IDJJF00286

論文名

自社株買い公表前における利益数値制御に関する実証研究
A study of managers’ earnings management prior to stock repurchaseannouncements

著者名

島田佳憲
Yoshinori Shimada

ページ

76-92

雑誌名

経営財務研究Japan Journal of Finance

発行巻号

第31巻第2号
Vol.31 / No. 2

発行年月2011年12月
Dec. 2011

発行者

日本経営財務研究学会
Japan Finance Association

ISSN

2186-3792

経営財務研究第 31 巻第 2 号■論

文

自社株買い公表前における利益数値制御に関する実証研究＊
島田佳憲（神戸大学大学院・日本学術振興会特別研究員）
要

旨

本稿では，自社株買い公表に先立つ経営者の利益数値制御について検証した。その結果，公表直前
期に裁量的会計発生高を用いて，事後的に実際に買い戻す意図なく公表を行った企業は利益捻出を行っていることが指摘できるとともに，事後的に実際に買い戻す意図を持って公表を行った企業は利益圧縮を行っている可能性があることがわかった。更に，このような利益数値制御において，経営者
はその制御手段として具体的に棚卸資産，減価償却費，そして特別損益を利用することが発見されている。
キーワード：自社株買い，利益数値制御，裁量的会計発生高，会計発生高構成要素，特別損益１

先行研究および仮説設定

本稿の目的は，自社株買いの公表に先立った経営者の利益数値制御とその手段について実証的に検証することにある。1997 年商法改正以後，我が国の自社株買いは急増し，近年もなお活況を呈しており，公表件数ならびに買入れ金額の両方において高水準で推移している。そのような中，我が国における自社株買いに関する研究も様々な視点で行われるようになったが，自社株買いの公表と利益数値制御について検証された研究は存在しない。また，国内外には IPO，SEO や合併のような資本政策と利益数値制御に関する研究は数多く存在するが，経営者の利益数値制御が具体的にどのような会計における勘定科目に反映されるかを検証した先行研究は寡聞にして知らない。それゆえ，本稿では，自社株買いの公表前における経営者の利益数値制御，そしてその具体的な制御手段について検証を行うこととする。
そもそも経営者が自社株買いを行う動機には大きく 2 つの考え方がある：フリー・キャッシュ・フ
ロー仮説とシグナリング仮説である。フリー・キャッシュ・フロー仮説は，企業内部に十分なフリー・* 本稿の作成にあたり，與三野禎倫先生（神戸大学），山﨑尚志先生（神戸大学）から貴重なコメントをいただいた。さらに，論文審査過程において編集委員長翟林瑜先生（大阪市立大学）ならびに 2 名の匿名レフェリーから多くの大変有益なコメントをいただいた。ここに記して，心より感謝を申し上げる。
また，本研究は日本学術振興会科学研究費補助金（課題番号：09J04599）による助成を受けている。なお，本稿にありうべき誤謬は全て筆者の責に帰するものである。

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キャッシュ・フローが存在するときに経営者は自社株買いを利用することを示唆している。余剰資金の投資先として行われる自社株買いは，自社株買い後に株価が上昇すること（Brennan and Thakor,
1990; Grullon and Michaely, 2002），そして NPV がマイナスのプロジェクトへの投資が行われないこと（Jensen, 1986）によって株主は便益を得ることができる。
一方，シグナリング仮説は，自社株が自社の将来利益の見通しに基づいたものよりも過小評価されていると経営者が考えるときに，経営者は市場にシグナルを発信する目的で自社株買いを公表するというものである。経営者しか知り得ない将来の見通しという内部情報を，市場参加者は経営者による自社株買いの公表を通じて知ることとなり，株式市場での当該株式の過小評価を修正する結果，自社株買い公
表企業の株価が上昇する。シグナリングを動機に自社株買いを実施する企業は，自社株買い公表前に株価の下落を経験していることが一般的である（Vermaelen, 1984; Ikenberry et al., 1995）。
経営者にとって株価の推移は大きな関心事の一つであるが，その株価を制御する一つの方法は利益
数値制御（earnings management）を介した方法である（Healy and Wahlen, 1999, pp.370-375）。
Chan et al.（2010）は，企業は更なる株価下落を食い止めるために自社株買いの公表の効果を利用して市場に虚偽のシグナルを発していると主張している 1。また Chan et al. は，会計発生高（accounting
accruals）を利益数値制御の代理変数として用いることで，そのような企業はシグナリングの影響を強めるために，公表前に利益を過大に割り増す傾向があることを報告している。減益は更なる自社株の過小評価を推し進めるため，シグナリングを動機に自社株買いを公表する企業には利益を押し下げるイン
センティブがないためである。
一方で，Gong et al.（2008）は，シグナリング以外の目的で自社株買いを公表する企業を対象にして，自社株買い公表前の利益数値制御を検証している。Gong et al. は，自社株買いの公表がシグナリング以外の目的であるか否かの区別について，自社株買い公表後の ROA の改善について分析した Lie（2005）に倣い，自社株買い公表期において実際に自社株買いを実施した場合にシグナリング以外の目的で自社株買いを公表したとみなして検証している。そして Gong et al. は，このようにシグナリング以外の目的で自社株買いを公表して実際に買入れを行った企業は，より少ない現金支払で予定数の自社株を買い戻そうとするために，自社株買い公表直前の利益を過小に報告する目的で利益数値制御を行い，株価を押し下げようとする傾向があることを発見している。
彼らは，シグナリング目的以外の自社株買いの潜在的な公表理由として，余剰現金（フリー・キャッ
シュ・フロー）の還元，エージェンシー・コストの削減，最適資本構成の達成，従業員ストックオプションへの利用，敵対的買収の防止策等を挙げている 2。これら潜在的な公表理由の目的を達成するためには，いずれの場合にも自社株を実際に買い戻す必要がある。したがって，実際に自社株を買い戻す意図を持って自社株買いを公表する経営者には，自社株買い直前に株価を押し下げるために報告利益を裁量的に制御するインセンティブがある。
そこで，経営者が自社株買いを実施するつもりではない企業では，株価下落を抑止して自社株買いの1

