ρ≡

ロスの対数 ROE を次式で定義する。

（< １）と定義する19）。

3.4．配当に関する変数の消去
線形近似した２つの式から、次の関係を得る。

ここで、次のクリーン・サープラス関係を仮定

ただし、ξ t+1≡ξ2t+1－ξ1t+1としている。

する。


（20）

このとき、会計リターンは次のようになる。
（21）

2.2節と同様に、（19）式の株式リターンは次の最後の等号は bmt+1=dpt+1－ dbt+1より成立する。
なお、この式展開において、配当に関する変数を消去している。

ように書きかえることができる。


（22）

（23）
式から
（22）
式を引くと次のようになる。

同様に、
（21）
式の会計リターンは、株式リター
ンにおける P（Pを B（Bに置きかえたもの
t
t+1）
t
t+1）
であるから、
次のように書きかえることができる。


（26）

（23）

この
（26）
式は、対数株式リターンを線形化するとともに、同じく線形化した対数会計リターンを

3.3．線形近似

用いて、配当に関する変数を消去したものと解釈（22）式と（23）式には非線形の項があるが、テすることができる20）。つまり、
（23）
式に
（25）
式を

イラー展開することで線形近似をおこなう。具体

代入し対数会計リターンを線形化し、dbt+1に含ま的には、基準点 x̄ としては、dpt+1と dbt+1の事前のれる配当 dt+1について解き、これを同じく（22）式

期待値の加重平均、すなわち x̄ = wdp+
（1－w）
db

に
（24）式を代入し対数株式リターンを線形化しとする。ここで０ < w < １であり、dpとdbはそれた式の dpt+1に含まれる配当 dt+1に代入して、配当

ぞれ dpt+1と dbt+1の事前の期待値とする 。このとに関する変数を消去していることに等しい。このき、ln（1＋ exp（dpt+1））お よ び ln（1＋ exp（dbt+1））

ことはまた、割引配当モデルから残余利益モデル

は次のようにあらわすことができる。

を導出するときのように、クリーン・サープラス

18）

関係を用いて配当を直接に消去してはいないこと（24）を意味する21）。そうではなく、Vuolteenaho（2000,
2002）の上記の証明では、対数株式リターンと（ク
リーン・サープラス関係を用いて変形した）対数– 139 –

年報 経営ディスクロージャー研究

2017年３月

第16号

会計リターンを線形近似した後で配当に関する変3.6．期待値をとる数を消去できることを示している。

（30）
式および
（31）
式について t 期において期待値をとると、それぞれ次のようにあらわすことができる。

3.5．逐次代入（26）
式は次のように書きかえることができる。




（27）

（27）式の一期ずらした式を右辺の bmt+1に代入

（32）


（33）

すると、次のようになる。
（32）式は簿価時価比率 bmt が低くなる（PBR
が高くなる）のは、将来の利益（roet+j）が大きくなると予想されるときか、株式リターン（rt+j）が低くなると予想されるときであることを意味している。前節における対数配当利回り dpt を左辺とした（10）式の議論と同様に、簿価時価比率 bmt
繰り返し代入していくと次式を得る。

を左辺とした（32）
式は、実証において重要な式となっている。その理由は、簿価と時価は非定常となる可能性があるが、簿価時価比率bmtと変数
（rt+j



－ roet+j）は定常である可能性が高く、標準的な（28）

統計手法を適用できることにある23）。さらに、この式は将来の変数に対して線形であるので、簿価N →∞とすると次式を得る。なお、N →∞のとN

来の株式リターンと会計リターン（roet+j）を予きρ bmt+N →０と仮定している。
（29）



時価比率 bmt を含めた VAR モデルを用いて、将

（30）

（30）
式の対数簿価時価比率 bmt に bt － pt を代入

測することが１つの方法として考えられる。
また（33）
式は、現在の株価が高くなるときは、
将来の会計リターンが高くなると予想されるとき
か、将来の株式リターンが低くなると予想されているときであることを意味している。
ここで、rroet ≡ roet － rt と定義し、この rroet

して、左辺が pt になるように整理すると、次のようになる。

を対数変換した残余 ROE と呼ぶ24）。この残余
ROE を用いると（33）式は次のようにあらわすこ（31）とができる。

この（31）
式は Vuolteenaho の現在価値恒等式である（17）式に等しい22）。

– 140 –

（34）

会計情報に基づく現在価値関係（椎葉）

これは t 期における対数変換した株価 pt が、 t期における対数変換した簿価 bt と、ρを割引率

また、（39）式は次のようにあらわすことも多い。

と解釈したときに t + 1 期以降の対数変換した残



（40）

余 ROE の t 期時点における割引現在価値合計に1/ρを乗じた値との和に等しくなることを示して



（41）

おり、残余利益モデルと形式的に似ている式とい
える。



次に、
（18）
式の期待外リターンを導出する。ま

（42）

ず、
（31）
式を１期ずらすと pt －1について、次のよ
うにあらわすことができる。

ここで、Nroet を利益ニュース（earningsnews）、
Nrt を期待リターン・ニュース（expectedreturnnews）あるいは割引率ニュース（discount rate （35）news）と呼ぶ26）。この（40）式によれば、期待外
リターンは、利益ニュースと割引率ニュースのいずれかによって生じるといえる。この
（40）
式はま

