論文

棚卸資産を通じた報告利益管理
─実体的操作と会計的操作の識別─＊

Earnings Management Using Inventory: Distinction between Real andAccounting Manipulation

田

澤

宗

裕（名城大学

准教授）

Motohiro Tazawa, Meijo University
2009年４月17日受付；2009年７月27日改訂稿受付；2009年11月24日最終稿受付；
2009年12月18日論文受理
要約

本稿では、棚卸資産を通じた報告利益管理について、実体的操作と会計的操作の視点から分析する。会
計的操作を実体的操作から識別するため、経営者の需要予想、需要シフトおよび過剰生産をコントロール
した棚卸資産推定モデルを導出し、損失回避型企業を対象に分析した。その結果、低価法採用企業では、損失回避のために棚卸資産を利用した会計的操作、すなわち評価損の過小見積もりが行われていることが明らかになった。しかし、棚卸資産を利用した実体的操作、すなわち過剰生産が損失回避のために行われていることを示す証拠は得られなかった。これらの結果から、棚卸資産を通じた報告利益管理に関し、損失回避型企業では実体的操作よりも会計的操作の影響が強く及んでいることが明らかになった。
SummaryThis paper examines earnings management using inventory through real and accounting manipulation. To
distinguish accounting manipulation from real manipulation, I develop an inventory estimation model with
controlling managers demand expectations, demand shifts and overproduction. I find evidence indicatingthat firms adopting LCM（lower of cost or market）engage in accounting manipulation on inventory, i.e.
underestimation of write-down, to avoid reporting losses. However, my results do not indicate that firms
engage in real manipulation, i.e. overproduction, to avoid losses. These results suggest that firms avoiding
losses depend on more accounting manipulation than real manipulation on inventory.

１．はじめにように、実際の企業活動を変更することによって
報 告 利 益 を 調 整 す る 実 体 的 操 作（real

報告利益管理（earnings management）に関

manipulation）に注目が集まりつつある。その１する近年の研究では、経費削減や資産売却などのつに、売上原価への固定費配賦額低減を意図した＊本稿は第３回現代ディスクロージャー研究カンファレンス（名古屋国際センター、2009年５月30日）での報告論文を加筆、修正したものです。カンファレンスを準備して頂いたのみならず、有益なご助言を賜りました編集委員長の吉田和生先生（名古屋市立大学）、
司会をお引き受け下さいました坂上学先生（法政大学）、貴重なコメントを賜りました首藤昭信先生（神戸大学）に深くお礼申し上げます。当該フロアにおいて柴健次先生（関西大学）、太田康広先生（慶應義塾大学）から、また、本稿の研究過程において國村道雄先生（名城大学）、河田信先生（名城大学）、丹羽達先生（新日本有限責任監査法人）、吉田靖先生（千葉商科大学）から有益なコメント
を頂戴しました。本稿の作成にあたり、副編集委員長の奥村雅史先生（早稲田大学）および２名の匿名レフェリーの先生方から適切なコメントを賜り、本稿は大きく改善されました。本研究は科学研究費補助金（基盤研究（B）、課題番号：20330096）の助成を受けております。ここに記して、深くお礼申し上げます。
連絡住所：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– 21 –

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過剰生産（overproduction）がある。日本経済新Baber et al., 1991; Dechow and Sloan, 1991;

聞社の試算によると、製造業に属する日本企業のBushee, 1998） や 固 定 資 産 売 却（ た と え ば、

売上高固定費率は年々低下し、近年では約20％のBartov, 1993; Hermann et al., 2003）に関する研水準であるという（日本経済新聞2008年９月10

究が従来から存在していた。
これらの研究に対し、

日付朝刊）。簡単化のために、仮にこの平均的企

Roychowdhury（2006）は、過剰生産や売上操業で、全ての固定費が製造原価であり、棚卸資産

作といった営業循環に着目した分析を行い、実体を一切保有していないと仮定してみよう。もし同的操作研究に新たな一石を投じた。そこでは、利じ販売量のときに10％の増産をして、この増産分益増加型の報告利益管理が疑わしい企業においを新たに棚卸資産として保有するならば、全部原て、過剰生産や売上操作のために製造費用が異常価計算の下では、売上高利益率が1.8%（=20% ÷に大きいこと、研究開発費や広告宣伝費などの裁

1.1×0.1）上昇する計算になる。棚卸資産に固定

量的な費用が異常に小さいことなどが明らかにさ費が吸収される分だけ、売上原価が小さくなり、れている。山口（2009）は Roychowdhury（2006）

利益が押し上げられるのである 。

の手法を日本企業の連結決算情報に適用し、アメ１）

取引自体に裁量を加える実体的操作に対して、

リカ企業と同様の結果が得られることを確認して会計上の見積もりや会計方法の変更などに依拠しいる。これら２つの研究では、小さな正の利益をた会計的操作（accounting manipulation）も存計上した損失回避型企業において、実体的操作に在する。会計的操作は、主として、取引完了後の関する最も強い証拠が得られている。そこで、本会計選択に関する裁量的な判断を通じて実施され稿でも、損失回避型企業を中心に分析を進める。

る。棚卸資産であれば、特定の利益目標を達成す

これには、次に述べるように、本稿では新しいモるために、評価損が過小に見積もられるかもしれデルを導出し検証を進めるため、先行研究との比ない。

較可能性を確保したいという動機も含まれる。

本稿では、棚卸資産を通じた報告利益管理につ

本稿では、Roychowdhury（2006）の手法をいて、実体的操作と会計的操作の視点から分析す

拡張し、棚卸資産の上に現れる会計的操作と実体る。棚卸資産は、本来の営業活動と密接に関係す

的操作の識別へと発展させている。この分析過程

る重要な運転資本項目であり、その増減は主要なにおいて、期末棚卸資産に大きな影響を及ぼす経発生項目（accounting accruals）となる。その営者の需要予想と需要シフトを考慮した推定モデ

ため、棚卸資産に係る操作は報告利益に大きな影

ルを導出するなど、新しい分析手法を提示する。

響を及ぼす可能性がある。そして先の例でみたよ

小さな正の利益を計上した損失回避型企業を対象

うに、棚卸資産は実体的操作と会計的操作の２つに分析した結果、棚卸資産を利用した会計的操作の効果が及ぶ興味深い対象でもあり、この点が本を示唆する証拠が得られている。しかしながら、稿で棚卸資産を分析する大きな動機となってい棚卸資産を利用した実体的操作を裏付ける証拠はる。

得られていない。これらの結果から、損失回避型

会計的操作を主眼とした研究は従来から数多く

企業の棚卸資産には、実体的操作よりも会計的操行われており、実体的操作研究と比べて膨大な蓄作の影響が強く及んでいる可能性があることが明積がなされている 。他方、実体的操作に関するらかになっている。

２）

研究をみると、研究開発費削減（ たとえば、– 22 –

発生項目総額または利益の分布を対象とした研棚卸資産を通じた報告利益管理（田澤）究では、報告利益管理を包括的に捉えることがで

２．棚卸資産と報告利益管理

きるが、どのような方法を通じて利益が調整され2.1．報告利益管理における会計的操作と実体的ているかが具体的に明らかにされないという問題

操作

がある。
これについてMcNichols（2000, p. 338）
は、
報告利益管理を個別項目ベースで解明することの経営者が特定の利益目標を達成するために利益必要性を提起している。本稿は、棚卸資産を実体

調 整 を 行 う 報 告 利 益 管 理（EM, earnings

的操作と会計的操作の視点から分析することで、

management）の手法は、会計的操作と実体的操棚卸資産を通じた報告利益管理に関する新しい知作に大別することができる。ここで、会計的操作

見を提供する 。つまり、報告利益管理研究に対（AM, accounting manipulation） と は、GAAPする貢献として、まず、本稿は棚卸資産に着目し、の範囲内で、会計選択を裁量的に行うことによっこの個別の会計項目がどのように報告利益管理にて報告利益を調整する手法であり、その例には、利用されているかを明らかにしている。次に、本引当金の見積もり調整や減価償却方法の変更など

稿では、報告利益管理の方法を会計的操作と実体が あ る。 一 方、 実 体 的 操 作（RM, real

的操作の両面から捉えることで、これらの方法がmanipulation）とは、実際の企業活動の変更を通どの程度用いられているかについての１つの証拠

じて報告利益を調整する手法であり、例として、

を提示している。

値引き・押し込み販売、研究開発費の削減、固定

３）

さらに、これらの貢献に加えて、本稿の最も大資産の売却などを挙げることができる４）。

きな貢献として、会計的操作と実体的操作の識別

両者を比較すると、第１に会計数値に及ぼす影を可能にする棚卸資産推定モデルを新たに導出し響が異なる。会計的操作は発生項目のみに影響をていることが挙げられる。とくに、先行研究にお及ぼし、キャッシュ・フローには影響を及ぼさないて過剰生産の推定といえば、Roychowdhury

い。一方、実体的操作は主としてキャッシュ・フ（2006）のモデルに依拠するばかりで、新たなモローに影響を及ぼし、場合によっては、発生項目

デルの展開が議論されていないのが現状である。

にも影響が及ぶ。

本稿は、新規にモデルを導出した上で分析を実施

第２に、操作の実施タイミングが異なる。会計

し、とりわけ報告利益管理のための過剰生産に関的操作は実際の取引が完了した後になされ、操作して、先行研究とは異なる証拠を報告利益管理研の実施が会計期末に集中することが予想される。

究に追加している。

これに対して、実体的操作は、企業活動ないし取以下では、第２節において、棚卸資産を通じた会計的操作と実体的操作について議論し、それら引構築を通じて操作がなされるため、通常、期中に実施されると考えられる。

の測定に関する問題を取り上げる。第３節では、第３に、実施コストを負担する主体が異なる。

棚卸資産に関するモデルを導出し、それに基づい会計的操作は、規制当局、監査人および利害関係て仮説を展開する。第４節でサンプルおよび検証者による監視や会計基準の厳格化により、経営者

方法について説明した後、第５節で検証結果を報の私的コストを増大させる。一方、投資削減など告する。最後に、第６節において結論とその解釈の実体的操作が企業価値の毀損につながれば、そを示し、今後の課題について言及する。

