国際会計研究学会年報 2008年度

利益調整行動からみた包括利益と純利益の情報内容比
若林公美
甲南大学

要

旨

本稿の目的は，ボトムラインとしての包括利益と純利益の優劣比を行うことである。そのために，次の 2つのアプローチによって分析を行っている。第 1に，包括利益と純利益の価値関連性を比することである。第 2に，純利益が経営者の利益調整にさらされる可能性が高い場合に，純利益よりも透明性の高いといわれる包括利益のほうが価値関連性が高いか否かを比することである。

分析の結果は，包括利益よりも純利益の相対的情報内容が大きい
ことを示している。また，経営者による利益調整が顕著な場合においても，純利益の有用性を否定する証拠は得られなかった。つまり，
本稿は，経営者の利益調整行動の影響を受けやすいという理由から，純利益を廃止し，包括利益に一元化することが，必ずしも投資家の意思決定に資するわけではないという証拠を提供する点で意義がある。また，包括利益と純利益の相対的な情報内容を比する研究はみられるものの，利益調整行動を考慮した分析は類をみないという点が，本稿の特徴である。

79

キャッシュ・フローの予測情報を反映する資1. はじめに

産・負債というストック情報の差額に基づいて利益計算が行われる。近年，資産や負債の

IASB と FASB が会計基準のコンバージ

測定属性として，公正価値が選好されている

ェンスを目指して，取り組む共同プロジェク

ことを鑑みると，包括利益は，遠い将来へのト の 1つ に「財 務 諸 表 の 表 示（Financial

期待をより多く含んだキャッシュ・フローをStatement Presentation）」プロジェクトが利益測定の基礎とする点で純利益と対比されある。当該プロジェクトでは，純利益を廃止る。

し，包括利益を業績指標として位置づける抜

包括利益の開示を義務づける理由としては，本的な改革案が，繰り返し検討されてきた。

将来キャッシュ・フローの予測に役立つ情報

本稿の目的は，IASB や FASB が主張するを提供することや，利益情報の透明性を高めように，純利益よりも包括利益が業績指標とることが主張される（FASB, 1997, paras.

して優れているか否かを検証することである。

40‑41 and 62‑65）。また，実験研究によれば，純利益は，キャッシュ・フローの期間配分

包括利益情報は透明性に優れているため，経による収益と費用の差額として測定されるた営者による利益調整行動の影響を受けにくい

め，収益・費用アプローチと首尾一貫する利ともいわれる（Hirst and Hopkins, 1998;

益概念として位置づけられる。過去・現在・

Hunton et al., 2006)。

1)

近い将来のキャッシュ・フローの裏づけを担

このように，包括利益が将来キャッシュ・

保として測定される点が純利益の特徴である。

フローの予測や透明性に優れており，利益調

ただし，純利益は，そのキャッシュ・フロー

整 の 影 響 を 受 け に く い と い う FASB やの期間配分が経営者の裁量によって歪められ

IASB の主張は妥当性をもつのか。会計基準

るという点でしばしば批判を受ける。

のコンバージェンスの一環として，包括利益

一方，包括利益は，純資産の期中変化額とをボトムラインとして受け入れる以前に，わして測定され，純資産は資産と負債の差額とが国でも，その有用性を検証しておく必要性して算定されることから，資産・負債アプロがあるだろう。これまで，若林（2008），若ーチと首尾一貫する利益概念であるといわれ林・る。資産は将来キャッシュ・イン・フローを

キャッシュ・フローの予測可能性，持続性，もたらす潜在的便益を表すのに対して，負債

企業価値評価の観点から，わが国のデータには将来キャッシュ・アウト・フローをもたら基づいて包括利益と純利益を比す責務を表す（FASB, 1976, para. 164）
。しいずれの研究も，包括利益が純利益を凌駕すたがって，資産・負債アプローチでは，将来るほど圧倒的に優れた業績指標であることを2)

重倉（2008）では，リスク評価，将来してきた。

包括利益は，市場価値をベースとする公正価値に基づいて，資産・負債を客観的に測定することが可能であるため，その点で経営者の恣意性を排除できるといわれる。ただし，辻山（2007）は，資産と負債の公正価値の測定に際して，割引率の選択など，経営者による評価の恣意性を完全に排除することができないため，包括利益も同様の問題を抱えると，指摘している。
わが国の概念フレームワークに関する討議資料においても実証研究による証拠の蓄積を求めている（企業会
計基準委員会，2006）。