（35）式の両辺を t 期と t － 1 期において期待値

た、次のようにあらわすことができる。

をとると、それぞれ次のようになる。




（36）

（43）

（43）
式は、実現リターンを、期待リターン、利益ニュース、および割引率ニュースの３つに分け （37）

ることができることを示しており、資本コストの研究などで用いられている27）。

（36）
式から
（37）
式を引くと次式を得る。
3.7．２つの現在価値恒等式を用いた導出

この節では、Vuolteenaho の現在価値恒等式を（38）

前節とは少し異なる方法によっても導出すること
この式は次のように書きかえることができる。

ができることを説明する28）。
まず、Campbell–Shiller の現在価値恒等式は次式であらわされた。
 （44）

（39）

ただし、
（1）
式と同じ内容だが、ρ,kに添え字p

（39）
式は、期
この式は
（18）
式に等しい25）。この
待外株式リターンが大きくなることは、将来の会を付けている。たとえば、ρp はρp ≡計リターンの増加か将来の株式リターンの減少がある。なお、dp は対数配当利回り dpt の事前の期予想されていることを意味している。

待値である。
– 141 –

で

年報 経営ディスクロージャー研究

2017年３月

第16号

Campbell–Shiller の現在価値恒等式は、株式リ

対数株式リターンと対数会計リターンを線形近似

ターンの定義を変形して導出しているため、全くした後で配当に関する変数を消去できることを利

同じ手続きによって、会計リターンの定義を変形用して証明している。これとは少し異なり、ここして株主資本簿価に関する現在価値恒等式を導出

で の 証 明 で は、 対 数 変 換 し た 株 価 に 関 す る

することができる。つまり、クリーン・サープラ

Campbell–Shiller の現在価値関係と対数変換した

ス関係を仮定すると、（19）式と（21）式を比較す

株主資本簿価に関する現在価値関係をそれぞれ導ると、会計リターンは株式リターンにおける株価

出した後から、配当に関する変数を消去し、同じP（Pを簿価 B（Bに置きかえたものである
t
t+1）
t
t+1）

式を導出している。

ことがわかる。したがって、Campbell–Shiller の
現在価値恒等式における pt を bt に、rt を roet にそ４．Vuolteenahoの現在価値恒等式の展開

れぞれ置きかえた次の式が成り立つ。なお、線形近似の際には、対数配当利回り dpt の事前の期待

現在価値恒等式を用いた研究は、期待リターン

値 dp ではなく、対数株主資本配当率 dbt の事前のが変動する状況を前提にしていること、および実期待値 dp を基準点とし、ρp , kp に対応する変数

証分析をおこなうことを念頭に変数の定常性を考をそれぞれρb ,kb とあらわす。

慮して対数変換した変数を用いるとともに線形近（45）似した式になっている点に特徴がある。特に、Vuolteenaho の現在価値恒等式は、クリーン・サ

（44）
式から
（45）
式を引いて、bt を右辺に移項すープラス関係を仮定し、会計情報を用いた現在価

ると次のようになる。

値恒等式となっている点で会計研究においてもより注目すべきものであると考えられる。
Vuolteenaho の現在価値恒等式を用いた研究で（46）は、 た と え ば Vuolteenaho（2002），Callen and
Segal（2004）および Callen et al.（2005）などの分散分解を用いて会計情報の情報内容を検証し対数株式リターンおよび対数会計リターンを線ている研究にみられるように、基礎となる変数の形近似する際に、同じ基準点において近似したと時系列として VAR モデルを仮定し、実証分析をすると、ρp＝ρb＝ρおよび kp＝kb＝k とおくことおこなうことも多い。しかし、そのような設定でができる。同じ基準点としては、dpt と dbt の事前は意味する内容が理解しづらいと考えられるたの期待値の加重平均、すなわちx¯＝wdp＋
（1－w）
dbと

め、ここでは Vuolteenaho の現在価値恒等式に、する。ここで０ < w < １であり、dp と db はそれ

いくつかの単純な仮定をおいたときに得られる式

ぞれ dpt と dbt の事前の期待値とする。このとき、を示し、Ohlson（1995）のモデルと対応する式

次のように Vuolteenaho の現在価値恒等式を導出を導出できることを示す。

することができる。
（47）

前節の Vuolteenaho（2000,2002）の証明では、

4.1．残余 ROE が AR（1）にしたがうケース
まず、Ohlson（1995）における残余利益の時系列の仮定を参考にして、対数変換した残余– 142 –

会計情報に基づく現在価値関係（椎葉）ROE が 次 の １ 次 の 自 己 回 帰（first-orderv
ここで、εrroe
t+1 およびεt+1 は、期待値がゼロ、分