Comment and Jarrell（1991）や Zhang（2002）は，自社株の買入れ金額が大きい企業ほど市場はその強いシグナルに対して反応を示し，公表後の異常リターンが大きくなることを報告している ｡
2 他にも，配当の代替的手段，成熟企業へのライフサイクルの移行，EPS の改善等が自社株買い公表の
潜在的理由として考え得る（畠田・相馬 , 2009）。

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公表によるシグナリング効果をより効果的なものにするために，利益数値を過大にする利益数値制御が行われると推測される。一方で，実際に自社株買いを実施しようとしている企業では，より少ない資金で買入予定株式数を買い戻すために株価を下落させる意図のもとで，株価利益を過小にする利益数値制
御が行われていると考えられる。
このような経営者が自社株買いの公表前に報告利益を制御する可能性があるという考え方は，企業が様々な資本政策の前に報告利益を制御するかどうかを検証している先行研究とも符合する（Teoh etal., 1998a, 1998b; Erickson and Wang, 1999; Shivakumar, 2000; Louis, 2004; 永田・蜂谷 , 2004; 浅野
他 , 2007; 北川 , 2009）。先行研究では，経営者は MBO，IPO，SEO や株式対価の合併のような資本政策の前に利益数値制御を行っていることを，その代理変数として裁量的会計発生高（discretionary
accounting accruals; DA）を利用して発見している 3。
例えば，Teoh et al.（1998a）は経営者が IPO 周辺において利益数値を制御していることを，裁量的会計発生高を利用して確認している。また SEO に関して，Teoh et al.（1998b）や Shivakumar（2000）
は SEO 実施企業の裁量的会計発生高が異常に大きくなり，経営者は SEO 実施に際して利益捻出を行っていることを報告している。株式対価の合併に関する研究では，Erickson and Wang（1999）および Louis（2004）によって，取得企業の合併直前の四半期において裁量的会計発生高が大きくなることから，これら取得企業は利益を過大報告していることが主張されている。国内に目を移すと，IPO に着目した研究では永田・蜂谷（2004），合併のような組織再編に関する研究では浅野他（2007）や北川（2009）が経営者の利益数値制御を検証した研究として挙げられ，いずれの研究においても裁量的会計
発生高を利益数値制御の代理変数として援用するとともに，海外における研究成果と整合する結果を報告している。
よって，SEO や IPO と同じように資本政策の一環である自社株買いにおいても，経営者のそれぞれの自社株買い公表の意図に即応して利益数値制御が行われ，それは利益数値制御の代理変数である裁量的会計発生高で確認されることが期待される。以上のことから，次のように仮説 1 を設定できる。
仮説１

事後的に自社株を買い戻す意図なく自社株買いを公表した企業では，その公表前に利益数値を過大にするために，利益捻出のための会計手続きが選択され，裁量的会計発生高は大きくなる。一方で，事後的に自社株を買い戻す意図を持って自社株買いを公表する企業では，その公表前に利益数値を過小にするために，利益圧縮のための会計手続きが選択され，裁量的会計発生高は小さくなる。

先行研究において企業は重大な資本政策の前に利益数値を制御することが示されているが，具体的にどのようにして経営者が利益数値を制御しているかを検証した研究は少ない。数少ない研究の 1 つが Perry and Williams（1994）である。彼らは MBO を対象に研究を行い，経営者は償却性固定資産の減価償却を用いて利益数値の制御を行っていることを発見している。また Marquardt and Wiedman（2004）は，SEO を対象に経営者の利益数値制御の方法を検証している。そして，SEO を実施する企

3

企業が自社株買い公表以前において利益数値を制御するのは会計発生高を通じてのみではない。例えば Di and Marciukaityte (2007) は，経営者は自社株買い前に研究開発費の支出を減少させ，自社株買い後に研究開発費を増加させることを発見している。

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業は早期に収益の認識を行うことによって会計利益を制御していることが報告されている。また，彼らは収益および売上債権の早期認識による利益数値制御は費用の認識を繰り延べる利益数値制御よりも好まれるという実証証拠を示唆している。
本稿では，自社株買い公表前における経営者による利益数値制御が，どの勘定項目で確認されるかを検証する。ここでは Scott（2009）が代表的な会計発生高の項目として挙げた売上債権，棚卸資産，
買入債務および減価償却費の異常部分に着目する。更に Thomas and Zhang（2002）は売上債権の変動
額，買入債務の変動額，棚卸資産の変動額，減価償却費と事後的な異常リターンの関係性について分析を行ったところ，売上債権の変動額や買入債務の変動額と株式異常リターンとの関係に有意な結果は確認できなかったものの，棚卸資産の変動額および減価償却費と株式異常リターンの間には統計的に有意な関係が確認されている。つまり売上債権や買入債務の変動額よりも棚卸資産の変動額や減価償却費の方が株価との関連性が強く，株価変動に影響を及ぼし易い。それゆえ，売上債権，棚卸資産，買入債
務および減価償却費のうち，とりわけ棚卸資産ならびに減価償却費に焦点を当てて，次のように仮説 2を設定する。
仮説２

事後的に自社株を買い戻す意図なく自社株買いを公表した企業では，その公表前に利益数値を過大にするために，棚卸資産および減価償却費を用いて利益捻出のための会計手続きが選
択される。
一方で，
事後的に自社株を買い戻す意図を持って自社株買いを公表する企業では，その公表前に利益数値を過小にするために，棚卸資産および減価償却費を用いて利益圧縮のための会計手続きが選択される。