れは企業ないし株主のコストになる５）。Graham
et al.（2005）および須田・花枝（2008）のアン– 23 –

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ケート調査において、経営者は、自分のコスト負を伴うことが予想される。まず、棚卸資産は監査担となる会計的操作を敬遠し、たとえ企業価値を人や規制当局からの注目度がとくに高く、会計的低下させるとしても、実体的操作を優先すると回操作に利用された場合に発見されやすい項目とい答している。Ewert and Wagenhofer（2005）は、

える７）。したがって、棚卸資産を通じた会計的操会計基準の厳格化により、会計的操作に伴う経営

作は、他の項目を利用した会計的操作よりも経営者のコストが高まるため、実体的操作が増加する

者に大きなコストを課す可能性がある。

ことを分析的に示している。これを裏付けるよう

次に、実体的操作としての過剰生産も、余分なに、Cohen et al.（2008）では、サーベンス・オ

在庫保有による陳腐化リスク、保管コストまたはクスリー法の制定前から後にかけて会計的操作か

事後的な生産調整コストなどを伴い、企業およびら実体的操作への移行が観測されている 。

経営者に対するコストをもたらす。なぜなら、こ６）以上の会計的操作と実体的操作について、次項
では棚卸資産に焦点を当て詳しく考察する。

れらは企業価値の低下をもたらすのみならず、経営者においても事後的な在庫処理への対応が必要とされるからである。したがって、合理的な経営者であれば、相対的にコストが小さい他の実体的2.2．棚卸資産を通じた会計的操作と実体的操作
棚卸資産は、企業の営業循環と密接に関係する操作手法（たとえば、経費削減）を選択するかも重要な運転資本項目であり、その増減は発生項目しれない。このことは、近年の日本企業においての主たる構成項目となる。したがって、棚卸資産

積極的な在庫圧縮が進められている現状とも一致

は報告利益管理の主要なツールとして用いられる８）
する（後掲の図２を参照）。

可能性を潜在的に秘めている。
しかも棚卸資産は、

さらに、このようなコストを負担して過剰生産

そのようなツールとして利用される際に、会計的を実施したとしても、売上原価低減効果が限定さ

操作と実体的操作のいずれの対象にもなり得るのれてしまう可能性もある。原価計算基準47の原則である。

処理によれば、予定価格採用企業では、原価差異

棚卸資産を利用した会計的操作は、棚卸資産のが売上原価に賦課される。その場合には、過剰生

簿価切り下げの遅延化や、評価損の過小な見積も産による売上原価への固定費配賦額低減が、操業りなど、棚卸資産の過大な評価を通じて行われる。

度差異に係るものだけに限定されてしまう。

一方、棚卸資産を利用した実体的操作は、製品単

総じて、棚卸資産は利益計算に対するインパク

位当たりに配賦される固定製造費用の低減を目的

トから報告利益管理に利用される可能性があるとした過剰生産を通じて行われる。すなわち、製が、一方でそれに付随するコストが大きいことも品を過剰に生産することで、相対的に大きな固定予想される９）。このことから、棚卸資産の分析に費を棚卸資産に吸収させ、売上原価を小さく抑え

おいては、操作に伴うコストとベネフィットを考るのである。ただし、本稿における「過剰な」生慮することが重要であると考える。

産とは、固定費吸収を目的とした棚卸資産の積み増しのみを意味し、販売増加に伴う製品１単位当2.3．棚卸資産を通じた報告利益管理の測定に関する問題

たりの固定費低減は含まない。
これらの手法には、確かに利益を増幅させる効発生項目を個別項目に分解した分析には、たと果がある反面、棚卸資産の性質と関連したコスト

え ば、McNichols and Wilson（1988）、Beneish– 24 –

棚卸資産を通じた報告利益管理（田澤）（1997）および Marquardt and Wiedman（2004）て使用されている。しかし、会計的操作と実体的などがある。こうした研究の中で、Thomas and

操作の識別を厳密に捉えるとき、異常発生項目をZhang（2002）、太田・西澤（2008）および國村推計するのみでは両者の識別は完結しない。なぜ（2008）は、棚卸資産を通じた報告利益管理、すなら、発生項目には、会計的操作とともに実体的

なわち棚卸資産の異常な増加を裏付ける結果を得

操作による効果が及んでいるからである。
そこで、ている 。しかし、その異常な増加が、需要の変本稿では、過剰生産に関する変数を実体的操作の化に対する反応であるのか、それとも、裁量的な代理変数として棚卸資産推定モデルに組み込むこ

操作によるものであるのかは明らかにされていなとによって、会計的操作部分を実体的操作部分かい 。さらに、異常な増加が裁量的な操作に起因ら識別する。

10）

11）するとしても、実体的操作と会計的操作がどのよ

他方で、実体的操作の推計手法に関しても検討

うなバランスで棚卸資産に及んでいるかが明らかの余地が残されている。Roychowdhury（2006）にされていない。

は、企業が実体的操作を行う場合、対売上高でみこれらの点を解明するためには、まず、需要のた製造費用の異常な増大がもたらされる点に着目

変化に応じた棚卸資産の増減を特定する必要があしている。しかしながら、異常な製造費用が過剰る 。棚卸資産の増減のうち、需要に応じた事前生産（製造費用自体の増大）によるのか、それとの在庫準備に伴う部分は、経営者の需要予想とのも値引きによる売上操作（売上高に対する製造費関連で把握できる。一方、需要拡大時の在庫減少、用の比率の上昇）によるのかは区別されていない。

あるいは、需要低迷時の在庫滞留に起因する事後もし企業が過剰生産を行うならば、製造費用の異的な棚卸資産の増減は、需要シフト（経営者によ

常な増大に伴う期末棚卸資産の増大が観測されるる売上高の予想値と実績値との差異）との関連ではずである13）。本稿では、このような製造費用と把握できる。幸い日本では、経営者の次期予想売棚卸資産の関係を考慮に入れた分析を行う。

12）

上高が決算情報の中で開示されるため、経営者のさ ら に、 使 用 す る 変 数 の 問 題 と し て、

需要予想と需要シフトを観測することが可能であRoychowdhury（2006）では、製造費用が売上る。本稿では、これらの変数を棚卸資産推定モデ

原価と棚卸資産増加の和として定義されている。

ルに組み込み、需要の変化に伴う棚卸資産の変動

確かに、この定義によれば、会計的操作の影響がを明示的にコントロールする。これにより、推定相殺されるという利点がある（Roychowdhury,

された棚卸資産の異常部分が裁量的な操作を反映

2006, p. 339）
。しかし、非製造業における仕入費する可能性が高まると期待される。

用が製造費用のごとく取り扱われてしまう上、サ以上のようにして棚卸資産の裁量的な部分が把ン プ ル に 非 製 造 業 を 含 め て も な お、

握されたならば、次のステップとして、その上にRoychowdhury（2006）では報告利益管理が疑現れる実体的操作と会計的操作を識別することがわしい企業における製造（仕入）費用の異常な増必要となる。実体的操作と会計的操作を比較した大が観測されている14）。これに加えて、日本企業

Cohen et al.（2008）などの先行研究をみると、

では、棚卸資産評価損が営業外費用に計上される

あくまで発生項目ベース（accrual-based）としなど、売上原価に計上されない場合がある15）。こながらも、Jones（1991）タイプのモデルで推計のような場合には、売上原価と棚卸資産増加の和された異常発生項目が会計的操作の代理変数としとしての製造費用が測定誤差を伴う危険性があ– 25 –

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る。本稿の分析では、サンプルを製造業に限定し、（悪化）
し、売上実績が前期末予想よりも大きく（小

製造原価報告書に計上された総製造費用を変数とさく）なれば、棚卸資産が縮小（増大）することして用いる。

≤ γ2 ≤ 1）は調整係数でを捉える。なお、γ（02あり、需要シフトに伴う在庫調整の速度を便宜的に表す。第２項は、前期末の差異 Dt‒1がγ3の割合

３．モデルの展開と仮説で当期末までに持続あるいは反転することを表している。第３項の emt は、当期の報告利益管理に

3.1．モデルRoychowdhury（2006）は、過剰生産などの伴う棚卸資産計上額の歪みを表している。

実体的操作を Dechow et al.（1998）のモデルに

ここで、emt は当期になされた報告利益管理の基づいて議論している。本稿では、その Dechow

みを表しており、もし前期に報告利益管理（emt‒1）

et al.（1998） が 依 拠 す る Bernard and Stoberがなされていれば、それは Dt‒1に吸収される。つ

（1989）の棚卸資産モデルにまで立ち戻り、棚卸

まり、このモデルは、期首の棚卸資産を所与とし資産および製造費用のモデルを導出する 。

て、当期の報告利益管理をレベルで捉えているの

16）

最初に、全ての費用が変動費であると仮定し、である。確かに、利益数値を構成する発生項目はｔ期の売上高を St、売上総利益率をπ（売上原価

棚卸資産の差分である。しかし、たとえば前期末

率は 1−π）とする。ここで、ｔ期の期末棚卸資と当期末の２期にわたって過大計上がなされるケ＊

産 INVt が、適正水準 INVt と、適正水準からのースでは、差分をとることによって当期の過大計

差異 Dt によって構成されるとすれば、期末棚卸上が前期の過大計上によって相殺されてしまう。

資産は（1）式のように表される。

差分で捉えることによって、棚卸資産の増減に前期の報告利益管理の影響が混入し、当期の報告利

INVt= INVt* + Dt

（1）

ここで、
＊

INVt = γ（1−π）
E（S
1
t
t ＋1）

益管理の把握が困難になるのである。そこで、このような問題を克服するために、本稿ではレベ

（2）

Dt= −
γ1γ（1−π）［St−Et−1（St）］+γ3Dt‒1+ emt
2

ル・ベースのモデルに依拠することで、当期の過大計上のみを捉える。

（3）

次に、emt が実体的操作部分 rmt と会計的操作
部分 amt によって構成されるとし、以上の
（1）式

（2）
式は、棚卸資産の適正水準が、経営者の次期から（3）式をまとめれば、棚卸資産は次式のよう

予想 売 上 高 E（Stt+1）の 原価 に 対 する 一定水準に表される17）。

γ（γ1
1 ≥ 0）であることを仮定している。

（3）
式は、適正水準からの差異が、需要シフト、

INVt =γ（1−
π）
E（S
1
t
t+1）

前期末における差異、および当期の報告利益管理−γ1γ（1−π［）St− Et‒1（St）］
2

に関する部分の３つから構成されると仮定してい+γ［INV
（1−
π）
Et‒1
（St）
］
3
t‒1−γ
1

る。
（3）式右辺の第１項は、売上高の当期実績と+rmt+amt（4）

前期末予想との差異 St−Et‒1（St）として計測される需要シフトに関連する部分である。この需要シ（4）式の会計的操作部分 amt が期末時点での見フト部分は、経済環境の変化により、需要が好転