autoregression; AR（1））にしたがうケースを考散は有限の定数であり、異時点間の共分散はゼロ

える 。ただし、ωは定数であり、０ < ω < １とと仮定する。また、εrroeとεvt との共分散も時点にtする30）。

かかわらずゼロと仮定する。このとき、Ohlson

29）



（48）

（1995）などと同様に展開すれば、j 期先の rroet+jの期待値は次のようにあらわすことができる。

ここで、ε は、期待値がゼロ、分散は有限の
rroe
t ＋1

定数であり、異時点間の共分散はゼロと仮定す
る31）。

このとき、
（33）
式の期待値をとったVuolteenaho（48）式を仮定すると、 j 期先の rroet+j の期待値の現在価値恒等式は、次のようになる。

jはE（rroet+j）＝ω rroet とあらわすことができる。

（52）

このとき、
（33）
式の期待値をとった Vuolteenahoの現在価値恒等式は、次のようになる。
（49）

4.3．会計リターンと株式リターンがそれぞれ AR（1）にしたがうケース

この（49）
式は、 t 期における対数変換した株価

残余 ROE である rroet に関する仮定を少し変更

pt が、 t 期における対数変換した簿価 bt と、 t 期

し、roet と rt は長期的には同一の値 µ に平均回帰における対数変換した残余 ROE である rroet につするケースを考える33）。φとκは定数であり、いての線形の式であらわされることを示してお０ < φ < １かつ０ < κ < １を満たすものとする。

り、残余利益の時系列を仮定してその時点で利用

なお、ここではその他の情報はないケースを考え可能な変数のみであらわした Ohlson（1995）のモる。

デルと対応するものといえる。



（53）



4.2．残余 ROE 以外のその他の情報が存在するケ
ース

（54）

r
ここで、εroe
t+1 およびεt+1 は期待値がゼロ、分散

次に、前節の設定に加えて、Ohlson（1995）

は有限の定数であり、異時点間の共分散はゼロとにおけるその他の情報（other information）もr仮定する。また、εroe
t とεt との共分散も時点にか存在するケースを考える。ここで、その他の情報

かわらずゼロと仮定する。このとき、 j 期先のとは、残余 ROE 以外の変数であり、以下では vt

roet+j と rt+j の期待値はそれぞれ、E（roet+j）＝µ＋とあらわす。具体的には、対数変換した残余

j
j
φ（roe
および E
（rt+j）＝ µ＋κ（rとあt － µ）
t － µ）ROE とその他の情報が次の時系列にしたがうケ

らわすことができる。

ースを考える 。ただし、ω ,γは定数であり、したがって、（53）式と（54）式の時系列を仮定32）したとき、期待値をとった Vuolteenaho の現在価

０ < ω < １，
０ <γ< １とする。



（50）

値恒等式は次のようになる34）。

（51）– 143 –

（55）

年報 経営ディスクロージャー研究

なお、この
（55）
式は、φ＝κ＝ωとしたとき、（49）
式に等しい。

2017年３月

第16号

ターンが変動するときには複雑になるとしている。しかし、これだけでは一概には優劣を決めることはできないと考えられる。たとえば、Lyleet al.
（2013）は、期待リターンが変動する状況に

５．おわりにOhlson（1995）のモデルを実証可能なかたちで拡
本稿では、Vuolteenaho の現在価値恒等式が会張し36）、実証分析をおこなっている。つまり、現計研究に対して持つ意味をより明確に示すことを時点で一方が他方よりもある側面で有用であると目的として、Campbell and Shiller（1988a）で考えられたとしても、今後の研究によってはその示された Campbell–Shiller の現在価値恒等式、お優劣が変わる可能性も残されている。また、ある

よび Vuolteenaho（2000, 2002）において示され目的には残余利益モデルがより有用であり、別のた Vuolteenaho の現在価値恒等式について、よく目的には Vuolteenaho の現在価値恒等式がより有知られた企業価値評価モデルと対比できるように用であるということになるかもしれない。
さらに、

書きかえた式を示し、その導出方法について詳し

Callen et al.
（2005）および Callen（2009）が指摘すく説明してきた。これらの現在価値恒等式は、期るように、価値関連性研究37） と Vuolteenaho の待リターンが変動する状況を前提にしているこ

現在価値恒等式を利用した分散分解に基づく利益と、および実証分析をおこなうことを念頭に変数の情報内容に関する研究は、補完的な研究と捉えの定常性を考慮して対数変換した変数を用いるとるべきかもしれない38）。このような両者の研究のともに線形近似した式になっている点に特徴があ

比較については、Lyle et al.
（2013,p.906）も指摘る。特に、Vuolteenaho の現在価値恒等式は、こしているように、
現時点では会計研究における（重

れらの望ましい特徴を有するとともに、会計情報

要な）未解決の問題といえるだろう。ただし、こに基づいた式であることから、今後ますます会計

ういった比較検討をする際にも、本稿の内容がそ研究において重要になってくると予想される。

の基礎となる知識を提供することを期待してい最後に、Campbell–Shiller の現在価値恒等式やる。たとえば、Penman and Yehuda（2015）
は対Vuolteenaho の現在価値恒等式に基づく一連の研数変換していないそのままの変数であらわされる