また，Marquardt and Wiedman（2004）は，売上債権，買入債務，棚卸資産および減価償却費のよ
うな経常項目は，特別損益のような非経常項目よりも利益数値制御に用いると潜在的により多くのコストがかかると主張している。例えば，Palmrose et al.（2004）では，後日に報告利益を修正するとき，
非経常項目のみに関する訂正に対して市場はわずかにマイナスの評価を行う一方で，経常項目にも関わる訂正であった場合には市場は大きなマイナスの評価を行うことが示されている。それゆえ，経営者は利益数値制御発覚時のことを踏まえて，経常項目よりも非経常項目を用いて利益数値制御を行うと思われる。したがって，利益数値制御が明るみになったときのコストがより小さくて済む非経常項目，つまり特別損益に焦点を当て，次のように仮説 3 を設定する。
仮説３

事後的に自社株を買い戻す意図なく自社株買いを公表した企業では，その公表前に利益数値を過大にするために特別利益が大きくなる。一方で，事後的に自社株を買い戻す意図を持って自社株買いを公表する企業では，その公表前に利益数値を過小にするために特別損失が大
きくなる。

２
⑴

リサーチ・デザイン
裁量的会計発生高の測定

本稿では須田・首藤（2001）に倣って会計発生高とキャッシュ・フローを測定する。具体的には次の式によって算出される。
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会計発生高（TotalAcc）＝ [Δ 流動資産－ Δ 現金預金 ] －[Δ 流動負債－ Δ 短期借入金・社債合計 4] －[Δ 貸倒引当金＋ Δ 賞与引当金・未払賞与＋
Δ その他の短期引当金＋ Δ 退職給付引当金＋Δ その他の長期引当金 ] －減価償却費・無形資産の償却（1）

キャッシュ・フロー（CF）＝当期純利益（NI）－ 特別利益
＋特別損失 － 会計発生高（TotalAcc）（2）

多くの会計発生高に関する研究では，経営者が裁量的に収益の認識を早期化させたり，費用の認識を繰り延べたりする裁量的会計発生高，そして会計システムによってシステマティックに計上され，経営者の裁量とは関係なく発生する非裁量的会計発生高に区分して分析を行っている。本稿においても，多くの先行研究と同様に，自社株買いを公表する企業は機会主義的に利益数値を制御しているかどうかを検証するために，裁量的会計発生高を利益数値制御の測定尺度とする。ここでは，Dechow et al.（1995）
により提唱された次式（3）の修正ジョーンズ・モデルによって裁量的会計発生高を推定する。
〈修正ジョーンズ・モデル〉
TotalAcci,t = α0＋α1 (∆Salesi,t－∆AccReci,t)＋α2PPEi,t＋εi,t（3）

各変数は次の通りであり，前期末総資産 TAi,t-1 によってデフレートされている。
∆Salesi,t：会計期間 t における売上高の変化額∆AccReci,t：会計期間 t における売上債権の変化額

PPEi,t：会計期間 t における償却性固定資産（3）式について，クロスセクションで日経業種中分類に基づく 32 業種（金融機関を除く）について
半期ごとに行う。その際，対象サンプル企業と同業種に属する非サンプル企業を用いて会計発生高を推定し，その推定値からサンプル企業の正常な会計発生高である非裁量会計発生高（non-discretionary
accruals; NDA）を算定する。ここでは，（4）式のように実際の会計発生高から非裁量会計発生高を差し引いた予測誤差を裁量的会計発生高（discretionary accruals; DA）とみなす。
DAi,t = TotalAcci,t－NDAi,t⑵（4）

会計発生高構成要素の異常部分の測定

仮説 2 を検定するに際して売上債権，棚卸資産，買入債務および減価償却費の異常部分を特定化す

4

Δ 短期借入金・社債合計＝ Δ1 年以内返済の借入金（=Δ 短期借入金 +Δ 役員・従業員借入金 +Δ コマーシャ
ル・ペーパー +Δ1 年以内返済長期借入金）+Δ1 年以内返済社債・転換社債とする。

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る必要があるが，本稿では SEO および MBO における経営者の利益数値制御について検証を行った
Marquardt and Wiedman（2004）と同一の算定方法を採用する。会計発生高の構成要素の異常部分の特定を図ったモデルは数少なく，Marquardt and Wiedman（2004）のモデルはその１つである。具体的には次式の（5）式～（8）式の算定式のように，売上債権については売上高の成長率，棚卸資産と買入債務については売上原価の増加率，そして減価償却費については償却性固定資産の成長率によって当期の会計数値の調整が行われる。
特別損益項目に関する仮説 3 の検証に際しても，（9）式のように Marquardt and Wiedman（2004）と同様の指標を用いて検証を行う。特別損益項目は非経常項目であるため，ある会計期間に発生したすべての特別利益および特別損失を異常部分として取り扱う。
異常売上債権UARi,t = [ARi,t－(ARi,t-1*Salesi,t / Salesi,t-1)]/TAi,t-1（5）

異常棚卸資産UINVi,t = [INVi,t－(INVi,t-1*COGSi,t / COGSi,t-1)]/TAi,t-1（6）

異常買入債務UAPi,t = [APi,t－(APi,t-1*COGSi,t / COGSi,t-1)]/TAi,t-1（7）

異常減価償却費

UDEPi,t = [DEPi,t－(DEPi,t-1*PPEi,t / PPEi,t-1)]/TAi,t-1（8）

USIi,t = SIi,t / TAi,t-1

（9）

特別損益
ここで各変数は次の通りである。
ARi,t：会計期間 t における売上債権

Salesi,t：会計期間 t における売上高

INVi,t：会計期間 t における棚卸資産

COGSi,t ：会計期間 t における売上原価

３
⑴

APi,t

：会計期間 t における買入債務

DEPi,t：会計期間 t における減価償却費

PPEi,t：会計期間 t における償却性固定資産

SIi,t：会計期間 t における特別損益

TAi,t：会計期間 t における総資産

サンプルおよびデータ
サンプルおよびサンプルの特徴

本稿におけるサンプルは，NEEDS Financial Quest によって入手した 2002 年 1 月から 2010 年 12月までの 96 ヶ月の間に自社株買いの公表を行った企業（金融機関を除く）である。分析に必要な財務データは NEEDS Financial Quest から入手している。本稿のサンプル期間においては，合計 9,086 件
81