積もりに依拠するのに対して、実体的操作部分– 26 –

棚卸資産を通じた報告利益管理（田澤）rmt は製造過程において過剰に生産された在庫のam が相対的に大きくなると期待される。他方、積み増し額である 。ゆえに、rmt は製造費用の棚卸資産による固定費吸収を目的とした過剰生産

構成項目にもなり、次式のように示される。

によって利益の嵩上げを図るならば、売上高に連18）

動しない異常な製造費用が発生する。そのため、PRODt=（1−π）
St+ γ（1−π）
E（S
1
t
t+1）

このような実体的操作を行う企業では、それ以外−γ1γ2（1−π［）St−Et‒1（St）］の企業と比較して、rm が相対的に大きくなると+γ［INV
（1−
π）
Et‒1
（St）
］
3
t‒1−γ
1

期待される。したがって、経営者が棚卸資産を通−INVt‒1+rmt（5）

じて、会計的操作か実体的操作のいずれか、もしくは両者の併用によって、利益増加型の報告利益

ここで、PRODt は製造費用であり、売上原価（1管理を行うならば、am または rm が相対的に大−π）
St に、amt を除く期末棚卸資産を加え、期首

きくなると期待される。ここに、次の仮説を定立

棚卸資産を差し引くことによって求めている。

する。

rm と am の決定について、報告利益管理の計
画段階では、一定の em 水準を達成するように両H1：他の条件が同じならば、利益増加型の報者が同時的に決定されることが想起される。ある

告利益管理が疑わしい企業 - 年では、am またはいは、実施段階で、rm が先行して決定され、不rm が相対的に大きい。

足 分 が am で 補 わ れ る か も し れ な い（Zang,
2007）。これらの意思決定には、各操作のコスト・な お、 こ の 仮 説 の rm に 関 す る 部 分 の み が、

ベネフィットに関する経営者の事前予想が深く関Roychowdhury（2006）が定立し分析した異常係すると推察される。しかし、こうした経営者の製 造 費 用 仮 説（Roychowdhury, 2006に お け る

事前予想や、経営者が棚卸資産を利用してどの程H2A）に対応している。

度の em を計画しているかを把握することは困難

しかし、2.2. 節で議論したように、棚卸資産をな問題である。本稿では各操作の観測に焦点を当通じた報告利益管理に伴う高いコストないし低いて、事後的な数値に基づき、（5）式から rm を推

ベネフィットに鑑みれば、経営者は報告利益管理

計し、それを用いて（4）式から am を推計する（手に棚卸資産を利用しないかもしれない。そこで、続きは4.4. 節を参照）。

会計的操作と実体的操作のそれぞれについて、経営者のインセンティブに深く関わる状況を考え

3.2．仮説ここでは、前項のモデルに基づき、また、利益増加型の報告利益管理に焦点を当て、棚卸資産をる。以下には、棚卸資産を通じた会計的操作と実体的操作のそれぞれに固有のコスト・ベネフィッ
トを考慮した２つの仮説を定立する。

利用した会計的操作と実体的操作に関する仮説を提起する。

まず、会計的操作に固有のものとして、低価法採用企業に着目する。棚卸資産の評価について原棚卸資産を通じた会計的操作で利益の嵩上げを価法と低価法を比較すると、低価法の方が評価損図るとき、経営者は棚卸資産を過大に見積もろうの見積もりを通じて経営者の裁量的判断が介入すとする。そのため、棚卸資産を通じた会計的操作る余地が相対的に大きく、会計的操作のフレキシを行う企業では、それ以外の企業と比較して、ビリティが高いといえる。そのため、評価損の過– 27 –

●現代ディスクロージャー研究●2010年3月

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小見積もりによる棚卸資産の過大計上を意図してのケースが想起される。棚卸資産の評価を通じたいる場合、低価法採用企業の方が報告利益管理に会計的操作では、期末残高の過小な見積もり、あ伴うコストが相対的に小さいと考えられる。したるいは、簿価切り下げの早期化によって、当期のがって、低価法採用企業は、それ以外の企業と比利益を過小に計上し、将来の利益を押し上げるこ較して、棚卸資産を通じた会計的操作に依拠しやとができる。一方、棚卸資産を通じた実体的操作

すいと期待される。ここに、am に関する次の仮についても、在庫を削るような過少生産によって、説を定立する。

固定費の期間配分を調整し、当期から将来へと利益をシフトさせることができる。こうしたケース

H2：他の条件が同じならば、利益増加型の報では、本稿の仮説とは逆に、am または rm が相告利益管理が疑わしい企業 - 年のうち、低価法採対的に小さくなると期待される。したがって、そ

用企業では am が相対的に大きい。

の検証についても、推計された am または rm に基づくものとなるため、本稿のリサーチ・デザイ

次に、実体的操作に固有のものとして、過剰生ンを応用できるものと考える19）。

産による固定費配賦額低減効果に関するベネフィ
ットがある。製造費用に占める固定費の割合が高４．リサーチ・デザイン

くなるほど、１単位の増産によって棚卸資産に吸収される固定費が大きくなる。つまり、固定費の4.1．データ

割合が高いほど、過剰生産によって得られる利益

サンプルは、東証、大証および名証各１部２部

嵩上げ効果、すなわちベネフィットが大きくなるの上場企業のうち、製造業に属する企業の2000のである。実際には固定費は観測できないので、年度から2006年度までの単体決算によって構成

これを固定費的な性格の強い労務費および経費でする。財務データは日本経済新聞社『NEEDS 財代理する。製造費用に占める労務費および経費の務データ一般事業会社版』から、経営者予想デー

比率が相対的に高い企業は、それ以外の企業と比タは同社『NEEDS 新業績予想データ』から、株較して、過剰生産に依拠しやすいと期待される。

価データは東洋経済新報社『株価 CD-ROM』か

ここに、rm に関する次の仮説を定立する。

ら収集する。製造業を対象とするのは過剰生産を厳密に捉えるためであり、単体決算を用いるのは

H3：他の条件が同じならば、利益増加型の報

製造原価報告書のデータを使用するためである。

告利益管理が疑わしい企業 - 年のうち、製造費用

また、
調査期間を2000年度以降とするのは、予想デに占める労務費および経費の比率が高い企業ではータベースにおける収録データの制約による20）。

rm が相対的に大きい。

以上のサンプルのうち、（1）変則決算、（2）債
務超過、（3）前期からの総資産増減率が50% 超、

本稿では、利益増加型の報告利益管理に焦点を（4）自己資本の時価・簿価比率が15超、（5）次期当てた、以上の仮説を検証するが、ここで棚卸資

予想売上高に対する棚卸資産総額が65%超21）、（6）

産を通じた利益減少型の報告利益管理にも触れて分析に必要なデータに欠損値が存在するという条おきたい。利益減少型の報告利益管理としては、件のうち、いずれかに当てはまるものは除外する。

利益平準化における利益抑制やビッグ・バスなど

その上で、当期純利益 / 期首総資産の両端0.5% の– 28 –

棚卸資産を通じた報告利益管理（田澤）

表１ 変数の記述統計量
変数

棚卸資産総額製品＋半製品・仕掛品
総製造費用
売上高
次期予想売上高
当期純利益
特別損益前・税引後利益
log（期首株式時価総額）
期首自己資本時価・簿価比率

平均値

標準偏差

最小値

中央値

最大値

観測数

0.104
0.074
0.527
0.865
0.890
0.018
0.031
10.269
1.356

0.061
0.052
0.294
0.329
0.343
0.037
0.030
1.675
0.974

0.005
0.000
0.003
0.128
0.066
-0.150-0.140
6.194
0.092

0.092
0.063
0.481
0.823
0.848
0.018
0.027
10.077
1.088

0.458
0.448
3.498
3.574
3.567
0.145
0.183
17.121
10.299

5,844
5,844
5,844
5,844
5,844
5,844
5,844
5,844
5,844

log（期首株式時価総額）および期首自己資本時価・簿価比率以外は期首総資産でデフレート済み。

サンプルを除外し、残るサンプルのうち、同一業

ゼロ利益を利益目標とした損失回避型の実体的操

種 - 年内の企業数が10社に満たないものを除外す

作を示唆する強い証拠が得られている。また、利る。最終的なサンプルは、968社による5,844企業

益分布や発生項目に関して分析した首藤（2000）- 年となった。このサンプルに関する変数の記述

および Suda and Shuto（2007）においても、日統計量は表１のとおりである。

本企業における損失回避の強い傾向が確認されている。そこで、本稿では利益増加型報告利益管理

4.2．利益増加型の報告利益管理が疑わしい企業 年が疑わしい企業 - 年として、損失回避型、つまり小さな正の利益を計上した企業 - 年を取り上げる

Roychowdhury（2006）
および山口（2009）
では、

企業一年

22）
（Burgstahler and Dichev, 1997）。

図１ 期首総資産でデフレートした当期純利益の度数分布

1,200
1,000
800
600
400
200
0
−0.15

−0.10

−0.05

0.00

観測数：2000年度から2006年度にわたる5,844企業 - 年。

– 29 –

0.05

0.10

0.15

当期純利益 / 期首総資産

●現代ディスクロージャー研究●2010年3月

No.10

図１は本稿のサンプルについて、当期純利益 /ている。総資産に対する棚卸資産総額の割合は、期首総資産を１ % 刻みで区切った度数分布図で1970年代後半では20%近くあったが、年々低下し、ある。図から明らかなように、本稿のサンプルで