80利益調整行動からみた包括利益と純利益の情報内容比較

発見していない。むしろ，純利益の相対的なに関する先行研究を概観する。第 3節では，有用性が繰り返し確認されている。

仮説と分析に用いるモデルや変数について説

一方，若林（2006）は，純利益が経営者の明する。第 4節においてはサンプルと記述統

利益調整行動にさらされることを例証したの計量，第 5節においては実証結果を提示し，に対して，包括利益に関しては経営者による要約と今後の課題については第 6節で述べて利益調整の証拠を検出しなかった。したがっいる。

て，包括利益は，純利益に比べて経営者による利益調整の影響を受けにくいのかもしれな
い。もしそうであるならば，純利益が経営者

2. 先行研究のレビューの裁量によって歪められ，包括利益が透明性に優れた情報を提供することから，効率的な2.1 包括利益の価値関連性

市場は，純利益に代わって包括利益を有用な包括利益と純利益の情報内容を比業績指標とみなすかもしれない。

した先行研究として，Cheng et al.（1993），Dhal-

このような問題意識に基づき，本稿では，

iwal et al.（1999），Oʼ
Hanlon and Pope

純利益が経営者による利益調整行動にさらさ（1999），Biddle and Choi（2006）がある。

れる場合に，純利益よりも包括利益のほうがこれらの研究は，Biddle and Choi（2006）

優れた業績指標として株価形成に織り込まれを除いて，全般的に包括利益よりも純利益のるか否か検証することを目的とする。すなわ

価値関連性が高いことを報告している。

ち，裁量的発生高を用いた経営者の利益調整

包括利益の開示が義務づけられた年度をサ

行動とその他有価証券の売却損益による経営

ンプルにした最近の研究では，純利益を所与者の利益平準化行動に着目し，経営者によるとしてもその他の包括利益情報およびその個

利益調整行動が著しい場合に，株式市場は純別情報が株価と有意な関係をもつことが報告

利益よりも包括利益をより有用な業績指標とされている（Kanagaretnam et al., 2005;

して評価するか否かを検証するのである。包

Chambers et al., 2007）。もっとも，純利益

括利益と純利益の相対的な情報内容を比と包括利益の優劣比すを行うのであれば，る実証研究はいくつかみられる。しかし，利Dhaliwal et al.（1999）のように，その相対

益調整行動によって純利益の有用性が低下す

的情報内容を直接比ると主張されるケースであっても，包括利益

この点で，こうした研究の分析は必ずしも妥の有用性が相対的に上昇するわけではないこ

当なものではない。

しなければならない。

とを明らかにした点が，その他の実証研究とまた，米国では過半数の企業がその他の包大きく異なる。そして，包括利益を支持する

括利益情報を株主持分変動計算書に計上してFASB や IASB の主張と必ずしも首尾一貫

おり，包括利益を業績計算書のボトムライン

しない実証的証拠を提供するのが，本稿の最として開示しているわけではない。Cham-大の特徴である。

bers et al.（2007）は，その他の包括利益が本稿の構成は次のとおりである。まず，第株主持分変動計算書に計上されている場合に2節において，包括利益に関する価値関連性

のみ，増分情報内容を有することを発見してと会計発生高を用いた経営者の利益調整行動

いる。したがって，米国では，その他の包括
81

利益情報の有用性は支持されるものの，包括方法を提案した。裁量的発生高に着目した研利益をボトムラインとすることの妥当性が，究は，「企業は利益調整を行う」という仮定

必ずしも明らかにされていない。

に基づくが，その仮定が必ずしもすべての企

一方，わが国において，純利益と包括利益の相対的な情報内容の比業に該当するわけではないことや，測定誤差に焦点を当てた研の問題を理由に批判されることもある。しか究として，若林（2001），若林（2002），井手

しながら，利益調整を測る指標として定着し（2004），久保田・須田・竹原（2006）などがていることから，本稿では，裁量的発生高をある。いずれの研究も，概して，包括利益よ