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経営財務研究第 31 巻第 2 号の自社株取得公表が行われている。表 1 に示すように，（1）決算期を変更した会計期間，（2）自己資本の値がマイナス（債務超過）である会計期間，（3）必要な財務データを入手できない会計期間に該当する自社株買い公表は除外され 5，その結果，最終的に 7,994 件が本稿におけるサンプルとなる。
表１

サンプル選定基準
9,086

金融機関を除く自己株式取得公表
決算月変更
債務超過
必要な財務データ不足

(20)

9,066

(6)

9,060

(1,066)

7,994

また，裁量的会計発生高およびその一部構成要素の異常部分に関して，本稿では自社株買いが公表された期間の直前の半期会計期間の数値を基礎に測定する。多くの研究では年次の会計数値を利用することが一般的であるが，経営者の利益数値制御の動向をより的確に捉えるために本稿では 6 ヶ月ごとの決算報告数値に基づいた分析を実施する 6。
表 2 は，本稿のサンプルを暦年ベース（上期・下期別）で表したものである。全体では 7,994 件において自社株買い公表が行われたが，2002 年と 2003 年に集中していることが確認される。これは自社株買いに関する法制度の制定・改定が関係していると思われる。たとえば，2001 年 6 月の商法改正において，企業は株主総会決議を経たうえで配分可能な限度内であれば目的や数量を問わず自己株式を取得し保有することができるようになった（商法 210 条，会社法 156 条・461 条）。更に 2003 年 9 月
以降には，機動的な自社株買いの実施等の観点から，従来の株主総会決議による取得方法に加えて定款授権に基づく取締役会の決議のみによる取得も認められたため（会社法 156 条・165 条），企業はより自由に自社株を取得できるようになった。このように 2002 年および 2003 年において自社株買いに係る法制度が改正され，企業はより機動的に自社株買いを実施することが可能になったために，この時期の自社株取得公表件数が多いと考えられる 7。

金融機関については，財務諸表の内容が一般事業会社と異なるために分析に必要な変数を算定することができないために除外される。また本稿では各変数を半期（6 ヶ月）ごとに算出しているが，決算期の変更があった場合には損益算出期間が 6 ヶ月ではなくなり，このような場合には画一的に変数を算出することが不可能であるために除外される。自己資本がマイナスである場合には，企業の財政状態が異常であるうえに，経営者は自社株買い公表の他にも大きな利益数値制御の動機を有するため除外される。
6 仮に年次決算が 3 月であり，かつ 5 月に自社株買いを公表した企業を想定する。年次決算に基づけば，
3 月期の決算データを利用できるのは通常 6 月下旬頃であるため，5 月の自社株買い公表時点では前年の 6 月に公表された 11 ヶ月前のデータを利用することとなる。一方で，半期決算であれば 9 月の半期決算の財務データは通常 11 月上旬頃に公表されるため，より直近の新しいデータを利用して分析を実5施できる。また会計期間が長くなれば，より多くの経営判断が行われるとともに，その判断が会計行動を通じて財務データに反映されるため，その期間に含まれる自社株買い公表に関する会計行動以外の情報がノイズとして財務データに含まれるようになる。
7 2003 年 9 月までの期間では，主として株主総会決議によって自社株買いの取得枠（株数および金額の上限）が設定されていたため，2002 年および 2003 年では株主総会が実施される上期に公表が集中していることが確認できる。

82

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表２
暦年
2002
2003
2004
2005
2006
2007
2008
2009
2010
計

⑵

サンプルの暦年分布

上期
1,494
1,548
404
398
415
483
552
230
198
5,722

下期

17
10
363
255
319
503
540
225
40
2,272

計
1,511
1,558
767
653
734
986
1,092
455
238
7,994

自社株を買い戻す意図の有無の区別

本稿の仮説を検証するにあたって，経営者が事後的に実際に自社株を買い戻したかどうかを区別する必要がある。ここでは，Lie（2005）や Gong et al.（2008）に倣って，各々の自社株買いの公表を区分する。具体的には，自社株買い公表期に株式時価総額の 1% 以上 8 の金額に相当する自己株式を買い戻している場合には，事後的に買い戻す意図を持った自社株買い公表であったとする。他方，自社株買いの公表を行ったにもかかわらず，
その公表に基づいた自社株買いを実施しない，
つまり 1 株も買入れを行っていない場合には，その公表を事後的に買い戻す意図のない公表であったとする 9。
本稿のサンプルでは，全体の 23.89% にあたる 1,910 件における自社株買い公表で，全く買入れが行われなかった。一方，全体の 28.55% を占める 2,282 件における自社株買い公表では，公表会計期間中に金額ベースで株式時価総額の 1% 以上の自社株買いが行われている。これ以後，便宜上，前者を自社株買い非実施グループ，後者を自社株買い実施グループと呼ぶことにする。

自社株買いの経済的な効果を測定するに当たって，極端に自社株買い実施規模が小さな場合はその経済的な影響も小さいため，このような基準を設けている。
9 自社株買い公表後にシグナリング効果によって株価が急上昇した場合には，自社株を買い戻さない可能性がある，という議論がある。我が国における自社株買い後の短期的な株価効果はプラスであり，自社株買い公表に伴い株価が上昇することが確認されている（Hatakeda and Isagawa, 2004）。一方で，長期的な株価効果については，山口 (2008) が我が国における自社株買い公表後の長期的な異常リ
ターンはマイナスになることを発見している。したがって，我が国企業が自社株買いを公表すると短期的には株価は上昇するが，長期的に見ると公表後に株価が下落して公表前の水準へ戻るように下落する。それゆえ，我が国においては自社株買い公表後にシグナリング効果で株価が上昇したとしても，