近年では10% を下回る水準になっている。それともゼロ利益の左側第１区間から右側第１区間にか同時に、棚卸資産回転率（= 売上原価 / 棚卸資産）

けて大きな不連続性が観測される。この不連続性も近年にかけて徐々に上昇し、直近では1976年

を Burgstahler and Dichev（1997, p. 103）の方度の約1.8倍の水準に達している。これらの結果

法で検定すると、ゼロ利益の左側第１区間の標準から、近年にかけて在庫圧縮が大きく進んでいる

化差異は−20.53であり、片側0.01% 水準で有意でことが分かる。このような在庫圧縮の傾向は、報あった 。これにより、本稿では、期首総資産に

告利益管理による棚卸資産の過大計上とは方向を対する当期純利益が０ % 以上１ % 以下の企業 - 年

異にしている。

23）

を利益増加型の報告利益管理が疑わしい企業 - 年

次に、表２は次期予想売上高に対する棚卸資産とする 。

総額の比率を業種別に示している25）。平均値をみ

24）

ると、自動車業およびゴム業では約６ % と低いのに対し、鉄鋼業および精密機器業では約14% と4.3．棚卸資産の保有実態推定モデルの定式化に先立ち、ここで棚卸資産高くなっており、業種間で保有比率に差があるこの保有実態を把握しておきたい。まず、図２は、とが分かる。しかし、自動車業を例にとると、最本稿のサンプルを1976年度まで溯った過去31年

小値0.7% から最大値33.6% までの幅をとってお間にわたる棚卸資産保有率の中央値の推移を表し

り、同一業種内であっても、企業によって保有率� �� � � � � � � � � � � � � � � � � � � �
図２ 棚卸資産保有率の時系列推移（中央値）
0.20

10

0.18

9

0.16

8

0.14

7

0.12

6

0.10

5

0.08

4

0.06

3

0.04

2

0.02

1

0.00

0
1976 1978 1980 1982 1984 1986 1988 1990 1992 1994 1996 1998 2000 2002 2004 2006/
: 19762006=
27,488-/

観測数：1976年度から2006年度にわたる27,488企業 - 年。グラフは各年度の中央値を示している。

– 30 –

棚卸資産を通じた報告利益管理（田澤）

表２ 棚卸資産総額 / 次期予想売上高に関する業種別の記述統計
業

種

平均値

標準偏差

最小値

第１四分位

中央値

第３四分位

最大値

観測数

全体
食品
繊維
パルプ
化学
医薬品
ゴム
窯業
鉄鋼
非鉄・金属
機械
電気機器
自動車
精密機器
その他製造

10.4%
8.2%
9.7%
8.4%
10.2%
9.0%
6.1%
10.4%
13.6%
11.0%
11.9%
10.8%
6.3%
14.1%
10.1%

6.1%
4.8%
4.6%
5.3%
5.3%
4.7%
3.1%
5.7%
5.1%
6.1%
6.2%
6.8%
4.3%
7.7%
6.2%

0.5%
0.9%
0.7%
2.9%
1.4%
1.6%
0.9%
0.9%
4.6%
2.4%
1.1%
0.9%
0.7%
1.9%
0.5%

5.9%
4.6%
6.6%
4.4%
6.2%
5.5%
4.1%
6.7%
9.9%
6.0%
7.3%
5.7%
3.9%
8.3%
5.3%

9.2%
7.5%
8.9%
7.3%
9.5%
8.2%
5.3%
9.4%
13.1%
9.8%
10.8%
9.3%
5.2%
12.0%
8.7%

13.5%
10.7%
12.3%
11.0%
12.7%
11.0%
8.2%
13.3%
16.2%
14.8%
15.2%
14.2%
7.8%
17.1%
13.3%

45.8%
28.1%
25.7%
37.5%
35.3%
26.5%
15.7%
31.3%
32.9%
34.5%
39.9%
41.3%
33.6%
45.8%
28.7%

5,844
413
280
83
857
223
129
271
267
500
864
1,050
343
215
349

観測数：2000年度から2006年度にわたる5,844企業 - 年。業種分けは日経中分類に基づく。

に大きな違いがある。このような傾向は他の業種る。

においてもみられ、モデル推定上、棚卸資産保有

（4）
式および
（5）
式のE（S
を
t
t+1）

率のコントロールが推定結果の精度に大きな影響

γ（1−π）については、対応する
1

を及ぼすことが予想される。

で代理し、

1

の１期前の

で置き換える。さらに、両式における棚卸資産の適正水準および期首棚卸資産に関する変数を左辺に移項する。これらの変数を左辺に移項する

4.4．推定モデル
本稿では、企業間における経営者予想売上高にのは、理論モデルの
（4）
式および
（5）
式におけるパ

対する在庫率の違いを考慮するために、次期予想

ラメータのうち、予め個々の企業ごとに推計でき

売上高に対する棚卸資産保有率の２期平均を示す

るもの、あるいは、モデル上で確定しているもの

パラメータ を企業ごとに計算する 。なお、変については、その値をできる限り推定に反映させ

数表記の簡単化のため、以下では企業を示す添えることで、他のパラメータの推定値の正確性を高

字を省略している。

めるためである27）。このようにして、（4）式およ

26）

kt =



INVt
INVt−1+
FSt,t+1 FSt−1,t

ここで、

は


2

び
（5）式から棚卸資産および製造費用の期待値を（6）推定するモデルをそれぞれ次のとおりに定式化する。

期末における製品および半製品・仕掛品であり、は期末の決算情報における +1期の経営者予想売上高である。本稿のFSt,t+1
kt−1 (St − FSt−1,t )INVt− kt−1= β0 + β1
At−1
At−1
At−1

目的は過剰生産の分析にあるので、原材料投入後+β21の生産過程から生じる製品および半製品・仕掛品に棚卸資産を限定する。経営者予想売上高は、本決算の短信発表時に公表される単体予想情報によ– 31 –

INVt−1 − kt−2 FSt−1,t
1
+ β3
+ εt
At−1
At−1

（7）

●現代ディスクロージャー研究●2010年3月

No.10

FSt,t+1
PRODt INVt−1+− kt−1
At−1
At−1
At−1

この
（9）式から算出される残差を

kt−1 (St − FSt−1,t )St= β0 + β1
+ β2
At−1
At−1

ここで、

し、これが
（5）
式の会計的操作部分amに対応する。
をとの差額ではなく、（9）式のように

INVt−1 − kt−2 FSt−1,t
1
+β3
+ β4
+ εt
At−1
At−1

は

と

（8）

でコ

ントロールした残差として求めるのは、総製造費用と棚卸資産の振る舞いの違い（表１の標準偏差期における製造費用であるが、先述を参照）が推計結果に与える影響を緩和するための と お り、 こ の 変 数 に 関 す る Roychowdhuryである。

（2006）の定義の問題点を考慮して、本稿では製以上のように、本稿では先行研究のモデルを大造原価報告書に計上された総製造費用を用いる。

幅に拡張したが、比較のために、Roychowdhuryは1

期首における総資産、およびε は撹乱項（2006）で提案されている次のモデルについてもである。DeFond and Jiambalvo（1994）および推定する28）。

Subramanyam（1996）に従って、（7）式および（8）式 の モ デ ル を 業 種 - 年別 に 通常 の 最小二乗法（OLS）で推定する（以下の
（9）
式から
（11）
式も同

∆IN Vt∆St∆St−1
1= β0 + β1
+ β2
+ εt
+ β3
At−1
At−1
At−1
At−1

様）
。なお、デフレーターの影響を緩和し、また、（10）

残 差 の 対 称 性 を 確 保 す る た め、Kothari etal.（2005）に従って1/と切片の両方をモデル

P RODtSt∆St∆St−1= β0 + β1
+ β2
+ β3
At−1
At−1
At−1
At−1

1

に加えている。
以上の（7）式および（8）式を推定することによ+β4り算出される残差を異常部分として、それぞれ
および

1
At−1

（11）

+ εt

とする。これらはそれぞれ、（4）式における報告利益管理の総額部（10）式および（11）式の推定から算出される残差

分 em（= rm + am）
、および、
（5）
式における実を、 そ れ ぞ れ

体的操作部分 rm に対応するものである。
さらに、（7）式のモデルを

Δ

お よ び

とする。本稿のモデルと異なり、でコント

Roychowdhury モデルには次の３つの問題点がロールすることによって、棚卸資産に関する会計ある。第１に、企業ごとの在庫率の違いが考慮さ的操作部分を推計する。

れていない。第２に、売上高にランダムウォーク

FSt,t+1
INVt− kt−1At−1
At−1
kt−1 (St − FSt−1,t )＝ β0 + β1
At−1
INVt−1 − kt−2 FSt−1,t
＋ β2
At−1
1
+β3 ABPRODt + β4
+ εt
At−1

の仮定をおくのみで、需要予想および需要シフトの考慮が不十分である。第３に、棚卸資産の変化額が被説明変数になっているため、3.1. 節で指摘したように、前期に実施された報告利益管理の影
響が推定結果に混入してしまう可能性がある。
（9）– 32 –

棚卸資産を通じた報告利益管理（田澤）庫が小さくなることと一致し、これらのモデルで

５．分析結果

需要シフトが首尾よくコントロールされていることを裏付けている。

5.1．モデル・パラメータの推定結果
表３には、前節のモデルを推定した結果が表示

他方、前期末差異

−

1

2

の係数をみ

1

されている。まず、製造費用に関する
（8）
式の rm

ると、em 推計モデルでは有意な正値であり、前推計モデルをみると、 の係数が正値で有意に推期 末 差 異 が 持 続 す る か に み え る。 し か し、定されている。これは、被説明変数が期末棚卸資をコントロールした am 推計モデルで産の適正水準に基づく売上原価になっていることは、その係数が非有意へと転じている。この結果と整合する。その一方で、需要シフト （−1

は、前期末差異の調整が期中の生産量の調整を通）および前期末差異

1

−

1

2

1

の係

じて完了することを示唆している29）。

数については有意になっていない。

最後に、am 推計モデルにおけるの次に、棚卸資産に関する（7）式の em 推計モデ

係数をみると、有意な正値であり、過剰生産によ

ルと（9）式の am 推計モデルをみると、需要シフ

る在庫の積み増しと整合的である。しかし、その

ト （
−
1

）の係数がそれぞれ負値で有意係数の大きさは、期待に反して小さくなっている30）。

に推定されている。この結果は、期中に製品が売

また、em 推計モデルと am 推計モデルを比較しれなければ期末に在庫が溜り、売れれば期末の在ても、1の追加による説明力の増加は３

表３ モデル・パラメータの推定結果
予測
符号

説明変数
切片

?
+

（
1

1

1

）

‒

1

?