利益調整の指標の一つとして取り上げる。

りも純利益が優れていることを示唆している。
わが国では，包括利益の開示が義務づけられ

2.3 裁量的発生高と価値関連性ていないという点で，米国とは状況が異なる。

一般に，発生主義会計に基づく利益は，キ

しかし，現在，株主持分変動計算書で，そのャッシュ・フローよりも優れた業績指標であ他の包括利益に相当する情報を開示するフォるといわれる。それは，発生主義会計が，キーマットが用いられている点では，大半の米ャッシュ・フローの期間的対応のズレを緩和

国企業の開示と首尾一貫している。これらのするからである（Dechow, 1994）。また，会

価値関連性に関する先行研究と本稿の主な相計発生高を通じたキャッシュ・フローの期間

違点は，経営者の利益調整行動を考慮したう配分によって，経営者の私的情報が投資家にえで，包括利益と純利益の相対的な情報内容伝達され，情報の非対称性を緩和することもを比期待される。Subramanyan（1996）は，経する点である。

営者の利益調整行動に基づく裁量的発生高が2.2 会計発生高と利益調整行動

株価形成に織り込まれることを発見している。

経営者の利益調整行動を分析するにあたっ

わが国においても，浅野（2001）は，裁量て，利益とキャッシュ・フローの差額である的発生高に着目し，それがキャッシュ・フロ

会計発生高に着目した研究は枚挙にいとまがーや非裁量的発生高を所与としても，株式リな い。た と え ば，Healy（1985），DeAn-

ターンと統計的に有意なプラスの関係がある

gelo（1986），Jones（1991）などの研究は，ことを例証している。一方，関（2007）は，会計発生高のうち，経営者の裁量によって歪経営者の利益調整によって報告利益が事前のめられている裁量的発生高を測定し，これを利益予想をわずかに上回るようなケースにお利益調整の指標とするさまざまな方法を提案

いて，利益の価値関連性が低下することを発している。特に，Jones（1991）は，個別企見している。

業の時系列データに基づき，会計発生高を売

本稿は，裁量的発生高の絶対値が大きいサ

上高の変化額，有形固定資産で回帰し，そのンプルに基づいて，包括利益と純利益の価値

予測誤差に基づいて裁量的発生高を測定した。

関連性を相対的に比これはのちにジョーンズモデルとして定着す

営者の利益調整行動を所与として，包括利益るが，Dechow et al.（1995）や Kothari etと純利益の価値関連性がどのように相違する

al.（2005）は，ジョーンズモデルを改良し，のかを検討する点で，こうした先行研究と異裁量的発生高の測定誤差がさらに小さくなるなっている。また，裁量的発生高を利益調整82する。したがって，経利益調整行動からみた包括利益と純利益の情報内容比較の尺度とするため，利益水準などの分布に歪次の帰無仮説を設定する。

みが生じている区間に属する限られたサンプ
ルのみを用いて仮説を検証するのではなく，個々の企業ごとにどの程度の利益調整が行わ

仮説 1：純利益と包括利益の価値関連性には差がない。

れているかを把握して，より多くのサンプルに基づいて仮説を検証する点でも先行研究と異なっている。

上記の仮説 1を検証するために，Chambers et al.（2007）に依拠し，以下の⑴式と3)⑵式を基本的な実証モデルとして設定する。

2.4 利益平準化行動
経営者による利益調整行動として，報告利＝ ＋益の平準化に着目する研究も数多くある。た＋∑とえば，Moses（1987）は，会計処理変更を＝ ＋

通じた利益の平準化が行われているか否かを

＋∑

＋
＋ε

⑴

＋ε

⑵

＋

検証するために，損益計算書において実際に報告された利益と会計処理変更の影響を取り＝年次リターン

除いた変更前利益のいずれが目標利益に近似＝純利益

しているかを分析した。本稿では，M oses

＝包括利益（1987）を参考に，その他有価証券の売却に＝利益が負であることを示す

よって純利益の平準化が行われているか否か

ダミー変数を判断する。そして，裁量的発生高だけでは＝年度ダミー変数なく，その他有価証券の売却を通じた利益平
準化にも着目することによって，純利益が経⑴式と⑵式には純利益と包括利益や年度ダ営者による利益調整行動にさらされている状