究と、割引配当モデル、残余利益モデルおよび

式に基づいて実証分析をおこなうとともに、

Ohlson（1995）のモデルに基づく一連の研究との“Vuolteenaho framework”との関係について議関係についてふれておく。前者と後者の最大の違論している39）。このとき、Penman and Yehuda

いは、基本となる式が、前者は配当やリターンを（2015）
における“Vuolteenahoframework”とは、対数変換した変数を用いてあらわされているのにVuolteenaho の現在価値恒等式ではなく、対数変対して、後者は対数変換せずにそのままの変数で換した会計リターン（roe）などの変数に関するあらわされていることである。Cochrane（2011b）

VAR モ デ ル を 意 味 し て い る40）。Penman andは Campbell–Shiller の現在価値恒等式が有用な理

Yehuda（2015）の指摘について検討することは本由として、期待リターンが変動するときにも線形

稿の範囲を超えているが、本稿におけるVuolteenahoであらわすことができ、線形の時系列モデルを利の現在価値恒等式についての説明は、こういった

用して実証分析をおこなうことができることを指議論を正確に理解するための前提となる知識を提摘している 。一方で、割引配当モデルは期待リ供することにもなると考える。

35）– 144 –

会計情報に基づく現在価値関係（椎葉）

付録

Rt ≡

－ Ft

rt ≡ log（1＋ Rt ＋ Ft）－ ft
Ａ．Vuolteenaho（2000, 2002）の恒等式

ρ：１より小さい正の定数

この付録では、参考のために、Vuolteenaho

kt －1：t －1期における近似誤差（2000, 2002）の論文で示された主要な式である

κt ≡－ ∆E（k
t
t －1）

（2）
式および
（3）
式を、Vuolteenaho（2000, 2002）

なお、∆Et は、同一の確率変数についての t 期との論文と同じ記号と定義を用いて示すとともに、t－1期における期待値の差、つまりE（·）－Et －1（·）
t

本文において示した式と本質的に同じであることであり本文と同じ定義である。

を示しておく。なお、この付録の一部の記号は本

まず、Vuolteenaho（2002）では rt を対数超過

文における定義と異なっていることには注意してリターンとしている。これを r volt とあらわすと、ほしい。

本文の rt との関係は、rt ＝ r volt ＋ ft である。また、

Vuolteenaho（2002, p.235） の（2）式 は t －1期

Vuolteenaho（2002）における et は本文におけるにおける対数変換した簿価時価比率（θt －1）に関すroet に等しく、これは記号が異なるのみである。

る恒等式であり、次のようである。また、この式

同様に、Vuolteenaho（2002）におけるθt －1は本は Vuolteenaho（2000, p.7）における（8）式に対文 に お け る bmt で あ る。 さ ら に、Vuolteenaho

応している。

（2002）における t －1期における近似誤差 kt －1は、
 （A.1）

ま た、Vuolteenaho（2002, p.236） の（3）式 はj
本文におけるξt を用いてΣ∞j=0ρξt+j とあらわすことができる。したがって、本文における記号に置
きかえると、（A.1）
式は次のようになる。

期待外リターンに関する恒等式であり、次のよう （A.3）である。

左辺を t 時点のbmt にすると、次のようになる。
（A.2）
ここで、各変数は次のように定義している。

（A.4）

Bt： t 期における株主資本簿価
bt ≡ log
（Bt）

この
（A.4）
式は、本文の（29）式に等しい。

Dt： t 期における配当

なお、（A.2）式の Vuolteenaho（2002）におけ

dt ≡ log（Dt）

る期待外リターンに関する恒等式も同じようにす

Xt： t 期における利益

れば、本文の（18）式に等しいことがわかる。

et ≡ log
Mt： t 期における株価
mt ≡ log（Mt）θt ≡ log《注》１）現 在価値恒等式（present-value identity）という表現はCampbell et al.（1996, Ch.7）、Cochrane（2005, Ch.20）、
Cochrane（2011a,b）などにしたがっている。以下で説明す

Ft： t 期における無リスク利子率

るように導出の過程で線形近似をおこなっているため、近ft ≡ log（1+Ft）– 145 –

年報 経営ディスクロージャー研究

似誤差を無視した場合には、近似的な現在価値恒等式

2017年３月

第16号

８）これは次式を満たすことから、連続複利の株式リターンで（approximate present-value identity）などと呼ぶべきもある。

のであるが（Cochrane2011a）、表現を簡潔にするために本文では「近似的な」という語は省略している。なお、ファイナンス分野における現在価値関係に関する研究のサーベイについては Campbell et al.（1996, Ch.7）、Cuthbertson９）Campbelletal.（1996）にしたがっている。なお、rt+1＝ln（1＋ exp（-dpt+1））＋ ∆dt+1＋ dpt とあらわしても、同様の展開をand Nitzsche（2004, Ch.7-9）および Cochrane（2005, Ch.20）などを参照してほしい。
２）Vuolteenaho の現在価値恒等式が残余利益モデルに対応すすることができる。
10）テイラー展開については、たとえば尾山・安田（2013,5.9節）
を参照。ただし、尾山・安田（2013, p.155）は、f
（x）
≈f
（x̄）

