論文

連結子会社の利益の調整を通じた連結上の利益に対する利益マネジメント＊
Consolidated Earnings Management in Consolidated Subsidiaries

木

村

史

彦（東北大学教授）

Fumihiko Kimura, Tohoku University
2016年５月18日受付；2016年８月15日改訂稿受付；2016年９月７日論文受理

要約

本稿の目的は、連結子会社の利益（子会社利益）の調整を通じた連結上の利益（連結利益）に対する利益マネジメン
トの実態と影響要因を解明することにある。2004年３月期から2014年３月期までの日本の上場企業の決算を対象とし、連結ベースの異常会計発生高の絶対値および異常会計発生高の絶対値の連単倍率を分析した結果、（1）企業集団内における子会社規模が大きいほど子会社利益の調整を通じた利益マネジメントが促進される一方、連結子会社数が多いほど抑制される、（2）親会社が純粋持株会社である場合、子会社利益の調整を通じた利益マネジメントが抑制される、（3）
子会社に占める上場子会社数の割合が高いほど、連結利益の調整に対する子会社利益の調整の影響が大きい、そして（4）
内部統制報告制度の導入によって連結利益に対する利益マネジメントが抑制される傾向にあるが、必ずしも子会社利益の調整を通じた利益マネジメントの抑制に資するものではないことが明らかとなった。これらの知見は、子会社利益の調整を通じた利益マネジメントが、子会社の属性および親会社による子会社管理の影響を受けるものであることを示唆している。

SummaryThis paper investigates the existence and influence factors of consolidated earnings management in consolidated
subsidiaries. I examine consolidated-based abnormal accruals and the consolidated/ non-consolidated ratio using data on
Japanese listed firms from 2004 to 2014. The results show that (1) while the relative size of the subsidiaries in aconsolidated group is positively related to the extent of earnings management by consolidated subsidiaries, the number ofconsolidated subsidiaries in a consolidated group is negatively related to the earnings management in consolidated
subsidiaries, (2) if the parent company is a pure holding company, income-increasing earnings management by thesubsidiaries is restrained, (3) the number of listed subsidiaries to the number of subsidiaries is positively related to the effectof the non-consolidated earnings management on the non-consolidated earnings management, and (4) the establishmentof an internal control reporting system does not only restrain the earnings management in consolidated subsidiaries. Thesefindings suggest that the attributes of subsidiary and the subsidiary management by a parent company influence earnings
management in the consolidated subsidiaries.

１．はじめに直しに関する意見書」では、「多角化・国際化した企業に対する投資判断を的確に行ううえで、企

1997年に公開された「連結財務諸表制度の見業集団に係る情報が一層重視されてきている」と＊本稿は日本ディスクロージャー研究学会第12回研究大会 自由論題の部（2015年12月20日、早稲田大学）での報告論文を加筆、修正したものである。加筆・修正に際し、２名の匿名の査読者からは数多くの丁寧かつ建設的なコメントを頂き、論文を大幅に改善することができました。ここに記して深く感謝申し上げます。また本稿は、JSPS 科研費（15K036763）の助成を受けた研究成果の一部です。
連絡住所：木村史彦 〒980-8577 宮城県仙台市青葉区片平二丁目1-1 東北大学会計大学院
電話番号 022-217-6282、E-mail fkimura@econ.tohoku.ac.jp– 25 –

●現代ディスクロージャー研究●2017年3月

No.16の認識が示され、2000年３月決算期以降、日本利益の調整が（米）国内、在外子会社のいずれにの財務報告は連結情報を中心とするディスクロー

おいて、より実施される傾向にあるのかを検証し、ジャー制度に転換された 。こうした状況におい法規制が弱い国で事業を展開する企業では、強いて、石川（2000）および山形・國村（2003）は、国で事業を展開する企業よりも（米）国外で EM

1990年代後半以降、親会社単独上の利益（以下、が実施される傾向があること、タックスヘイブン

親会社利益）よりも連結上の利益（以下、連結利に子会社を有する黒字企業でより EM が実施され益）の方が株価に対する情報提供性が高くなった

ること、そして EM が海外で得られた利益に集中ことを、山形 等（2005）はこの傾向が制度の転する傾向があることを見出している。他方、換以降も継続していることを示唆した。一方、企Thomas et al.（2004）は、日本企業を分析対象

業（経営者）による利益マネジメント（earningsとし、連結情報を中心とするディスクロージャー

management; 以 下 EM） の 対 象 に 関 し、 首 藤

制度への転換がなされる2000年以前において、（2010、第８章）は、ディスクロージャー制度の親子会社間取引を通じて親会社利益が調整される

転換以降、親会社利益から連結利益にシフトして傾向があることを明らかにした。

１）以上のような背景の下、本稿の目的は、子会社いることを見出している。
連結利益の調整は、親会社利益のみならず連結利益の調整を通じた、連結利益に対する EM の実