2

+
Δ
Δ
1

em 推計モデルrm 推計モデルam 推計モデル

1
1

1

1
1

−0.002***（−3.18）−0.448***（−4.75）0.339***（5.10）−0.018（−1.11）0.597***（23.05）−1.219（−1.34）−0.065（−0.19）−0.001***（−2.63）−0.001**（−2.37）−0.005（−0.29）0.581***（22.18）−7.446（−0.43）0.019（1.31）
0.011（1.09）
10.655（0.82）

0.091（1.03）
0.030（0.61）
377.078***（3.67）

0.28

0.13

0.51

−0.395***（−3.43）−0.011（−0.15）0.008**（2.08）+
1

Adj.R2平均値

?

Δ

1

+
1

1

Roychowdhury モデル−7.314（−0.50）363.742***（3.76）

0.25

0.52

観測数：5,844企業 - 年。表は、業種 - 年別に推定した係数の平均値を示しており、（ ）内は係数平均値をその標準誤差で除して求めた t 値である。***、**、* は、それぞれ両側１％、５％、10％水準で有意であることを示す。
： 期末
における製品および半製品・仕掛品。FS 1： 期末の決算情報における +1期の経営者予想売上高。
（
1： 期の製造原価報告書に計上された総製造費用。 ： 期の売上高。 1： 期首における
1
1 ） 2。
総資産。1
1を除き、各変数は期首総資産でデフレートしている。

– 33 –

●現代ディスクロージャー研究●2010年3月

No.10％程度に過ぎない。これらの結果から、異常製造れている。Panel A のうち、とくに費用と棚卸資産増大は予期したほど強い関係になといことが分かる。そのため、過剰生産による在庫

果で触れた積み増しが検出される程度は潜在的に弱くなって係の弱さを反映している。Panel B では、推定さいる可能性がある。異常製造費用と棚卸資産増大

れた異常棚卸資産および異常製造費用の妥当性をの 関 係 が 弱 く な っ て い る 要 因 と し て は、確認するために、推定先の変数に対するそれぞれが在庫増大よりも売上値引きの絶対値比率を算出した。概ねの傾向として、の高い相関係数は、表３の推定結
に対する

の関

（Roychowdhury, 2006）と強く関係しているこ￨と、または、棚卸資産の減損が同時に行われてい期末残高に対して平均15%（第３四分位で20%）ることが考えられる 。

程度の比率であり、￨

31）

本稿のモデルの推定結果は以上のようである￨ および ￨ABINV̲am￨ は棚卸資産
Δ￨ の比率より

５ % ほど小さい。その標準偏差を比較すると、が、Roychowdhury モデルと比較して、どの程￨度改善されたであろうか。両者を比べると、とく￨に棚卸資産について、本稿のモデルの方が係数推変動が Roychowdhury モデルよりも抑えられて定値の有意性および説明力の点から安定性が高くいることを示唆している。￨

なっている 。一方、製造費用については、両者費用に対する比率は平均21.5%（第３四分位で間に大きな差はなく、本稿のモデルで t 値および28.5%）、その標準偏差は18.4% であり、いずれも説明力が微増するに留まっている。

￨

32）￨ お よ び ￨Δ

￨ で は

￨ の半分の15% であり、推定上の￨ の総製造￨ より若干小さくなっている。こ

表４には、推計された異常棚卸資産および異常

れらの結果から、
異常棚卸資産および異常製造費用

製造費用に関する記述統計量と相関係数が表示さは妥当なレベルで推定されていると判断される。

表４ 異常棚卸資産および異常製造費用に関する記述統計量と相関係数：記述統計量と相関係数
変

数

（1）
（2）
（3）
（4）
（5）

Δ

平均値

標準
偏差

最小値

中央値

最大値

0.00010.00010.00010.01650.16920.0163-0.1641-0.9703-0.16030.00050.01250.00040.00010.00010.01620.1687-0.2130-0.9772

0.00020.0128

相関係数
（2）

（3）

0.19010.66600.1847

（1）
1.00
0.04
0.88

1.00
-0.01

1.00

0.22620.6499

0.57
0.03

0.04
0.83

0.55
-0.03

（4）

（5）

1.00
0.04

1.00

：推定先の変数に対する絶対値比率
変
￨
￨
￨
￨
￨

数
￨

Δ

￨
￨
￨
￨

平均値

標準偏差

第１四分位

中央値

第３四分位

0.152
0.215
0.151

0.150
0.184
0.149

0.049
0.083
0.048

0.108
0.170
0.108

0.203
0.285
0.200

0.201
0.220

0.300
0.195

0.057
0.084

0.128
0.172

0.244
0.286

観測数 : 5,844企業 - 年。
：異常棚卸資産。
：異常製造費用。
：
でコントロー
ル済みの異常棚卸資産。
Δ
および：それぞれ Roychowdhury（2006）の手法に基づく異常
棚卸資産増加および異常製造費用。
：製品および半製品・仕掛品。
：総製造費用。

– 34 –

棚卸資産を通じた報告利益管理（田澤）Dechow et al.（1995）は、従来の発生項目推5.2．仮説の検証結果
5.2.1．仮説 H1の検証結果

定モデルによって計算された異常発生項目が業績

前項の推定から算出された棚卸資産および製造と正に相関する測定誤差を持つことを明らかにし費用の異常部分を用いて、損失回避型企業が棚卸ている。そこで、業績の影響をコントロールする資産を通じた実体的操作または会計的操作を行っために、期首総資産でデフレートした特別損益ているかを検証する。ここでは、仮説 H1を検証

前・税引後利益

す る た め、Roychowdhury（2006）に 従 い、次らに、規模および成長性によるシステマティック

式を OLS 推定する。

な要因を、株式時価総額の自然対数である

0

1
4

2
1

3

1

ε

（12）

を説明変数に加える33）。さと自己資本の時価・簿価比率

でコントロールする。

からは同一業、および

種 - 年の平均値を控除する。
回帰結果は表５のとおりである。

こ こ で、 被 説 明 変 数 Y は
、

、

、

Δ

および

のいずれかの値をとる。

は、

の係数

の推定では正値であり、t 値もやや 高 い が、 両 側10% 水 準 で 有 意 で は な い。

はおよびの 推 定 で は、期首総資産でデフレートした当期純利益が０ %の係数はそれぞれ正に推定されているが、以上１ % 以下のときに１、それ以外のときに０

それらの有意性は一段と低くなっている。これらをとるダミー変数である。損失回避型企業で被説の結果から、製造業における平均的な損失回避型

明変数が相対的に大きいならば、企業では、会計的操作と実体的操作の両面においの係数 1は正に推定される。

て棚卸資産を報告利益管理に利用しているとはい

表５ 回帰結果：仮説 H1の検証
説明変数
切片

1

1

Adj. R2Δ
0.0000（0.18）
0.0004（0.69）
0.0386***（3.91）-0.0001（-0.60）0.0001（0.29）-0.0015（-0.59）0.0089（1.61）-0.3343***（-4.11）-0.0046***（-2.87）-0.0044（-1.58）0.0001（0.25）
0.0003（0.50）
0.0426***（4.37）-0.0001（-0.50）0.0001（0.15）

0.0002（0.66）-0.0002（-0.34）0.0255***（2.77）-0.0001（-0.65）0.0001（0.38）-0.0013（-0.50）0.0086（1.58）-0.3878***（-4.81）-0.0046***（-2.95）-0.0032（-1.23）

0.004

0.009

0.005

0.002

0.010

観測数 : 5,844企業 - 年。
（ ）内は White（1980）の共分散推定に基づく t 値である。***、**、* は、それぞれ両側1％、5％、10％水準で有意であることを示す。
：当期純利益 / 期首総資産が０ % 以上１ % 以下のときに１、それ以外のときに０をとるダミー変数。
：特別損益前・税引後利益 / 期首総資産。
：株式時価総額の自然対数。
：自己資本の時価・簿価比率。
、
およびからは同一業種 - 年における平均値を控除する。
：
異 常 棚 卸 資 産。
： 異 常 製 造 費 用。
：
で コ ン ト ロ ー ル 済 み の 異 常 棚 卸 資 産。
Δ
および：それぞれ Roychowdhury（2006）の手法に基づく異常棚卸資産増加および異常製造費用。

– 35 –

●現代ディスクロージャー研究●2010年3月

えない。このことは、Roychowdhury モデルを用いた場合でも同様であり、
定では、
ている。

0

の推

Δ

1

2
＊

4

の場合とほぼ同じ結果になっ

No.10

3
＊

5

6

7

1

8

ε
（13）

1

を推定した場合にも、の係数は有意でなく、符号も負になってい
る。

ここで、

は低価法を採用しているときに１、それ以外のときに０をとるダミー変数である。
は各年度の労務費・経費 / 総製造費用がサ

5.2.2．仮説 H2および H3の検証結果

ンプルの上位1/3のときに１、それ以外のときに以上のように（12）式の推定では、本稿および

０をとるダミー変数である。会計的操作に関する

Roychowdhury の両手法において、損失回避型

H2においては、企業における製造費用と棚卸資産の異常な増大がときに係数 4が正になると期待される。実体的操検出されなかった。それでは、棚卸資産を通じた作に関する H3においては、

報告利益管理に係るコスト・ベネフィットを考慮変数にしたときに係数 が正になると期待されした仮説 H2および H3はどうであろうか。これらる。さらに、これらの検証の頑健性を高めるため、の仮説を検証するために、（12）式を次のようにを被説明変数としたときにおいても、拡張する 。

を被説明変数にしたを被説明

係数 4および 5がそれぞれ正に推定され、棚卸資34）

表６ 回帰結果：仮説 H2および H3の検証
説明変数
切片

1

1

Adj. R2Δ
0.0003（0.95）
0.0012（0.96）-0.0009**（-2.05）-0.0001（-0.48）0.0032***（2.95）-0.0018（-1.25）0.0385***（4.55）-0.0001（-1.26）0.0001（0.30）