ミー変数以外に，利益が負である場合の係数況において，包括利益と純利益の相対的な情

ダミーを追加している。これは，利益と損失

報内容を比が株価形成に及ぼす影響の差異をコントロー

し，分析結果の頑健性を確保する。

ルするためである（Hayn, 1995）。上の⑴式と⑵式のパラメータ

3. 仮説とモデルとが統計的に有意なプラスの値となることを確認したうえで，決定係数の比によって，2つの業績指標のいずれが株式リターンのバラツキをよりよく

3.1 価値関連性の仮説とモデル説明できるかを明らかにする。

まず，その他の先行研究と同様に，純利益

かりに純利益の価値関連性のほうが包括利よりも包括利益のほうが業績指標として優れ益のそれよりも高いという結果が得られたとているか否か，全体サンプルを用いて，そのしても，その他の包括利益に増分情報内容が相対的な情報内容を比あるか否かは不明である。そこで，次の帰無する。そのために，

独立変数は期首の時価総額でデフレートされている。

83

仮説を設定する。

仮説 3：経営者による利益調整行動を所与とした場合，純利益と包括利益の価値関連性

仮説 2：純利益を所与とした場合，その他には差がない。

の包括利益に増分情報内容はない。
上記の仮説 3を検証するにあたって，本稿
上記の仮説 2を検証するために，以下の⑶式

では経営者の利益調整行動の尺度として，クを推定する。

ロスセクション推定に基づく裁量的発生高と利益平準化指標の 2つを用い，経営者による

＝ ＋
＋

＋
＋∑

利益調整が著しいサンプルをそれぞれ絞り込＋ε⑶む。そして，その部分サンプルに基づいて，
上記の⑴式と⑵式を推定し，決定係数の比＝その他の包括利益から，経営者による利益調整行動が著しい場
合に，包括利益の価値関連性が純利益のそれ

そして，⑶式のパラメータが統計的によりも高いか否かを分析する。

有意な値となるか否かを検定する。

3.3 裁量的発生高の測定
3.2 経営者の利益調整行動の影響に関する仮説

先行研究からも明らかなとおり，裁量的発生高から測定誤差を完全に取り除くことは困若林（2006）は，純利益と包括利益のヒス難である。そこで，本稿では複数のモデルをトグラムを描くことによって，純利益にのみ用いて裁量的発生高を測定することによって，ゼロ付近における分布の断絶を発見している。

分析結果の頑健性をチェックし，測定誤差のつまり，純利益には経営者の利益調整行動が問題に対応する。ただし，紙幅の関係上，本観察されるのに対して，包括利益に関しては

稿では，ヒーリーモデルと ROA 修正ジョー

同様の証拠が得られなかった。したがって，

ンズモデルのみを取り上げる。

4)

わが国の開示状況を所与とした場合，純利益

まず，ヒーリーモデルでは，会計発生高がが経営者による利益調整行動にさらされていすべて裁量的発生高から構成されると仮定す

ることがわかる。かりに純利益が経営者による。そのため，裁量的発生高は，次のようにって調整された業績指標であるならば，市場定義される会計発生高そのものである。

5)

は経営者による利益調整の対象となりやすい
純利益をネガティブにとらえ，その結果，純

＝

−

⑷

利益の価値関連性が低下し，包括利益の価値
関連性が相対的に上昇するのであろうか。そ＝会計発生高のため，本稿では以下の帰無仮説を設定する。

＝純利益＝営業キャッシュ・フロー

後述する分析結果は，ジョーンズモデル，修正ジョーンズモデルによる分析結果と首尾一貫していた。
⑷式，⑸式，および⑹式の変数は，すべて期首の総資産でデフレートされている。

84

利益調整行動からみた包括利益と純利益の情報内容比較

包括利益と純利益の相対的な情報内容にどの
次に，Kothari et al.（2005）が提案した
ROA 修正ジョーンズモデルでは，⑸式のとような影響を及ぼしているかについて検討する。

おり会計発生高を，売上高の変化額から売上債権の影響を控除したもの，有形固定資産，

3.4 利益平準化の指標

利益水準で回帰する。⑸式のモデルは，業

本稿では，Moses（1987）に基づいて，利種・年度別にクロスセクション・データを用

益平準化の指標を⑺式のとおりに測定する。

いて推定された。業種分類は，日経中分類を基本としながら，十分なデータ数を確保する

＝

−

−

−

⑺

ため，類似の産業を一つのグループにまとめた。本稿では，産業別のデータ数が最低 50＝利益平準化指標を超えるように，14の業種に再分類した。

＝その他有価証券の売却損益を取り除いた税引前当期利益＝＋＝目標利益（前期税引前利益）

−

＋

＋

＋ε

⑸

＝税引前当期利益＝売上高＝会計発生高利益平準化指標（＝売上高の対前年度変化）がプラスである

ことは，その他有価証券の売却損益の計上に＝売上債権の対前年度変化

よって，当期の報告利益が目標利益に近づい＝有形固定資産たことを意味し，利益の平準化が達成された＝純利益と判定する。すなわち，こうしたサンプルは，
ROA 修正ジョーンズモデルに基づく裁量