8

その後に株価が下落する傾向があるため，経営者に実際に自社株を買い戻す意図がある場合には買入れが行われている可能性が高いと思われる。

83

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４
⑴

分析結果
記述統計量

表 3 は各変数について，自社株買い実施グループと自社株買い非実施グループごとに記述統計量を表したものである。TotalAcc の平均値と中央値は，自社株買い実施企業グループにおいてはそれぞれ－ 0.01599 と－ 0.01726，また自社株買い非実施グループにおいては－ 0.01817 と－ 0.01846 であることが確認される。
表３

変数の記述統計量（自社株買い実施グループ・自社株買い非実施グループ別）

自社株買い実施企業(N＝2,282)

平均値

標準偏差

最小値

中央値

最大値

TotalAcc‑0.01599

0.05875‑0.36064‑0.01726

0.46213NI

0.01774

0.03653‑0.65423

0.01586

0.21252

CF

0.039400.03940‑0.54811

0.03799

0.37645DA‑0.00028

0.05292‑0.17581

0.00059

0.17778

UAR‑0.00269

0.03362‑0.13446‑0.00077

0.12594

UINV‑0.01098

0.05532‑0.31686‑0.00124

0.25305

UAP‑0.00515

0.03905‑0.49343‑0.00134

0.52648

UDEP

0.000700.00405‑0.02001

0.00067

0.02159

USI‑0.00566

0.01720‑0.10634‑0.00255

0.10771

自社株買い非実施企業(N＝1,910)

平均値

標準偏差

最小値

中央値

最大値

TotalAcc‑0.01817

0.05683‑0.59823‑0.01846

0.35690NI

0.00861

0.04536‑1.53521

0.009510.20885

CF

0.019420.06888‑1.04469

0.02055

0.41626DA

0.002360.04968‑0.17581

0.00257

0.17778

UAR‑0.00216

0.01478‑0.06723‑0.00075

0.06297

UINV‑0.00817

0.02668‑0.12674‑0.00167

0.11076

UAP‑0.00526

0.02752‑0.28691‑0.00179

0.20304

UDEP

0.000140.00354‑0.02001

0.000100.02159

USI

0.007360.01598‑0.08746

0.00353

0.10771（注）各変数の定義は次の通りである。
会計発生高(TotalAcc)＝[Δ流動資産−Δ現金預金]−[Δ流動負債−Δ短期借入金・社債合計]−[Δ貸倒引当金＋Δ賞与引当金・未払賞与＋Δその他の短期引当金＋Δ退職給付引当金＋Δその他の長期引当金]−減価償却費・無形資産の償却，キャッシュ・フロー（CF）＝当期純利益（NI）−特別損益（USI）−会計発生高（TotalAcc），
DA：裁量的会計発生高，UAR：異常売上債権，UINV：異常棚卸資産，UAP：異常買入債務，UDEP：異常減価償却費。いずれの変数も前期末総資産でデフレートされている。

⑵

自社株買い実施と会計発生高に関する単変量分析

表 4 は，DA, UAR, UINV, UAP, UDEP および USI に関して，自社株買い実施グループと自社株買い非実施グループのそれぞれの平均値を表している。また，右側の結果は，両グループ間で平均値に差が存在するかどうかを検定した結果である 10。なお，等分散性の検定の結果，両群の等分散を仮定できなかったため，Welch の方法による t 検定を実施している。
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自社株買い実施グループでは，より少ない手元資金で予定している自社株を買い戻すという目的で株価を下落させるインセンティブがあり，利益圧縮型の利益数値制御を行っている可能性がある。
一方で，自社株買い非実施グループでは，自社株買い公表に伴うシグナリング効果を利用して，株価の上昇を意図して自社株買いを公表するインセンティブがあるため，利益捻出型の利益数値制御を行っていることが予期される。まず表 4 の結果より仮説 1 について確認する。裁量的会計発生高（DA）の符号は自社株買い実施企業でマイナス，そして自社株買い非実施企業ではプラスである。したがって，自社株買い非実施企業は利益捻出を行っていることが示唆されるとともに，自社株買い実施企業は利益圧縮を行っているかもしれない。また，両者の差は－ 0.0026 であり，これは 10％水準で統計的に有意に異なっている（t 値 = － 1.662）。それゆえに，実際に買い戻す意図なく自社株買いを公表した企業では利益捻出型の利益数値制御が，一方で実際に買い戻す意図を持って自社株買いを公表した企業では利益圧縮型の利益数値制御が行われている可能性がある 11。
次に仮説 2 が支持されるかどうかを確かめるために，会計発生高の主要な構成要素の異常部分，つまり異常売上債権（UAR），異常棚卸資産（UINV），異常買入債務（UAP）および異常減価償却費（UDEP）
に関する結果を確認する。自社株買い実施企業では利益圧縮を，自社株買い非実施企業では利益捻出を行う動機を経営者が有していることを踏まえると，両グループの間では，UAR と UINV では自社株買い実施グループの値は自社株買い非実施グループの値よりも小さく，逆に UAP と UDEP の 2 項目では自社株買い実施グループの値は自社株買い非実施グループの値よりも大きくなると考えられる。表より，すべての項目において期待通りの関係が示されていることがわかる。
それぞれの項目に関して，平均の差の検定を実施した結果，UAR と UAP では統計的に有意な差は確認されなかったものの，UINV については 5% 水準（t 値 = － 2.148）で，また UDEP については 1% 水
準（t 値 = 6.449）で統計的に有意な差が両グループ間に存在することが報告されている。これら結果を踏まえると，自社株買いを公表する企業はそれぞれの自社株買い公表の目的をより有利に達成するために，棚卸資産および減価償却費を利用して自社株買い公表前に利益数値制御を行っていることが示唆され，本稿の仮説 2 は支持される。
最後に，特別損益（USI）に関する結果を確認する。自社株買い実施企業では USI の符号はマイナスであることから特別損失が計上されており，一方の自社株買い非実施企業では USI の符号がプラスであるため特別利益が計上されていることがわかる。これらは仮説 3 を支持する符号である。また両者に
t 値 = － 25.374 であり 1% 水準で統計的に有意であることから，
ついて平均の差の検定を実施した結果，自社株買い実施企業と自社株買い非実施企業の間では特別損益の計上に違いがあり，仮説 3 は支持さ
れる。