ることは、公表された Vuolteenaho（2002）には記述はな+f（x̄）′ （x － x̄）は微分の式であり、形式的には微分は１次のいが、Vuolteenaho（2000）においては示唆されている。まテイラー展開とみなすことができるとしつつも、微分の式

たCampbell（2000,p.1533）も同様の指摘をしている。

を１次のテイラー展開と呼ぶべきではないとしている。ま３）
（a）の内容を紹介・解説した論文として、Callen（2009）、
CallenandSegal（2010）、Callen（2015,2016）がある。本文で引用した研究以外には、Callenetal.（2006）、Clatworthya
etal.（2012）、Shanetal.（2014）、Callenetal.（2016）なた、対数線形近似については磯貝（2014）も参考になる。
11）磯貝（2014）および清水（2016）など参照。
12）
（x）
f を x¯ の値において線形近似するとき、近似誤差は x¯ に近いほど小さい。このことから、近似誤差を小さくするために、どがあり、日本企業のデータを用いた研究としては吉田

dp t+1の過去の平均値を基準点として近似することが考えら（2005）、Okuda and Shiiba（2010）がある。また、（b）のれる。なお、Cochrane（2005, 2011a）もρ＝0.96を用いて内容を紹介・解説した論文として、Callen（2015）、Eastonいる。Campbell（1991, p.178）では1927年から1988年のデand Monahan（2016）、小野（2014）がある。本文で引用

ータを用いているが、サンプル平均としてρ＝0.9962を用した研究以外には、Botosanetal.（2011）、Chattopadhyay

いている。また、青野（2008）は1970年から2005年までのet al.（2015）、Lyle and Wang（2015）などの関連する研日本企業のデータを用いているが、サンプル平均として ρ究があり、日本企業のデータを用いた研究として小野（2015）、小野・村宮（2016）がある。次に、（c）に関連した 内 容 を 紹 介・ 解 説 し た 論 文 と し て、Ball and Sadka（2015）、中野（2012）、中野・吉永（2017）、吉永（2017）がある。本文で引用した研究以外には、Balletal.（2009）、＝0.9863を用いるとしている（青野2008,p.30）。
13）この条件については Cochrane（2005, pp.401-404）において考察されている。
14）期待値をとるという操作は厳密には背後にモデルを想定する（ い く つ か の 仮 定 を す る ） こ と に な る。 こ の 点 はPatatoukas（2014）、Chue（2015）、Crawley（2015）など

CuthbertsonandNitzsche（2004,Ch.7）および福井（2008）の関連する研究があり、日本企業のデータを用いた関連する研究としては Yoshinaga（2016）がある。さらに、（d）の内容を紹介・解説した論文としては Callen and Segal（2013）がある。本文で引用した研究以外には García Laraetal.（2011）などがある。これらの（a）–（d）以外にも、
Goto et al.（2009）、Shan et al.（2013）なども、関連するの第３章第７節において説明がなされている。
15）こ の 点 の 説 明 は Cuthbertson and Nitzsche（2004, Ch.9）などにある。
16）Campbell（2000,p.1532）においても指摘されている。
17）Vuolteenaho の現在価値恒等式の導出は、福井（2008）によっても詳しく説明されている。以下では、脚注において、研究といえる。

福井（2008）において示されている式とも整合的であるこ

４）本稿の付録の（A.1）式や（A.2）式などである。

と を 確 認 し て い る。 ま た、Callen（2009） お よ び Callen５）例外として、福井（2008）において詳しく解説されている。

and Segal（2010）においても Vuolteenaho（2000）と同じ

また、会計研究において変動する割引率を考慮することの方法で証明が示されている。さらに、LyleandWang（2015）

重要性については、福井（2008）に加えて福井（2015）なも最初に簿価時価比率を示しそこから変形して同じ式を導ども参照のこと。なお、Campbell and Shiller（1988a）で示された Campbell–Shiller の現在価値恒等式に基づいたCampbell（1991）の分散分解を日本の株式市場において検出しているが、同一の方法である。
18）
（x）
f を x のある x̄ の値において線形近似するとき、近似誤差
は x ≈ x̄ であるとき小さい。このことから、近似誤差を小さ証した研究として青野（2008）がある。そこでは日本の株くするためには、株式リターンと会計リターンの式におけ

式市場においてCampbell（1991）の分散分解を用いた最初

る非線形の項においてこの x に対応する dpt+1と dbt+1についの論文であると指摘されており（青野 2008, p.24）、ファイて、それぞれ過去の平均値を基準点として近似することがナンス分野においても日本ではあまり研究がおこなわれて考えられる。さらに、同じ基準点において近似したいため、いないようである。

dpt+1と dbt+1の過去の平均値の加重平均を基準点として近似

６）密接に関連した論文として Campbell and Shiller（1988b）もある。
７）より正確には、Pt は t 期における株式時価総額である。本稿では表現を簡潔にするため株価としている。