−
＋

＋
＋

6)

整が行われているものとして抽出される。

的発生高は，⑹式のように測定される。
＝

利益平準化の観点から，経営者による利益調−

4. サンプルと記述統計量⑹
本稿の全体サンプルは，以下の 6つの要件

本稿では，こうしたモデルに依拠して測定に基づいて選択されている。①日本経済新聞

された裁量的発生高の大きさによって，経営

デジタルメディア社の日経 NEEDS 企業財

者による利益調整行動の著しいサンプルを抽務データから 2001〜2006年の間に終了した出する。その上で，経営者の利益調整行動が会計年度について連結財務諸表のデータが入手できること。② 3月決算企業であり，かつ利益平準化指標については，経営者による利益平準化の対象となる利益指標およびその目標利益をどのように特定するかという問題がある。本稿では，利益平準化の対象を当期利益，その目標利益を前期における経営者の次期利益予想値とする代替的な利益平準化指標についても，同様の分析を繰り返した。紙幅の関係上，結果の報告は省略するが，分析結果は基本的に同じであった。

85

図表 1 記述統計量
変数

平均値

標準偏差

第一四分位

R
NI
CI
OCI

0.256
0.006
0.024
0.018

0.733
0.541
0.553
0.078

−0.0960.012
0.008−0.004(N＝10,029)
中央値 第三四分位
0.120
0.048
0.057
0.004

0.443
0.085
0.111
0.028

図表 2 変数間の相関係数 (N＝10,029)
R
NI
CI
OCI

R

NI

CI

OCI

1
0.110
0.135
0.198

1
0.990
0.086

1
0.225

1

その会計期間が 12ヶ月であること。③日本基準に準拠した連結財務諸表を作成していること。④その他の包括利益項目を算定する際

包括利益のほうが大きな値をとっている。
また，変数間の相関係数は，図表 2のとおりである。

に，その他有価証券評価差額金あるいは為替換算調整勘定が期首あるいは期末においてゼロではないこと。⑤日本経済新聞デジタルメ

5. 分析結果

ディア社の日本株式日次リターン・データから会計年度の 12ヶ月間にわたって月次リタ

5.1 全体サンプルによる分析結果

ーン・データおよび前期末株価が入手できる

全体サンプルの分析結果は，図表 3のとお7)こと。⑥銀行・証券・保険・その他金融業に

8)

りである。

属する企業でないこと。以上の要件を課した⑴式と⑵式の推定結果から，純利益と包括

結果，全体サンプルは 10,029の企業年度か利益の係数はともに t 値が有意なプラスの値

ら構成される。

を示しており，いずれの利益情報も株価形成

図表 1は，分析に用いられる変数の記述統に織り込まれていることがわかる。また，損計量である。株式リターン，純利益，包括利

失企業の利益反応係数をコントロールするた

益，その他の包括利益は，企業規模の影響をめのダミー変数を加えているが，その係数は捨象するため，それぞれ期首の時価総額でデ統計的に有意なマイナスの値を示している。

フレートしている。中央値および標準偏差は

これは，Hayn（1995）などの先行研究と同ほぼ同じ水準であるが，平均値に着目するとじである。また，純利益と包括利益のいずれ

決算月の 3か月後に終了する 12ヶ月間の月次リターン・データに基づく場合も，後述する分析結果は同じであった。
紙幅の関係上，年度ダミー変数の結果は省略している。また，モデルの推定にあたって，外れ値の影響を緩和するために，各変数の分布の上下 1％ を置換している。なお，上下 1％ の外れ値を取り除いた場合においても，分析結果は首尾一貫していた。

86

利益調整行動からみた包括利益と純利益の情報内容比較

図表 3 全体サンプルの分析結果
モデル

（1）

変数

係数

定数項
NI
DNEG NICI
DNEG CI
OCI
adj.R

t値

0.216
22.026
3.178
49.474−3.215 −42.891(N＝10,029)