10
11

各変数を ±3σ で winsorize して異常値処理を行った場合においても，同様の結果が確認されている。
±3σ で winsorize して異常値処理を行った場合，DA の値は自社株買い実施グループでは－ 0.0003，
自社株買い非実施グループでは 0.0024 であり，両者の差は－ 0.0027 となる。この差は統計的に 10%水準で有意である（t 値 = － 1.788）。また，修正ジョーンズ・モデルではなく，CFO 修正ジョーンズ・
モデルを用いて DA を推定した場合，DA の値は自社株買い実施グループでは－ 0.0002，自社株買い非実施グループでは 0.0035 であり，両者の差は－ 0.0038 となる。この差は統計的に 10% 水準で有意である（t 値 = － 1.702）。

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表４

単変量分析結果（自社株買い実施グループ 対 自社株買い非実施グループ）
自社株買い実施企業(N＝2,282)

自社株買い非実施企業(N＝1,910)

差

t値

*

DA

‑0.00028

0.00236‑0.0026‑1.662

UAR‑0.00269‑0.00216‑0.0005‑0.686

UINV‑0.01098‑0.00817‑0.0028‑2.148UAP‑0.00515‑0.00526‑0.0001

0.107

UDEP

0.000700.000140.0006

6.499

***

USI

‑0.00566

0.00736‑0.0130‑25.374*****（注）*, **, ***はそれぞれ統計的に10%水準，5%水準，1%水準で有意であることを示す。
2群の等分散を仮定できなかったため，Welchのt検定の結果を示している。 各変数は次の通りである。
DA：裁量的会計発生高，UAR：異常売上債権，UINV：異常棚卸資産，UAP：異常買入債務，UDEP：異常減
価償却費，USI：特別損益。いずれの変数も前期末総資産でデフレートされている。

⑶

自社株買い実施と会計発生高に関する多変量分析

企業が自社株買いを公表した後に，実際に自社株買いを行うか否かは，企業の資金状況，収益性，投資機会，成長性や財務レバレッジという企業属性の影響を受ける。それゆえ，前節において実施した単変量分析のみでは本稿の仮説を検証するのに十分とは言い難い。それゆえ，ここでは自社株買いの実施に影響を及ぼすと先行研究において発見されている変数をコントロール変数に加えた次式（10）の回帰モデルにより多変量分析を実施する。なお，Dittmar（2000）を参考にコントロール変数を設定した 12。
ここで必要となる株式データについては，日経ポートフォリオ・マスターから入手している。
Carryout Dummyi,t = β0 ＋ β1DAi,t-1 ＋ β2UARi,t-1 ＋ β3UINVi,t-1 ＋ β4UAPi,t-1 ＋ β5UDEPi,t-1+
β6USIi,t-1 ＋ β7Cash Ratioi,t-1 ＋ β8Retained Earningsi,t-1 ＋ β9ROEi,t-1 ＋
β10Leveragei,t-1 ＋ β11ln(Size)i,t-1 ＋ β12BooktoMarketi,t-1 ＋∑ Semiannual Dummyi,t ＋ ∑ Industry Dummyi,t ＋ εi,t（10）

12 自社株買いに関する研究では，自社株買いと同様に株主へのペイアウト手段として配当をコントロー
ルしているが，山口 (2007) や畠田・相馬 (2009) において，我が国では自社株買いは配当の代替的な株主へのペイアウト手段として機能していないことを報告しているため，本稿においては配当に関する変数を加えない。また，Dittmar (2000) では，敵対的買収の対象となった，もしくは敵対的買収の噂があった場合に 1 をとるダミー変数を利用しているが，我が国における企業の多く友好的であるとともに，敵対的買収の噂があったか否かに関するデータを収集することは極めて困難である。それゆえに，敵対的買収に関する変数を加えていない。最後に，ストックオプション制度の有無に関して，我が国の自社株買いの取得枠設定の公表に伴い，一部ではその取得目的がストックオプション制度への利用であると公表されている。しかしながら，その割合は全自社株買い公表のわずか 1% に満たないほど小さいため，本稿においてはストックオプションに関する変数を加えていない。

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各変数の定義は次の通りである。
Carryout Dummyi,t：自社株買い実施グループでは 1，自社株買い非実施グループでは 0 をとCash Ratioi,t-1：前期末における総資産に対する現金および現金同等物の割合

Retained Earningsi,t-1：前期末における自己資本に対する内部留保利益の割合

ROEi,t-1：前期末の自己資本に対する前会計年度の純利益の比率

Leveragei,t-1：前期末における総資産に対する総負債の割合

ln(Size)i,t-1：前期末時点における株式時価総額の対数をとった値

BooktoMarketi,t-1：前期末時点における自己資本簿価・時価比率

る二値変数

Semiannual Dummyi,t ：半期決算ダミー変数
Industry Dummyi,t：産業ダミー変数

表 5 は，多変量分析を実施するにあたり追加したコントロール変数の記述統計量を表している。これら変数を算定することができる自社株買い公表案件のみを利用してプロビット回帰分析を実施するため，サンプル・サイズは 3,427 件に縮小している。また，表では示していないが，これらすべてのコン
トロール変数で自社株買い実施グループと自社株買い非実施グループの間には 1% 水準で統計的に有意な差が確認されている。
表５

コントロール変数の記述統計量（自社株買い実施グループ・自社株買い非実施グループ別）

自社株買い実施企業(N＝1,853)