子会社の利益（子会社利益）の計上を通じても実態と影響要因を解明することにある。子会社利益

施されるものであり 、そのことを考慮することの調整は、子会社自身の意向のみならず親会社のはきわめて重要である。2000年以降明らかとな意向によっても実施されると想定し、親会社・子った日興コーディアル、オリンパスの不正会計事

会社の属性および制度的要因が影響を及ぼすのか

件では、連結子会社（以下、子会社）を通じた連

否かについて検証する。研究上の関心につき本稿

結利益に対する会計操作が問題となった 。さらは Dyreng et al.（2012）と軌を一にするものの、に東京商工リサーチが実施した「2014年度『不Dyreng et al.（2012）が EM が実施される地理的

適切な会計・経理を開示した上場企業』調査」でな場所に注目しているのに対し、その実施主体に

は 、2014年度（2014年４月〜2015年３月）に「不注 目 す る 点 に 特 徴 が あ る。 ま た、Thomas et

適切な会計・経理」により過年度決算に影響が出al.（2004）とは日本企業における親子会社間の関た、あるいは今後影響する可能性があることを開

係を視座に入れる点で同一であるが、彼らが、分示した上場企業42社の内、発生当事者が「子会析時点の会計基準をふまえ、親会社利益の調整に

社・関係会社」であったケースが16社（全体の関心を寄せているのに対し、本稿は連結利益の調38.0％）で最も高く、子会社利益を通じた「不適整を分析対象とする。ただしThomas et al.
（2004）

切な会計」が注目すべき問題となっている。

は、1990年代後半において、連結財務諸表に対

２）

３）

４）

しかしながら、連結利益の調整を分析対象としする財務諸表利用者の関心が高まっている点を指つつ、それが親会社利益、子会社利益のいずれを摘しており、こうした問題意識は本稿と首尾一貫通じて実施される傾向にあるのかについて検討ししている。

たアカデミックな研究は僅少である。その中で本稿の貢献として二点をあげることができる。

Dyreng et al.（2012）は、関連性が高い研究の一つは連結財務諸表独自の EM の要因を分析の俎一つである。彼らは米国企業を対象として、連結上に載せる点にある。連結情報を中心とするディ– 26 –

連結子会社の利益の調整を通じた連結上の利益に対する利益マネジメント（木村）（c）子会社（の経営者）の意向の下、子会社利

スクロージャー制度への転換によって、親会社利益を調整する

益の調整の手法として想定されてきた親子会社間の取引の調整（例えば「飛ばし」取引）、連結外（a）につき、親会社（の経営者）は、親会社利しといった手法の重要性は低下しているが、その益と子会社利益のいずれか（あるいは両者）を通

一方で、子会社における EM とそれに係る影響要じて連結利益を調整できるが、EM の実施の隠蔽因が新たな論点となっている。もう一つは、本稿を選好する場合、親会社利益の調整を選択する可が EM と企業集団内の企業間（親・子会社間ない能性が高い（Dyreng et al., 2012）。例えば、EM

し子会社間）の関係を視野に入れる点にある。親の動機が親会社経営者の報酬の増加といった機会

会社利益を通じた EM に対してはコーポレートガ

主義的なものである場合、親会社はあえて子会社

バナンスが重要な影響要因となる一方、子会社利利益を調整することを選択しないであろう。

益を通じた EM は企業における内部統制との関連（b）について、親会社が作成する個別財務諸性が強いと考えられる。内部統制に係る議論は、

表は公認会計士の監査対象となること、そして親データの入手の問題からアーカイバルデータを適

会社は子会社（特に非上場の子会社）よりも様々用した実証研究の対象とはなりにくいため実証的なガバナンス・メカニズムが機能していることか

証拠の蓄積が進んでいるとは言い難いが、本稿はら、子会社よりも EM の実施が困難となる。そこその一端を解明するものとなる。

で親会社が連結利益の調整を意図する場合に、子以下、本稿は次のように構成する。第２節では

会社利益を調整することが合理的な選択となるケ仮説を提示する。第３節でリサーチデザインを示

ースが多い。こうした行動は、親会社利益を通じした上で、第４節において検証結果、そして頑健て実施されるEMを、子会社の意図とは関係なく、性検証の結果を第５節で示す。最後に第６節では子会社利益を通じて実施していることから、親会

結論を述べた上で今後の課題に言及する。

社から子会社への EM のシフトとして捉えることもできる。
（c）は、子会社独自の意向で EM を実施するケ

２．仮説の導出ースである。福嶋・加登・新井（2010）は、日
2.1. 子会社利益の調整を通じた連結利益の調整の背景

本の上場企業に対する質問票調査を通じ、子会社等の業績評価指標の一つとして利益（ROA 等）仮説の導出に先立ち、子会社利益の調整を通じが用いられることを示している。ここでの業績評