（2）

（3）

係数

t値

係数

t値

0.207

19.8540.206
20.6143.160
49.164−3.191 −42.520

2.071
42.095−2.042 −33.483

Vuong 検定

0.464

0.433

(1)＞(2)(2)＜(3)z値
7.792−8.737

0.266
4.844
0.465
p値
0.000
0.000

が株式リターンをよりよく説明するのかを検利益を株主持分変動計算書に計上するわが国討するために設定した仮説 1を検証するため，の現行基準のように，純利益を業績指標としそれぞれの決定係数の差を比て位置づけるアプローチは支持されることがする Vuong

9)

検定を行った。ｚ値は 7.792と非常に高く，わかる。

純利益のほうが包括利益よりも有意に説明力が高いことを示している。
次に，その他の包括利益に追加的な情報内

5.2 利益調整行動が著しい部分サンプ
ルの分析結果容があるか否かを検討する目的で設定した仮図表 3でみたとおり，包括利益と比べて，

説 2を検証すべく，⑶式を推定している。図

純利益の価値関連性が高く，業績指標として

表 3から，純利益を所与としても，その他の優れていることが確認された。しかしながら，包括利益の係数は統計的に有意なプラスの値

包括利益と異なり，純利益は，経営者の利益を示している。すなわち，業績指標としての調整行動にさらされるという点で批判される

ボトムラインに着目した場合には，純利益のことが多い。一方，Subramanyan（1996）

ほうが包括利益よりも優れているが，純利益においては，経営者の利益調整行動を示す裁とあわせて，その他の包括利益情報が開示さ

量的発生高は，経営者と投資家の情報の非対れた場合，その他の包括利益情報にも増分情

称性を緩和することから，市場においてプラ

報内容があることが確認された。また，⑵式

スに評価されることが例証されている。

と⑶式の推定結果を比すると，包括利益そまず，本稿では，裁量的発生高を経営者ののものよりも，純利益とその他の包括利益を

利益調整行動の指標とし，その絶対値が大き区分するほうが説明力が高い。したがって，い部分サンプルを利益調整が顕著なサンプル

純利益をボトムラインとして，その他の包括とみなす。図表 4のとおり，ヒーリーモデル

なお，年度別に実証モデルを推定した場合や，包括利益と純利益が顕著に異なるサンプルとして，その他の包括利益の絶対値の大きさが上位 1 2または上位 1 4の部分サンプルを用いて実証モデルを推定した場合も，包括利益よりも純利益の価値関連性が高いという点で，全体サンプルの分析結果は基本的に変わらなかった。

87

図表 4 裁量的発生高の記述統計量
平均値
ヒーリーモデルROA 修正ジョーンズモデル

標準偏差 第一四分位−0.035−0.001

0.078
0.072

中央値

−0.064−0.027−0.036−0.001

第三四分位 観測数
−0.0090.023

10,0299,961

図表 5 裁量的発生高が著しく大きい部分サンプルの分析結果（ヒーリーモデル） (N＝2,508)
モデル
変数
定数項
NI
DNEG NICI
DNEG CI
OCI
adj.R
Vuong 検定

（1）

（2）

係数

t値

0.261
3.202
−3.22610.13023.616−22.404

（3）

係数

t値

0.246

9.240

2.450
−2.45521.620−20.098

0.413

0.395

(1)＞(2)(2)＜(3)z値
2.528−2.821

係数

t値

0.253
3.185
−3.2059.736
22.459−22.205

0.288
1.962
0.414
p値
0.011
0.005

図表6 裁量的発生高が著しく大きい部分サンプルの分析結果（ROA修正ジョーンズモデル）(N＝2,491)
モデル
変数
定数項
NI
DNEG NICI
DNEG CI
OCI
adj.R
Vuong 検定

（1）

（2）

係数

t値

0.261
3.024
−3.02310.78821.031−19.099

（3）

係数

t値

係数

t値

0.259

10.311

0.250
3.016−3.01410.15220.989−19.050

2.122−2.08818.547−16.138

0.393

0.372

(1)＞(2)(2)＜(3)z値
3.243−3.772

0.359
2.304
0.394
p値
0.001
0.000

に基づく裁量的発生高，すなわち会計発生高果を示している。ここでは，裁量的発生高のは，平均してマイナスである。これは先行研

絶対値の大きさによって絞り込んだ上位 1 4

究の結果と首尾一貫している。そして，裁量を経営者の利益調整行動が著しいと判断し，的発生高に基づき，純利益が経営者の利益調

その部分サンプルに基づく推定結果を報告し整行動に著しくさらされている状況において，

ている。

10)