平均値

標準偏差

最小値

中央値

最大値

Cash Ratio

0.192

0.128

0.000

0.161

0.788

Retained Earnings

0.534

0.266

0.001

0.574

1.153

ROE

0.027

0.059

‑0.476

0.026

0.913

Leverage

2.113

1.344

1.030

1.714

26.028In(Size)

11.657

2.021

6.410

11.56818.020BooktoMarket

1.204

0.925

0.064

0.959

9.030

平均値

標準偏差

最小値

中央値

最大値

Cash Ratio

0.147

0.104

0.007

0.120

0.755

Retained Earnings

0.488

0.295

0.002

0.543

1.436

ROE

0.014

0.066

‑0.880

0.018

0.307

Leverage

3.073

3.831

1.057

2.278

88.109In(Size)

10.983

1.920

6.896

10.81117.722BooktoMarket

1.485

1.020

0.052

1.245

12.000

自社株買い非実施企業(N＝1,574)（注）各変数の定義は次の通りである。
Cash Ratio：前期末における総資産に対する現金および現金同等物の割合，Retained Earnings：前期末における自己資本に対する内部留保利益の割合，ROE：前期末の自己資本に対する前会計年度の純利益の比率，Leverage：前期末における総資産に対する総負債の割合，ln(Size)：前期末時点における株式時価総額の対数をとった値，BooktoMarket：前期末時点における自己資本簿価・時価比率。

表 6 は，式（10）に基づき，プロビット回帰分析を実施した結果を示している。回帰モデル（1）～（6）は，6 つの企業属性と DA，UAR，UINV，UAP，UDEP，USI をそれぞれ別個に 1 つずつ加えたモデル
87

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経営財務研究第 31 巻第 2 号である。回帰モデル（7）は企業属性と UAR，UINV，UAP，UDEP，USI を同時に加えたモデルである。
最後に回帰モデル（8）は，回帰モデル（7）に DA を追加したモデルである。いずれのモデルにおいても，推定係数は上段に，z 値は下段の括弧内に示されている 13。
回帰モデル（1）では，DA の係数は－ 0.540 と期待符号と一致し，z 値 = － 2.58 であることから 5%水準で統計的に有意であることが確認される。この結果は仮説 1 と整合するものである。
次に，回帰モデル（2）～（5）においては，UAR，UINV，UAP，UDEP，USI の係数はそれぞれ－ 0.242，－ 0.401，0.221，0.814 そして－ 3.868 である。これら係数はいずれも期待符号と合致しており，UARについては統計的に 5% 水準で，他の 4 つの変数については統計的に 1% 水準で有意であることがわかる。回帰モデル（7）においても，UAR，UINV，UAP，UDEP，USI の係数はそれぞれ－ 0.180，－ 0.351，
0.100，0.721 および－ 3.819 であることから，すべての変数の係数が期待通りの符号である。統計的な有意水準に関しては，UINV，UDEP および USI の 3 つの変数において 1% 水準で有意な結果が確認されている（それぞれの z 値は－ 4.14，5.10，－ 8.57）。一方で UAR と UAP の 2 変数については統計的に有意な結果は確認されていない（ z 値はそれぞれ－ 1.57 および 0.92）。
最後に回帰モデル（8）では，回帰モデル（1）と同様に DA の係数はマイナスであり期待符号と一致しており，また 5% 水準で統計的にも有意である（z 値 = － 2.49）。他の変数についても回帰モデル（7）とほぼ同様に，UINV と USI の符号は統計的に 1% 水準でマイナスに有意であり（z 値はそれぞれ－ 4.15
および－ 8.56），UDEP については統計的に 1% 水準でプラスに有意である（z 値 = 5.05）ことが確認される 14。
以上の結果から，自社株買い公表企業は特に棚卸資産，減価償却費そして特別損益を用いて自社株買い公表前に利益数値制御を行っていることが示唆されている。なお，コントロール変数の結果に着目す
ると，実際に自社株買いを実施するか否かは，主として Cash Ratio，Leverage そして ln（Size）の影響を強く受けることがわかる。

13 表では示していないが，いずれのモデルにおいても Semiannual Dummy（半期決算ダミー変数）とIndustry Dummy（産業ダミー変数）が加えられている。
14 回帰モデル (1) ～ (8) のすべてにおいて，各変数を ±3σ で winsorize して異常値処理を行っても，ほぼ同様の結果が確認されている。

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[‑]

[‑]

[+]

[+]

[‑]

DA

UAR

UNIV

UAP

UDEP

USI
1.055
***
（4.42）
0.119（1.24）
0.391（0.69）‑0.161 ***（‑5.80）0.067***（4.55）‑0.119 ***（‑3.81）‑0.127（‑0.59）0.124⑴‑0.540 **（‑2.58）***0.959（4.00）*
0.178（1.80）
0.771*（1.86）‑0.140 ***（‑5.08）0.057***（3.78）‑0.007（‑0.20）‑0.331（1.17）
0.140‑0.242 **（‑2.55）0.938***（3.35）
0.188*（1.90）
1.218**（2.79）‑0.145 ***（‑5.18）0.054***（3.55）‑0.011（‑0.32）0.337（1.19）
0.147‑0.401 ***（‑5.78）0.918***（3.83）
0.183*（1.86）
0.770*（1.85）‑0.142 ***（‑5.17）0.057***（3.37）‑0.006（‑0.19）0.354（1.25）
0.140

0.221
***
（2.89）

1.015***（4.16）
0.157（1.57）
0.655（1.60）‑0.129 ***（‑4.55）0.058***（3.76）
0.003（0.09）
0.097（0.34）
0.154

0.814
***
（6.06）‑3.868 ***（‑8.52）0.864***（3.46）
0.308***（2.76）
0.511（0.93）‑0.143 ***（‑4.93）0.059***（3.70）‑0.031 *（‑0.92）0.359（1.24）
0.252‑0.180（‑1.57）‑0.351 ***（‑4.14）0.100（0.92）***
0.721（5.10）‑3.819 ***（‑8.57）***0.988（3.82）***
0.298（2.64）*
0.987（1.78）‑0.141 ***（‑4.42）***0.059（3.59）‑0.027（‑0.77）0.114（0.39）
0.270