している。
19）なお、前節とは基準点 x̄ の定義が異なるため、ρの定義も異なっている。
20）福 井（2008, p.80）はこれを「対数線形化された残余 ROE– 146 –

会計情報に基づく現在価値関係（椎葉）モデル」と呼んでいる。なお、福井（2008）は本稿における bmt 変数ではなく pbrt ≡ pt － bt=－
（bt － pt）=－bmt と定義にしている。
33）Lyle and Wang（2015）を参考にしている。ただし、Lyleand Wang（2015）は期待値をとった変数についての時系

される pbrt 変数を用いている。

列を仮定しているのに対して、ここでは例示のためにより

21）この点は Callenetal.（2005,p.386）の脚注16などにおいて単純な実現値についての時系列を仮定している。なお、実指摘されている。

現値についての時系列と期待値をとった変数についての時

22）EastonandMonahan（2005,p.533）では対数変換された簿価時価比率（本稿における bmt）を左辺とした同様の式が示系列との関係については、Cochrane（2008）において議論されており、福井（2008, p.82）では対数変換された時価簿されている。

価比率（pbrt ≡ pt － bt）を左辺とした同様の式が示されてい34）この（55）
式は、LyleandWang（2015）の（6）式に対応している。ただし、脚注33）で指摘したように Lyle and Wangる。

（2015）とは少し設定が異なっている。

23）この点は福井（2008, pp.80-81）にも分かりやすい説明があ35）Campbell（2000, pp.1530-1531）も同様の指摘をしている。

る。

また、福井（2008, pp.76-77）においても詳しく説明されて

24）ここでの rroet は、福井（2008,p.78）においても「連続複利いる。

ベースの残余 ROE」と呼ばれている。
25）福井（2008, p.87）との整合性を確認しておく。
（39）
式の右

36）より正確には FelthamandOhlson（1999）をベースにして

辺第１項の j ＝０について、次のようにあらわすことができいる。この Lyle et al.（2013）の研究は Callen（2016）おる。

よび小野（2014）において説明されている。
37）価値関連性研究における検証式は、しばしば Ohlson（1995）のモデルを理論的根拠としている。この点については、たとえば薄井（1999）、太田（2003）、大日方（2013）の第９章、および薄井（2015）の第６章などを参照のこと。

したがって、（39）
式は次のように書きかえることができる。

38）資本コストの研究においても、残余利益モデル等に基づいてインプライド資本コストを推定する一方で、複数の方法による推定値を比較・評価する際には、Vuolteenaho の現在価値恒等式の含意を考慮している研究もある（EastonandMonahan2005,Botosanetal.2011,Larocque2013）。
39）Penman（2016）および Lyle（2016）も参考のこと。
40）本稿の数式でいえば、（17）式の Vuolteenaho の現在価値恒等式や（18）式の期待外リターンに関する式ではなく、会計

こ れは１期ずらせば、具体的には t を t+1に置きかえれば、リターン（roet）の時系列をあらわした（53）
式を意味してい福井（2008,p.87）の表現に等しい。

る。なお、両者を区別せず理解することは、Ohlson（2001,

26）Vuolteenaho（2002）は、キャッシュ・フローの代理変数

p.114）の脚注２などで指摘されている、残余利益モデルととして会計利益を用いているとの立場から、ここでの利益

残余利益の時系列を仮定して導出した Ohlson（1995）のモ

ニ ュ ー ス を キ ャ ッ シ ュ・ フ ロ ー・ ニ ュ ー ス（cash-flow

デルとの混同と似ている。

news）と呼んでいる。
27）たとえば、EastonandMonahan（2005,p.504）の（1）式、Botosan et al.（2011, p.1087）の（1）式および（2）式、《参考文献》

Larocque（2013,p.151）の（11）式など参照。
28）この証明はMuramiyaandShiiba（2016）にしたがっている。

青野幸平，2008.「日本の株式市場の予測可能性」，『現代ファイナンス』，第24巻，
23–43．

29）ただし、対数変換した変数についての時系列を仮定した場
合 に は、Ohlson（1995） が 強 調 し て い る Miller and

Ball, R., Sadka, G., 2015. Aggregate earnings and why they
matter,JournalofAccountingLiterature34,39–57.

Modigliani（1961）などとの整合性を考慮する場合には問題になるかもしれない。この点は Lyle and Wang（2015,

Ball, R., Sadka, G., Sadka, R., 2009. Aggregate earnings and

p.508）、Penman and Yehuda（2015）、Penman（2016）、

asset prices, Journal of Accounting Research 47（5），および Lyle（2016）などでも議論されており、現時点では1097–1133.
Botosan, C. A., Plumlee, M. A., Wen, H., 2011. The relation

未解決の問題といえる。本稿の第５節も参照のこと。
30）このときこの時系列は定常（stationary）となる。

between expected returns, realized returns, and firm risk31）異時点間の共分散とはCov（εrroe,εrroe）s ＝ ···,－1,0,1,2,··tt-s （characteristics,ContemporaryAccountingResearch28（4），· ）のことであり、自己共分散とも呼ばれる。このとき自己

1085–1122.