0.0228***（14.20）0.0005（0.11）-0.0011（-0.20）-0.0370***（-15.27）-0.0057（-0.48）0.0154*（1.90）-0.3516***（-8.02）-0.0051***（-8.92）-0.0038*（-1.70）0.0003（1.19）
0.0008（0.73）-0.0009**（-2.14）-0.0002（-0.64）0.0031***（3.00）-0.0015（-1.09）0.0424***（5.30）-0.0001（-0.95）0.0001（0.17）

0.0005（1.39）
0.0008（0.72）-0.0006（-1.15）-0.0004（-0.66）0.0018（1.55）-0.0017（-1.47）0.0253***（2.79）-0.0001（-1.40）0.0001（0.73）

0.0234***（12.36）0.0010（0.20）-0.0035（-0.77）-0.0371***（-14.19）-0.0072（-0.75）0.0150*（1.77）-0.4065***（-6.75）-0.0050***（-5.30）-0.0027*（-1.65）

0.004

0.018

0.005

0.002

0.019

観測数：5,844企業 - 年。
（ ）内は White（1980）の共分散推定に基づく t 値である。***、**、* は、それぞれ両側１％、５％、10％水準で有意であることを示す。
：低価法を採用しているときに１、それ以外のときに０をとるダミー変数。
：各年度の労務費・経費 / 総製造費用がサンプルの上位1/3のときに１、それ以外のときに０をとるダミー変数。他の変数については表５を参照。

– 36 –

棚卸資産を通じた報告利益管理（田澤）Panel A: ABINV_em

産全体としての異常な増大が観測されるかを確認したい。

図３ 利益区間ごとの異常棚卸資産および異常
.004
製造費用
.002

Panel A: ABINV_em

回帰結果は表６のとおりである。まず H2につ
いて、

Panel
A: ABINV_em.004の推定をみると、の係数は有意な負値であり、低価法採用企業で棚卸資

.002
.000
.004
.000
-.002
.002

産が保守的に評価されることと整合する。これに

-.002
-.004
.000

対して、

-.004
-.006
-.002

の係数は有意な正値になっており、低価法を採用している損失回避型企業では棚卸資産が相対的に過大に評価されることを示唆している。この傾向は、の推定結果でも同様に観測され、当該企業の棚卸資産の過大計上が裏付けられる。なお、の推定においては、実体的操作に関連する

およびその交差項に関する係数は有意ではない。これ

-.006
-.008
-.004 1

3

5

7

11
9
Interval

13

15

17

19

-.008
-.006

3

5

7

11
9
Interval

13

15

17

19

11
9
Interval

13

15

17

19

-.008

Panel
B:
7
5
3
1 ABPROD
.02
.004

.01
.02

.002B: ABPROD
Panel

している。低価法採用企業では、損失を回避する

.00
.01
.000
.02
-.01
.00
-.002
.01
-.02
-.01

ために、評価損の過小な見積もりを通じた棚卸資

.00
-.004
-.03
-.02

産の過大計上が行われていることが明らかになっ

-.01
-.006
-.04
-.03

た35）。

-.02
-.05
-.008
-.04

らの結果は、棚卸資産を通じた会計的操作と一致

次に H3について、の推定をみると、の係数は有意な負値であり、固定的な費用の割合が高い企業では異常製造費用が相対的に小さくなっている。これは、製造費用の異常部分が主として変動費によって構成されやすいことに起因 し て い る と 考 え ら れ る。 こ れ に 対 し て、

11

33

55

77

9 9 1111 13
13IntervalInterval

15
15

17
17

19
19

1

3

5

7

11
9
Interval

13

15

17

19

Panel
11
9
7
5
3
1C: ABINV_am
Interval
.02

13

15

17

19

-.03
-.05
-.04

Panel
Panel C:
B: ABINV_am
ABPROD
Panel C:
-.05
.004

.01

.004
.002
Panel
C: ABINV_am

な費用の割合が高い損失回避型企業では追加的に

.00
.002
.000
.004
-.01
.000
-.002
.002
-.02

異常製造費用が大きくなっている。これは一見し

-.002
-.004
-.03
.000

て、 過 剰 生 産 と 整 合 す る。 し か し な が ら、

-.004
-.006
-.04
-.002

の係数は有意な正値であり、固定的の推定をみると、の係数は有意ではない。つまり、在庫増大は裏付けられないのである。これらの結果は、過剰生産という

1

Panel
Panel B:
A: ABPRODABINV_em

-.006
-.008
-.05
-.004 11

19
17
15
13
11
19
17
15
13
11
99
77
55
33
IntervalInterval-.008
図は、次の回帰式を推定した残差について、利益区間
19
17
15
13
11
9
7
5
3
1
-.006
Interval�����������������������������
ごとの平均値を表示している。

Panel C: ABINV_am

0 c1DLCM
12
3
4
1 c5MTBt–1 + �t
Y t = c0 +t + c2DFIX
t + c3EBEI
t + c4SIZE
t–1 +
-.008
�����������������������������
ε715��������������������/��������
19
17
15
13
11
9
1 5 3
ここで表示している利益区間は、当期純利益
Intervalt + c3EBEIt + c/4期首総資
Y.004
SIZEt–1 + c5MTBt–1 + �tt = c0 + c1DLCMt + c2DFIX
用した、値引きによる売上操作を暗示しているとInterval
11 �������������0%��
1%������
産に基づく、−10%
から +10% までの１ % 刻みの区間で��������������������/��������
���������������������������������
あり、Interval
11がゼロ利益の右側近傍区間（０%から解釈できる。すなわち、売上高対製造費用におい.002
Interval
11 �������������0%�� 1%������
１
Yt%）になっている。観測数および変数の定義は、表５= c0 + c1DLCMt + c2DFIXt + c3EBEIt + c4SIZEt–1 + c5MTBt–1 + �t����て売上高の割合が低下したために、製造費用が追および表６を参照。
.000��������������������/���������
Interval 11 �������������0%�� 1%������
-.002– 37����
–よりも、むしろ単位当たりの大きな限界利益を活-.004

●現代ディスクロージャー研究●2010年3月

No.10

加的に大きく観測され、同時に、製品が販売されルを比較する。製造費用については、本稿のモデたために、在庫が溜らなかったのかもしれない。

ルの方がごく僅かに t 値が高くなる傾向にある

なお、の推定おいては、会計的操作にが、大きな差はみられない。一方、棚卸資産につ関連するおよびその交差項の係数は有意

いて、Roychowdhuryモデルでは会計的操作
（H2）

ではない。

の検出に失敗しているが、本稿のモデルではその以上の推定結果を視覚的に確認するために、図検出に成功している。

３では、利益区間ごとの異常棚卸資産および異常製造費用の平均値を図示している。ただしグラフ

5.3．追加検証

は、Roychowdhury（2006）に 倣 い、経 済 的 要

5.3.1．変数の定義に関する追加検証

因のコントロールを考慮して、（13）式から

表５の分析では、先行研究と異なり、損失回避に関する項を除いて計算された残差に基づいてい型企業における異常な製造費用の増大が観測される。ゼロ利益の右側近傍区間は Interval 11で示なかった。その要因を探るため、先行研究と同様さ れ る が、

に、

、

お よ び

のいずれについても、この区間でそれぞれ値が最も大きくなっている。

を 棚 卸 資 産 総 額、
とΔ

を売上原価

の和と定義した上で分析する。

表７には、この定義に従い再計算した結果が示さ

総じて、製造業における損失回避型企業のうち、れている。DSP の係数をみると、表５と異なり、低価法採用企業では棚卸資産を利用した会計的操

本稿および Roychowdhury（2006）のいずれの作が実施されていることが明らかになった。しか手法でも、損失回避型企業における製造費用の異し、損失回避型企業が棚卸資産を利用した実体的常な増大が検出されている。このことから、先行操作を実施していることを示唆する証拠は得られ研究と本稿の結果が異なる要因の１つに、変数のなかった。これらの結果は、利益閾値（当期純利

定義の違いがあると考えられる。
この結果はまた、

益 / 期首総資産）を0.5% としても頑健であった。

先行研究とは異なるサンプル選択基準が、本稿の最後に、本稿のモデルと Roychowdhury モデ

結果に大きな影響を及ぼしていないことを示唆し

表7 変数の定義に関する追加検証の結果
説明変数
切片

1

1

2

Δ
0.0000(0.19)
0.0001(0.14)
0.0347***(4.74)-0.0001(-0.52)0.0002(0.27)-0.0019(-1.61)0.0102***(4.30)-0.8025***(-11.88)-0.001**(-2.48)-0.0024*(-1.66)0.0001(0.79)-0.0003(-0.51)
0.0963***(15.05)-0.0000(-0.21)0.0001(0.26)

0.0001(0.70)-0.0001(-0.37)0.0262***(2.87)-0.0001(-0.68)0.0000(0.23)-0.0019*(-1.81)0.0099***(4.78)-0.7781***(-12.97)-0.0009***(-3.60)-0.0017(-1.18)-0.0018*(-1.85)0.0088***(4.27)-0.9514***(-21.35)-0.0010***(-3.73)-0.0021*(-1.69)

0.002

0.094

0.022

0.001

0.091

0.13

観測数：5,844企業-年。( )内はWhite (1980) の共分散推定に基づくt値である。***、**、*は、それぞれ両側１％、５％、10％水準で有意であることを示す。
：棚卸資産総額。
= 売上原価Δ。
：異常売上原価。
他の変数については表５を参照。

– 38 –

棚卸資産を通じた報告利益管理（田澤）

ている。

検証では、
（13）
式について、報告利益管理が疑以上の要因をさらに詳しく探るために、再定義された

わしい企業 - 年のダミー変数（の構成要素である売上原価）を次のよう

に定義した。すなわち、減益回避の検証では期首について分析する。ここで、異常な売上原価

総資産でデフレートした当期純利益変化額が０％を次式の残差として推計する。

以上0.1% 以下のとき、経営者予想利益達成の検

COGSt
St
1
= β0 + β1
+ β2
+ εt
At−1
At−1
At−1

表７をみると、Δ

証では、当期純利益と決算発表直近の経営者予想（14）

当期純利益との差異を期首総資産でデフレートした値が０ % 以上0.1% 以下のとき、それぞれ１をの推定における

とり、それ以外のときに０をとるダミー変数としの係数は有意ではない。損失回避型企業でた37）。これらのダミー変数を用いて
（13）
式を推定

過剰生産がなされているとすれば、この結果はの増大と矛盾している。他方、の推定をみると、した結果、
明変数としたとき、

および
および

を被説
の交差

の係数が有意に項はいずれの推定でも有意に推定されなかった。

正 で あ り、 損 失 回 避 型 企 業 に お け る

この結果は、0.1% から1.0% の範囲で、それぞれの追加的な増大には、売上原価のの利益閾値を0.1% 刻みで変えながら分析した場増大が大きく寄与していることが分かる。もし過合も同様であった。このように、減益回避および