被説明変数 Carryout Dummy [＝1：自社株買い実施グループ，＝0：自社株買い非実施グループ]
⑹
⑸
⑺
⑷
⑶
⑵

多変量プロビット回帰分析結果⑻‑0.280 **（‑2.49）‑0.310（‑0.36）‑0.355 ***（‑4.15）1.414（1.30）***
0.711（5.05）‑3.814 ***（‑8.56）***0.992（3.82）***
0.295（2.61）*
0.993（1.79）‑0.140 ***（‑4.38）***0.059（3.59）‑0.029（‑0.82）0.157（0.54）
0.271（注）*, **, ***はそれぞれ統計的に10%水準，5%水準，1%水準で有意であることを示す。
分散不均一を考慮して，Whiteの修正による標準誤差を用いている。
各変数の定義は次の通りである。Carryout Dummy：自社株買い実施グループでは１，自社株買い非実施グループでは0をとる二値変数，DA：裁量的会計発生高，UAR：
異常売上債権，UINV：異常棚卸資産，UAP：異常買入債務，UDEP：異常減価償却費，USI：特別損益，Cash Ratio：前期末における総資産に対する現金および現金同等物の割合，Retained Earnings：前期末における自己資本に対する内部留保利益の割合，ROE：前期末の自己資本に対する前会計年度の純利益の比率，Leverage：前期末における総資産に対する総負債の割合，ln(Size)：前期末時点における株式時価総額の対数をとった値，BooktoMarket：前期末時点における自己資本簿価・時価比率。
表では示していないが，いずれのモデルにおいてもSemiannual Dummy（半期決算ダミー変数）とIndustry Dummy（産業ダミー変数）が加えられている。

Pseudo R2

Intercept

BooktoMarketln(Size)

Leverage

ROE

Retained Earnings

Cash Ratio

期待符号
[‑]

表６

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５

結びに代えて

本稿では，自社株買い公表に先立った経営者の利益数値制御とその方法について，実際の自社株の買入れの有無により自社株買い実施グループと自社株買い非実施グループに分けたうえで，両グループ間の比較を実施するとともに，自社株買いの実施に影響を及ぼすといわれている変数をコントロールして多変量プロビット回帰分析を実施した。
単変量分析の結果，一般に利益数値制御の代理変数として用いられる裁量的会計発生高において，自社株買い実施グループと自社株買い非実施グループの間には統計的に 10% 水準で有意な差が存在する
ことが明らかになった。更に，会計発生高の一部構成要素（売上債権，棚卸資産，買入債務および減価償却費）の異常部分を確認すると，棚卸資産と減価償却費の 2 つの勘定科目において，両グループの間に統計的に有意な差があることが報告されている。加えて，特別損益についても検証を行ったところ，両グループ間に統計的に有意な差があることが発見された。それゆえ，自社株買い公表企業による利益
数値制御は，棚卸資産，減価償却費および特別損益という項目に反映されることが確認されている。さらに，被説明変数に自社株買い実施の有無を示す二値変数を設定し，更に自社株買いの実施に影響を及ぼすと先行研究で主張されている投資機会や成長性のような変数をコントロール変数として加えた多変量プロビット回帰分析においても，同一の結果が示されている。
自社株買いの公表に先立って行われる利益数値制御は，具体的には棚卸資産，減価償却費そして特別損益で確認された。棚卸資産と減価償却費については Thomas and Zhang（2002）による研究，特別損益については Marquardt and Wiedman（2004）から経営者がなぜこのような勘定科目を介して利益数値制御を実施するかについて解釈を加えることができるであろう。棚卸資産と減価償却費については，
これらが他の項目よりも将来の株価に影響を及ぼすからであり，また特別損益については利益数値制御が発覚した場合に備えて経常項目よりも非経常項目を利用する方が経営者にとって望ましいからである。
本稿では，このような自社株買い公表直前期における経営者の利益数値制御とその制御手段が資本市場に及ぼす影響について検証を行っていない。会計発生高は通常翌期以降に反転することを踏まえれば，経営者が事後的に買い戻す意図なく自社株買いを公表した企業の場合には，事後的に会計発生高がマイナスに転ずることを受けて，長期的には資本市場はマイナスの反応を示すであろう。また，事後的に買い戻す意図を持って経営者が自社株買いを公表した企業では逆のことが当てはまり，長期的には資本市場はプラスに反応することが考え得る。ただし，このような検証は，資本市場が自社株買い公表に先立つ企業の利益数値制御をどの程度認識しているかによって様々な解釈が成り立ち得る。それゆえ，利益数値制御に対する投資家の反応の検証は今後の課題ではあるが，極めて子細な仮説およびリサー
チ・デザインの設定が求められるであろう。

【参考文献】[1] 浅野敬志・石井康彦・中山重穂・田代樹彦（2007），「企業再編における利益管理行動と株価効果」，『証券
経済学会年報』，Vol.42，253-259 頁。
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90

31_02巻第5章076_092.indd 15

12/03/01 17:26

経営財務研究第 31 巻第 2 号[3] 須田一幸・首藤昭信（2001），「経営者の利益予測と裁量的会計行動」，『産業経理』，Vol.61，No.2，46-57 頁。
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[5] 畠田敬・相馬利行（2009），「自社株買いに関する展望」，ディスカッション・ペーパー，神戸大学，Vol.16,
1-32 頁。
[6] 山口聖（2007），「わが国企業における配当と自社株買いの関係」，『証券アナリストジャーナル』，Vol.45，
No.12，104-113 頁。
[7] 山口聖（2008），「自社株買いと長期の株価パフォーマンス」，『現代ファイナンス』，No.23, 153-159 頁。
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