相関もゼロとなり、系列相関のない確率過程となる。

Callen,J.L.,2009.Shockstoshocks:Atheoreticalfoundation32）ここでは Callen（2009）および Shan et al.（2014）を参考

for the information content of earnings, Contemporary– 147 –

年報 経営ディスクロージャー研究

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2017年３月

第16号

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月３日報告論文．

第５章，57–74．

– 149 –

資

料

資

料

【資料１】
2016年度日本ディスクロージャー研究学会役員一覧（任期：2015年４月１日〜2018年３月31日）
［会長］

薄井

［名誉会長］

柴彰（早稲田大学）
健次（関西大学）

黒川 行治（慶應義塾大学）［副会長］［常任理事］

奥村 雅史（早稲田大学）

総務、会誌（『現代ディスクロージャー研究』担当）

坂上

総務、研究（東日本地区担当）

学（法政大学）石川 博行（大阪市立大学）

総務、研究（西日本地区担当）

大柳 康司（専修大学）

総務（会員担当）、会誌（『年報 経営ディスクロージャー研究』担当）

乙政 正太（関西大学）

研究、会誌（『年報 経営ディスクロージャー研究』担当）

中條 祐介（横浜市立大学）

総務（会員担当）、会計

町田 祥弘（青山学院大学）

総務、会計

吉田 和生（名古屋市立大学） 総務（会報担当）、研究（中部地区担当）
吉田［理事］

靖（東京経済大学）

研究、会誌（『現代ディスクロージャー研究』担当）

浅野 敬志（首都大学東京）

浅野 信博（大阪市立大学）

岩渕 昭子（東京経営短期大学）

太田 浩司（関西大学）

太田 康広（慶應義塾大学）

奥田 真也（名古屋市立大学）

音川 和久（神戸大学）

加賀谷哲之（一橋大学）

亀川 雅人（立教大学）

木村 史彦（東北大学）

小西 範幸（青山学院大学）

多賀谷 充（青山学院大学）

竹原

野口 晃弘（名古屋大学）

均（早稲田大学）

八田 進二（青山学院大学）

古山

村井 秀樹（日本大学）

弥永 真生（筑波大学）

山本 達司（大阪大学）［監事］

神谷 健司（法政大学）
黒川 保美（専修大学）
田宮 治雄（東京国際大学、公認会計士）［幹事］

稲葉 喜子（はやぶさコンサルティング）
海老原 崇（武蔵大学）
大鹿 智基（早稲田大学）– 153 –徹（日経メディアマーケティング）

年報 経営ディスクロージャー研究

2017年３月

第16号

【資料２】
日本ディスクロージャー研究学会第13回研究大会プログラム
2016年５月28日（土）東京経営短期大学■自由論題報告（10：00～11：45）
司会：奥村 雅史（早稲田大学）
第１報告 「IFRS 任意適用の公表に対する株式市場の反応：企業間における差異を中心に」
金 鐘勲（一橋大学大学院生）
第２報告 「監査の質が経営者業績予想の正確性に与える影響」
早川翔（神戸大学大学院生）
・濵村 純平（神戸大学大学院生）
司会：吉田靖（東京経済大学）

第３報告 「企業におけるリコール関連情報の動向と開示の方策」
張 夏玉（専修大学）
第４報告 「連携事業における企業選定情報と知的資産経営報告の差異」
米岡 英治 ( 茨城キリスト教大学 )第５報告 「特許情報の株価への浸透過程の分析」
竹原均（早稲田大学）

井出 真吾（ニッセイ基礎研究所）■理事会（11：50～12：50）■会員総会（12：50～13：30）■特別プロジェクト最終報告（13：35～15：35）
司会：黒川 行治（慶應義塾大学）
第１報告 「負債と資本の中間項目の開示」
野口委員会
第２報告 「地域の再生エネルギーの展開とディスクロージャー」
村井委員会
第３報告 「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」
國村委員会– 154 –

資料

■統一論題報告・パネルディスカッション（15：40～18：00）
テーマ 「現代社会におけるディスクロージャーの役割」
司会：柴
第１報告 「地方自治体による発生主義財務情報開示の意義」
大塚 成男（千葉大学）
第２報告 「第三セクター方式の鉄道事業会社の経営とディスクロージャー」
鳥塚亮（いすみ鉄道株式会社）■懇親会（18：10～）– 155 –