剰生産の効果が発現しているならば、売上原価は経営者予想利益達成の両者について、企業が実体低下するはずであり、この結果は過剰生産による的操作または会計的操作を実施している証拠は得

固定費配賦額低減効果とは一致しない。むしろ、られなかった。

値引きによる売上操作と整合的なものとなってい本稿の分析結果をまとめると、棚卸資産を通じる。したがって、先行研究の結果には、過剰生産

た実体的操作は損失回避、減益回避および経営者と整合しない売上原価の増大が大きく影響してい予想利益達成のいずれにおいても観察されなかっる可能性があり、売上原価と棚卸資産増加の和とたが、会計的操作については損失回避についてのして定義された製造費用が過剰生産の効果を適切み観察された。この結果は、経営者が自社の予想に捉えているかについては慎重に検討されるべき利益を利益目標として最も重視していることを報であろう。これに対して、本稿では、製造原価報告している須田・花枝（2008）と矛盾している。

告書の総製造費用を変数として使用しているた

これに関する１つの解釈として、本稿の会計的操め、このような売上原価増大の影響が分析結果に作に関する分析が、低価法採用企業に着目してい混入している可能性は低く、より正確な分析がなることが考えられる。様々な利益水準が想定されされていると考えられる 。

る減益回避型企業や予想利益達成型企業とは異な

36）り、損失回避型企業では、低水準の業績に直面し
5.3.2．他の利益目標を用いた追加検証ているために低価評価損の見積もり幅が相対的に企業の報告利益管理行動には、損失回避以外に大きくなり、評価損が操作されやすいといえる。

も減益回避および経営者予想利益達成があること

このことが、損失回避型企業の分析における棚卸が知られている。ここでは、これらの利益目標を

資産の過大計上の検出につながったと推察され対象とした検証結果について報告する。

る。
– 39 –

●現代ディスクロージャー研究●2010年3月

No.10

以上の解釈に基づけば、本稿の損失回避におけていることを示唆する証拠は得られなかった。む

る結果が、ゼロに近い利益水準へと業績の悪化ししろ製造費用と棚卸資産の関係は、過剰生産の下た企業に特有のものである可能性が指摘される。

で期待されるよりも弱く、追加検証を含めた分析

そこで、損失回避とはいえない赤字企業において結果は値引きによる売上操作を暗示するものであも、本稿と同じ結果が観察されるか否かを確認すった。さらに追加検証において、減益回避型およる。そのために、（13）式のを、ゼロの左側び予想利益達成型の企業も分析したが、これらの近傍の区間を表すダミー変数、すなわち、期首総企業が棚卸資産を利用した報告利益管理を実施し資産でデフレートした当期純利益が−１ % 以上ている証拠は得られなかった。

０ % 未満のときに１、それ以外のときに０をとる

以上の分析結果から、棚卸資産を通じた報告利で置き換えた分析を行った。その結果、益管理ついて、いくつかのことが指摘できる。第いずれの被説明変数 に対しても、交差項を含む

１に、棚卸資産について実体的操作よりも会計的

38）に関する項は有意に推定されなかった 。

操作に関する強い証拠が得られたことは、棚卸資の両方を同時に（13）式に組産を利用した実体的操作に対する経営者の負担コ

さらに、

と

み 込 ん だ 場 合、ないし

ストが相対的に高いことを示唆している。日本にを被説明変数とするときには、の係おける製造企業の経営者は、過剰生産のように、数のみが有意な正値に推定され、を被キャッシュを犠牲にして無駄を作るような形式での係数のの実体的な報告利益管理には消極的であるかもしみが有意な正値に推定された。この分析から、本れない。あるいは、そうした無駄を許容しない生稿の結果が、小さな正の利益を計上した損失回避

産システムが企業に導入されていることも考えら型企業について、頑健であることが確認された。

れる。先行研究では、実体的操作の方が会計的操説明変数とするときには、作よりも優先順位が高いとの解釈も示されているが、棚卸資産については、そのような関係が逆転

６．むすびしている可能性がある。そうした場合、実体的操
本稿では、棚卸資産を通じた報告利益管理につ作の手法として、過剰生産の利用度は低く、一方いて、実体的操作と会計的操作の視点から分析しで、合理化を達成する経費削減、キャッシュを生た。分析の実施にあたり、棚卸資産と製造費用にみ出す売上操作や資産売却などが相対的に高い頻関する推定方法を大幅に改良し、経営者の需要予度で利用されることが予想される。

想、および需要シフトをコントロールした上で、第２に、棚卸資産を利用した会計的操作につい実体的操作と会計的操作を識別するモデルを提示ても、監査人や規制当局による厳しい監視があるした。分析の結果、製造業における損失回避型企

ため、経営者に高いコスト負担を課していること

業のうち、会計的操作のフレキシビリティが高いが示唆される。その証拠として、本稿の結果では、と予想される低価法採用企業では、棚卸資産を利報告利益管理インセンティブが強く働いている損用した会計的操作、すなわち評価損の過小見積も失回避型企業のうち、さらに会計的操作のフレキりが実施されていることを示唆する証拠を得た。

シビリティが相対的に大きい低価法採用企業のみ

しかしその一方で、損失回避型企業が棚卸資産をでしか、そのような会計的操作が実施されていな利用した実体的操作、すなわち過剰生産を実施しい。先述の過剰生産と合わせて考えると、報告利– 40 –

棚卸資産を通じた報告利益管理（田澤）益管理の実施手法の中で、棚卸資産の利用は他のThomas and Zhang, 2002参照）。しかしながら、

代替的手法よりも優先順位が低くなっている可能

本稿のモデルは売上高ないし売上原価と製造費用性がある。

の関係に強く依拠しているため、種類別分析に際

第３に、ディスクロージャー制度との関係におしては、それぞれの種類に応じたモデルを導出す

いて、低価法の全面適用が棚卸資産を通じた会計ることが求められる。その他の拡張として、業種的操作に影響を与えると予想される。本稿では、別分析、本稿で取り上げていないインセンティブ

会計的操作において低価法が利用されていることを対象とした分析が考えられる。とくに棚卸資産を示す結果が得られたが、わが国では、「棚卸資を利用した会計的操作に関しては、小売業などの産の評価に関する会計基準」により、2009年３

非製造業を対象とした分析も興味深い。さらに、月期から低価法が全面適用となった。
これにより、

実体的操作は期中に、会計的操作は期末に実施さ棚卸資産を利用した会計的操作のフレキシビリテ

れやすいことを考慮すれば、四半期データを用い

ィが一層高まった可能性がある。しかし一方で、た分析への展開も考えられよう。

このような会計的操作のコストを高める効果を持つ、「財務報告に係る内部統制の評価及び監査の

《注》

基準」
（いわゆる、J-SOX 法）が同じ時期に適用

１）ただし実際には、全ての固定費が製造原価になるわけでは開始となった。棚卸資産評価において、両基準導なく、そもそも固定費を直接的に観測することはできない。
そのため、過剰生産による実体的操作の把握は、このよう入の帰結がどのようなバランスでもたらされるかに単純に解決する問題ではなく、以降、本稿で詳しく分析

は、興味深い問題といえる。
最後に、本稿にはいくつかの課題が残されていしていく。
２）Ronen and Yaari（2008）では、会計的操作による報告利益管理を中心に、膨大な数の先行研究がサーベイされている。本稿では損失回避について棚卸資産を利用した会計的操作の証拠を得たが、先行研究とは異なる。
３）棚卸資産に関する詳細な証拠の提示は、Sloan（1996）を嚆矢とする発生項目アノマリー研究への貢献もあるだろう。

り、損失回避型の実体的操作に関する証拠は得らThomas and Zhag（2002）、榎本（2003）および Chan et

れていない。先行研究と異なる結果となった要因

al.（2006）では、棚卸資産増加に関するヘッジ・ポートフ
ォリオについて相対的に高い異常リターンが観測されていに つ い て は、 追 加 検 証 で 示 し た と お り、る。しかし、なぜ棚卸資産増加が他の項目に比して高いリRoychowdhury（2006）で提案された変数の定義に依存している可能性が高いと考えられる。それ以外の要因として、本稿では新規に導出した推ターンをもたらすのかは、今のところ具体的に明らかにされていない。
４）実体的操作に関する考察は、岡部（2008）に詳しい。
５）Gunny（2005）および Kim and Sohn（2008）では、実体的操作によって将来の収益性が低下すること、および資本定モデルを使用しているため、これらの新しいモ

コストが増加することがそれぞれ観測されている。

デルが何らかの問題点を含んでいる可能性も否定

６）Zang（2007）は、実体的操作が会計的操作よりも先行してできない。この点に関し、本稿の分析結果の解釈実施され、コスト一定の下で両者が代替的な関係にあることを実証的に示している。ただし、これらの操作には、特には注意が必要といえる。今後、モデルの頑健性定の利益目標を達成する際にどちらか片方のみでは不十分に関する吟味を重ねるためにも、追試を繰り返す必要があるだろう。
分析の拡張については、棚卸資産を種類別（原であるという不確実性を伴うため、両者が補完的な関係になる可能性もある（Roychowdhury, 2006, p. 338）。
７）たとえば、「財務報告に係る内部統制の評価及び監査に関する実施基準」では、原則として、重要な事業拠点における棚卸資産勘定に至る業務プロセスを評価対象とするよう規