純利益よりも包括利益の価値関連性が相対的

分析結果は，驚くべきことに，いずれの場に高くなるか否かを分析した結果が図表 5と合においても，一貫して，純利益のほうが包6である。図表 5はヒーリーモデル，図表 6

括利益よりも価値関連性が高いこと示していは ROA 修正ジョーンズモデルによる推定結る。したがって，純利益に対する経営者の裁88

利益調整行動からみた包括利益と純利益の情報内容比較

図表 7 利益平準化指標がプラスである部分サンプルの分析結果
モデル
変数
定数項
NI
DNEG NICI
DNEG CI
OCI
adj.R

（1）

（2）

係数

t値

0.300
3.148
−3.14816.87229.873−24.749

Vuong 検定

(N＝3,703)
（3）

係数

t値

係数

t値

0.293

15.582

0.283
3.101−3.07515.68729.394−24.070

2.072−1.99226.178−18.808

0.469

0.444

(1)＞(2)(2)＜(3)z値
3.662−4.860

0.456
4.802
0.472
p値
0.000
0.000

量行動が顕著なケースにおいても，純利益のざまな指標を用いても首尾一貫して観察されほうが依然として包括利益よりも株価形成にるものであり，分析結果の頑健性はきわめてよりよく反映されていることがわかる。つま高い。

り，純利益が包括利益よりも優れた業績指標であるという結果が繰り返し確認された。また，その他の包括利益には増分情報内容はあ5. 要約と今後の課題

るが，包括利益そのものよりも純利益とその本稿では，IASB や FASB が主張すると他の包括利益に分けるほうが，価値関連性がおり，純利益が経営者の利益調整行動にさら高まることも発見された。

される場合において，純利益より包括利益の

次に，利益平準化指標に基づき，その他有ほうが優れた業績指標になるという仮説が支価証券の売却損益によって純利益の平準化が持されるか否かを実証的に検討した。分析結達成されたがプラスである部分サンプ

果は，驚くべきことに，経営者による利益調

ルについて，純利益と包括利益の価値関連性

整行動の影響が著しい場合でも，首尾一貫しを比した。これは，その他有価証券によるて，純利益のほうが包括利益よりも価値関連

益出しを利益調整の尺度としている実験研究性が高いことを示していた。つまり，たとえと類似するものである。結果は図表 7のとお経営者が利益調整を行っているとしても，株り，包括利益よりも純利益の価値関連性が高式市場はボトムラインとして，包括利益よりいことを明らかにしている。つまり，たとえもむしろ純利益をより有用な業績指標として純利益が経営者の利益調整行動の影響を受け評価することが発見された。

るとしても，分析結果は，依然として包括利

また，その他の包括利益については，増分益よりも純利益のほうが価値関連性が高く，情報内容が確認されたが，包括利益そのもの

より優れた業績指標であることを裏づけていよりも，純利益とその他の包括利益を区分する。これは経営者の利益調整行動を示すさま

るほうがより高い説明力を示すことから，純裁量的発生高の絶対値の大きさが上位 1 2の部分サンプルに基づく分析結果も，基本的に同じであった。

89

利益をボトムラインとして，その他の包括利益を株主持分変動計算書に計上するわが国の現行基準のアプローチが支持されることもわかった。したがって，本稿の分析結果は，包括 利 益 情 報 を 開 示 す る と い う FASB やIASB のアプローチが全面的に否定されるものではないが，純利益と包括利益があわせて開示されることに大きな意味があることを示唆している。
包括利益は，公正価値評価による情報の透明性を前提として支持されてきたが，少なくともわが国では，純利益を凌駕するほど優れた業績指標であることは例証されていない。
また，昨今の金融危機など急激な環境変化のときには，市場が必ずしも信頼に足る公正価
値情報を提供できないなど，その有用性が疑11)問視される事態も生じた。これらの点を鑑みても，純利益を廃止し，包括利益に一元化す
るアプローチには重大な問題があるといわざ
るをえない。
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