健次（関西大学）

年報 経営ディスクロージャー研究

2017年３月

第16号

【資料３】
日本ディスクロージャー研究学会第14回研究大会プログラム
2016年12月18日（日）大阪市立大学・学術情報総合センター■自由論題報告（10：00～11：55）○第１会場
司会：村宮 克彦（大阪大学）
第１報告 「ハイブリッド証券に係る市場の反応と会計処理に関して－現金決済条項付転換社債型新株予約権付社債を題材として－」
山田 和宏（横浜国立大学院生）
第２報告 「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」
田澤 宗裕（名城大学）
第３報告 「インプライド自己資本コストからの事前リスクプレミアムの推定」
鈴木 一功（早稲田大学）
・竹原均（早稲田大学）○第２会場
司会者：浅野 敬志（首都大学東京）
第１報告 「同族企業の配当政策」
海老原 崇（武蔵大学）
・高橋 孝輔（武蔵大学院生）
第２報告 「配当水準と退職給付に係る負債」
野間 幹晴（一橋大学）
第３報告 「政策保有株式の売却行動に関する実証分析」
円谷 昭一（一橋大学）
・古賀 裕也（一橋大学）○第３会場
司会：木村 史彦（東北大学）
第１報告 「公務員関連理事による会計ディスクロージャーへの影響：
非営利法人のガバナンスに関する実証分析」
黒木淳（横浜市立大学）

第２報告 「企業ディスクロージャー資料に基づくミクロ分析：
金融危機後の米系大手銀行のビジネスモデルの変化と米系投資銀行業界の行方」
岡田 高明（藍澤證券㈱）第３報告 「ヘッジ会計の適用要因についての考察～一般ヘッジ、業種別ヘッジ、特例処理との比較分析を通じて～」– 156 –

資料

松山 将之（日本政策投資銀行）■会員総会（13：00～13：35）■統一論題報告（13：40～15：30）
テーマ 「経営者予想とディスクロージャー」
司会：音川 和久（神戸大学）
司会挨拶および趣旨説明
第１報告 「経営者予想利益の裁量性と市場の評価」
首藤 昭信（東京大学）
第２報告 「経営者予想の修正速度と市場の評価」
太田 浩司（関西大学）■統一論題討論（15：00～15：30）
座長 亀川 雅人（立教大学）■統一論題座談会（15：50～17：30）
座長：神山 直樹（日興アセットマネジメント）
討論者：
小澤 大二（インベスコ・アセット・マネジメント）
音川 和久（神戸大学）
首藤 昭信（東京大学）
太田 浩司（関西大学）■懇親会（17：40～）– 157 –

年報 経営ディスクロージャー研究

2017年３月

第16号

【資料４】
第２回JARDISワークショッププログラム
2017年３月18日（土）～20日( 月)北九州市立大学・北方キャンパス
３月18日 ( 土 )開会挨拶 第２回 JARDIS Workshop 準備委員会 委員長
梅澤 俊浩 （北九州市立大学）■第10回『現代ディスクロージャー研究』カンファレンス
司会：奥村 雅史（早稲田大学）
第１報告 「フェア・ディスクロージャー規制が与える影響の分析」
石川徹（大阪大学大学院経済学研究科 博士後期課程）

第２報告 「セグメント利益の管理と株式市場の反応」
高橋 克幸（早稲田大学大学院商学研究科 博士後期課程）■実証研究Ⅰ
司会：山本 達司（大阪大学）
第３報告 「決算発表の集中化と情報仲介機能」
森脇 敏雄（広島経済大学）
司会：奥村 雅史（早稲田大学）
３月19日 ( 日 )■実証研究２
司会：山本 達司（大阪大学）
第１報告 「Offset Repurchases」
河瀬 宏則（九州産業大学）
・太田 浩司（関西大学）
第２報告 「厚生年金基金制度の廃止とその要因分析」
壁谷 順之（朝日大学）

昼食（12：30～14：00）「日本経済新聞社のデータベース紹介と研究利用事例（仮題）」「マージェントのデータベース紹介と研究利用事例」「ビューロー・ヴァン・ダイクのデータベース紹介と研究利用事例」– 158 –

資

料

■実験研究
第３報告 「強制的な情報開示と情報獲得行動 : 複占市場実験による検証」
三輪 一統（神戸大学）

■特別講演
司会：坂上

学（法政大学）第４報告 「会計制度の経済分析」
薄井彰（早稲田大学）■懇親会（17：00～19：00）

3月20日

■制度研究
司会：吉田

靖（東京経済大学）

第１報告 「社会福祉法人の内部留保とディスクロージャー」
國見 真理子（田園調布学園大学）■理論研究
司会：太田 康広（慶應義塾大学）
第２報告 「A Theory of Tax Avoidance and Geographic Segment Disclosure」
村上 裕太郎（慶應義塾大学）・椎葉淳（大阪大学）閉会 （12：30）■エクスカージョン– 159 –

年報

経営ディスクロージャー研究（第16号）編集委員会
編 集 長：乙政正太（関西大学）
編 集 者：浅野敬志（首都大学東京）
浅野信博（大阪市立大学）
大柳康司（専修大学）
奥田眞也（名古屋市立大学）
木村史彦（東北大学）

年報

経営ディスクロージャー研究
第 16 号
発 行
編集人
発行人

2017年３月31日
乙 政 正 太薄 井彰

日本ディスクロージャー研究学会 ⓒ2016年〒169-8050 東京都新宿区西早稲田1-6-1
早稲田大学商学部大鹿智基研究室気付QUICKは⽇本経済新聞社グループの⾦融情報サービス会社です。

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