材料、半製品・仕掛品、製品）に分析することが定されている。

有益であると考える（Barnard and Noel, 1991;– 41 –

●現代ディスクロージャー研究●

８）この背景には、ジャスト・イン・タイムやサプライ・チェ
ーン・マネジメントの導入、あるいは、キャッシュ・フロ

2010年3月

No.10

記を Dechow et al.（1998）に合わせている。
17）Dt‒1については、（1）式より、Dt‒1=INVt‒1−INVt‒1* =INVt‒1ーを重視した経営への移行などがあると考えられる。

−γ1（1−π）
Et‒1（St）となり、これを（3）
式に代入する。

９）会計的操作と実体的操作に共通するコストとして、利益嵩

18）過剰生産は、厳密には数量（生産量）の問題であるが、実上げ効果をもたらす棚卸資産の過大計上が、一方では効率

際にそのような数量を観測することは不可能である。その性指標の悪化につながり、投資家やアナリストによる評価を逆に低下させるおそれがあることも考えられるため、本稿では金額ベースで過剰生産を捉える。
19）ただし、会計的操作による am の１円の増加が利益に１円の10）Thomas and Zhang（2002）は、棚卸資産が極端に増加し影響を与えるのに対し、実体的操作による rm の１円の増加た企業群において、売上原価の増加（収益性の反転）が遅が利益にいくらの影響を与えるかについては、固定費を正れて発現することを発見し、この結果が報告利益管理を暗確に把握できなければ、その判断は難しい。そのため、報示するものであると解釈している。太田・西澤（2008）は、

告利益管理前の利益（pre-managed earnings）を対象とし法人税率引き上げ直前期に棚卸資産が増加し、税率引き下

た分析については、実体的操作前の利益の推定が難しく、げ直前期に棚卸資産が減少するという証拠を得ている。國

利益増加型および利益減少型のいずれの検証についても、村（2008）は、トヨタグループを除く自動車メーカーが棚卸資産を利益平準化に用いていることを示唆する結果を得ている。

本稿のリサーチ・デザインの適用には限界がある。
20）本稿では、データ入手上の制約から、2000年度以降の単体決算情報を分析対象としている。このサンプル選択に関連

11）Thomas and Zhang（2002）
は棚卸資産推定モデルを用いず、する証拠として、Shuto（2009）では、2000年度以降に、極端に棚卸資産が変化した上位十分位グループと下位十分

単体情報よりも連結情報に対する報告利益管理が顕著にな

位グループについて、棚卸資産や売上原価などの時系列変っていることが明らかされている。したがって、本稿の分

化 を 比 較 し て い る。太 田・ 西 澤（2008）は、Marquardt

析結果には、サンプル選択によるバイアスが含まれている

and Wiedman（2004）などを参考に、当期末棚卸資産増加可能性がある点に注意が必要である。

を当期売上高増加と前期末棚卸資産増加で説明する棚卸資21）本稿では、次期予想売上高に対する棚卸資産総額の比率が産推定モデルを用いている。國村（2008）では、棚卸資産

65% 以下となるサンプルに限定しているが、この条件のみ回転率の差異によって棚卸資産の異常な増加を捉えている。

を外したサンプルを確認したところ、当該比率に関する度

12）Bernard and Noel（1991）および Jiambalvo et al.（1997）

数分布が、65% までは連続した滑らかな分布になっていたでは、棚卸資産の期待外部分が将来の業績に関するシグナのに対し、65% を超えると11企業 - 年のデータが不連続にルになる可能性があることを示している。本稿では、そう散らばっていた。そこで、推定の精度を高めるため、これした期待外部分を経営者の需要予想によってコントロールらの11企業 - 年については外れ値とみなし、サンプルからすることで、利益目標達成のための報告利益管理を正確に測定する。

除外することとした。
22）Burgstahler and Dichev（1997）では、ゼロ利益の近傍に

13）Roychowdhury（2006, p. 352）では、損失回避型企業におおける利益増加型の報告利益管理の存在を裏付ける結果がいて棚卸資産が異常に増加していることを本文中で指摘し報告されている。すなわち、小さな負の利益を計上した企ているのみであり、異常な製造費用との関係性についての業数よりも小さな正の利益を計上した企業数の方が遥かに分析には踏み込んでいない。

多く、利益分布においてゼロ利益を境に大きな不連続が観

14）この結果は、製造業に特有の過剰生産というより、値引きを通じた売上操作に起因する売上原価率の上昇と整合的で測されている。
23）ゼロ利益の右側第1区間の標準化差異は11.82であり、片側あるとみることもできる。事実、Roychowdhury（2006）

0.01%水準で有意であった。なお、Burgstahler and Dichevの文脈においては、売上操作と過剰生産とが明確に区別さ（1997, p. 103）によれば、標準化差異は次のように計算されれていない。なお、Roychowdhury（2006）では、報告利る。総観測数を N、区間 i の相対度数を とするとき、スム益管理が疑わしい企業 - 年において、異常な製造費用が製造ーズな確率分布においては、区間 i の期待観測数が近似的に業で相対的に大きいことを示す結果も得られている。

N（pi‒1+pi+1）/2となり、区間 i における期待観測数と実際観

15）2009年３月期から全面適用される「棚卸資産の評価に関す測数との差異の分散が近似的に Np（1−pi）+ 0.25N（pi‒1+
i

る会計基準」では、原則として評価損を売上原価ないし製

pi+1（）1− pi‒1− pi+1）となる。この推定された分散から得ら造原価に計上することとしているが、臨時かつ多額の評価れる標準偏差によって、期待観測数と実際観測数の差異を損については特別損失に計上することを求めている。

除した値が、標準化差異となる。分布がスムーズであると16）Dechow et al.（1998）は、利益とキャッシュ・フローの基

いう帰無仮説の下で、標準化差異は平均０、標準偏差１の本的な関係が把握されれば良いとの理由から、Bernard

正規分布に近似的に従う。

and Stober（1989）の棚卸資産モデルを簡単化した上で彼

24）期首総資産に対する当期純利益の閾値を0.5% とした分析も女らのモデルに組み込んでいる。なお、導出過程の詳細に行ったが、主要な結果は閾値1.0% の場合と概ね同様であっ

ついては、Bernard and Stober（1989, Appendix）を参照
されたい。ただし、本稿では、変数およびパラメータの表– 42 –た。
25）業種分けは日経中分類に基づく。

棚卸資産を通じた報告利益管理（田澤）26）長期平均では在庫圧縮動向を捉えにくく、また、１期のみている可能性がある。たとえば、押し込み販売や値引き販

では報告利益管理による歪みの影響を受けやすいために、売などの売上操作によって売上高が総額として増大する一パラメータ を２期平均で計測する。ただし、１期あるいは方、製品が販売されたために棚卸資産期末残高が小さくな

３期平均で計測しても、結果はほぼ同様であった。

れば、

27）
（7）
式の代わりに、棚卸資産の適正水準

に関する項

1

を移項せず、（4）式の形式どおりに推定すると、需要シフト
（ −

1

1

）および前期末差異

−

1

2

1

は過小に推定されてしまう。そのようなケースにおいて利益増加型の会計的操作を1で捉える場合には、棚卸資産の過大計上に関する結果が保守的に関すになる可能性があり、結果の解釈に注意が必要といえる。

る項の係数が、両者とも有意に推定されないという結果に36）ただし、先行研究と本稿の結果の違いが、変数の定義の相なった。同時に、棚卸資産の適正水準に関する項の係数は違のみに起因するか否かは慎重に判断すべきであろう。

0.93となり、理論モデル上の係数の値である１とは若干異な

37）期首総資産でデフレートした当期純利益変化額、および、

る推定値となった。
（8）式については、さらに、理論モデル

当期純利益と経営者予想当期純利益との差異（経営者予想の（5）式で期首棚卸資産の係数が -1と導かれていることか誤差）について、0.1% 刻みで区切った度数分布図を確認しら、期首棚卸資産の項についても移項することとした。なお、たところ、いずれもゼロの左側第１区間から右側第１区間（5）式を形式どおりに推定する場合には、棚卸資産の適正水にかけて大きな不連続性が観測された。この不連続性を準と期首残高がともに推定式の説明変数となるが、両変数

Burgstahler and Dichev（1997, p. 103）の方法で検定すると、の相関係数が0.92と極めて高いことから、重大な多重共線性

当期純利益変化額および経営者予想誤差について、ゼロのの問題が引き起こされる危険性がある。

左側（右側）第１区間の標準化差異は、それぞれ -2.86（2.44）28）（4）式で売上高がランダムウォークに従い、かつ、γ3がゼロ

および -3.00（6.50）であり、いずれも片側１ % 水準で有意である（無視し得るほど小さい）と仮定すると、Et（St+1）=St およびγ3= ０から次式を得る。
ΔINVt

γ（1
γ2（
）1 π）
ΔSt
1

であった。
38）
（12）式についても、同様の分析を実施したが、

γ1γ（1
π）
ΔSt‒1
2

emt

と

次に、PRODt =（1−π）
St+ΔINVt に上式を代入すれば、（5）（を同時に組み込んだ場合は両変数）の係数は有意に推定されなかった。

式の導出と同様にして次式を得る。
PRODt （1 π）
St γ（1
γ2（
）1 π）
ΔSt
1
γ1γ（1
π）
ΔSt‒1
2
29）前期末差異

−

1

2

1

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は過剰生産による変動費の異常な増大を捉える

30）

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31）棚卸資産の減損による評価損の計上は、過剰生産による利Beneish, M.D., 1997. Detecting GAAP violation: Implications

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を被説明変数とし、Bernard, V. L., Stober, T.L., 1989. The nature and amount ofを説明変数とするモデルが考えられる。確かに、このモ

information in cash flows and accruals. The Accounting

デルによれば、説明変数で代理される企業の特性ないしイ

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ンセンティブが利益目標の達成に及ぼす影響の解釈が容易

Burgstahler, D., Dichev, I., 1997. Earnings management toになるかもしれない。しかし、本稿の分析では、経済的要

avoid earnings decreases and losses. Journal of Accounting

因がもたらす の測定誤差をコントロールする必要性があることから、逆回帰の形式をとっている。

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34）（12）式および（13）式に業種ダミーを追加した分析も実施しmyopic R&D investment behavior. The Accounting Review

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追加することによって低下した。
35）会計的操作の代理変数（
トロールしたEarnings quality and stock returns. Journal of Business 79,）には、回帰式でコン以外の実体的操作の影響が混入し

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