た連結利益に対する EM がいかなるプロセスで実価は、子会社の経営者（管理者）の報酬、地位に施されるのかについて考察したい。

影響を及ぼすものと考えられる。
そして子会社（な

連結利益の調整プロセスは、調整を意図する主いしその経営者）が企業集団内での子会社間の競体（親会社か子会社か）と調整する利益の観点か争に直面している場合には、子会社の経営者は自ら、次の３つに分類可能である 。

社の業績（利益）の水準をより意識することとな（a）親会社（の経営者）の意向の下、親会社利り、EM を実施するインセンティブを有する可能５）

益を調整する性が高まると想定される。
一方、こうした親会社ならびに子会社が実施す（b）親会社（の経営者）の意向の下、子会社利益を調整する

る EM の抑制要因として、（a）に対しては企業集– 27 –

●現代ディスクロージャー研究●2017年3月

No.16

団全体あるいは経営者に対する統制（コーポレー

親会社からの EM のシフトの実施可能性、子会社

トガバナンス）が重要な役割を果たす一方、（b）

管理のコストと関連する。さらに、子会社規模がおよび（c）に対しては、内部統制の整備、とり大きいほど、企業集団内での影響力（ないし親会

わけ、親会社による子会社の管理（子会社管理）社との交渉力）が高まり、親会社からのコントロ

体制がより重要な役割を果たすと考えられる。

ールが効きにくくなると想定される。これらの状

本稿では、子会社利益の調整を通じた連結利益

況はいずれも、子会社利益を通じた EM の促進にに対する EM を分析対象とすることから、（b）おつながると考えられることから、仮説２を置く。

よび（c）のケースに焦点を当てる、すなわち、子会社利益の調整の実施主体として親会社と子会

仮説２

企業集団内における子会社の規模が社の両者を想定する。以上の議論をふまえ、子会

大きいほど、子会社利益の調整を通じた連

社利益の調整を通じた連結利益に対する EM に関

結利益に対する EM が促進される

わる具体的状況を考察し、仮説を導出する。
第３の仮説は、親会社による子会社の管理体制
2.2. 子会社利益の調整を通じた連結利益に対すに関わるものである。親会社が子会社への投資おる利益マネジメントに係る影響要因

よび管理に特化する純粋持株会社であるか、ある

第１、第２の仮説は、企業集団内における子会

いは事業持株会社であるかは、子会社管理に関す社の状況に係るものである。企業集団内の子会社

る最も重要な親会社の属性の一つである。純粋持数が多い場合、（1）親会社から EM をシフトさせ

株会社は独占禁止法で「子会社の株式の取得価額

る主体（子会社）の増加、（2）子会社管理コストの合計額の当該会社の総資産の額に対する割合がの増大、そして（3）企業集団内の子会社間の競100分の50を超える会社」とされ（第９条第４項）、

争の高まりをもたらし、結果的に子会社利益の調

1997年の改正以前はその設置が禁じられてきた整を通じた連結利益に対する EM が促進されるとが、改正以降、純粋持株会社への転換を図る企業

予想される。しかしながら反対に、子会社数が多が増加している。純粋持株会社では事業活動がほいほど親会社は、より洗練された子会社管理を実

とんどなされないため、親会社利益を通じた EM

施するようになり（あるいはせざるを得なくなの実施余地が僅少であり、結果として、子会社へり）、それによって子会社の意向の下で実施されの EM のシフトが実施される可能性が高まる。さる子会社利益の調整が抑制されるとも予想されらに純粋持株会社は子会社に対して資本上の関係る。そこで、仮説１を以下のように設定する（以のみを有し、事業上の取引関係を有さないことか

下の仮説は全て「他の条件が同一である」ことをら、他の組織形態よりも子会社の経営行動の把握前提とする）。

が困難になるとの見解もある（川村 , 2007）。こうした議論に依拠すると、親会社が純粋持株会社

仮説１ 企業集団内の子会社数が多いほど、子
会社利益の調整を通じた連結利益に対するEM が促進ないし抑制されるである場合、子会社利益の調整を通じた連結利益に対する EM が促進されると考えられる。
他方で、純粋持株会社は子会社管理に特化して６）いることから、その下では、効率的な子会社管理
子会社数の多寡と同様、子会社規模の拡大は、– 28 –

がなされている可能性もある。みずほ総合研究所

連結子会社の利益の調整を通じた連結上の利益に対する利益マネジメント（木村）仮説４ 在外子会社は、国内の子会社よりも連が2012年に実施した「持株会社が保有する権限

結利益に対する EM が促進される機能」調査では 、回答した純粋持株会社59社の７）

内46社が子会社の間接業務を、そしてその内39社が経理業務を受託しているとの報告がなされて子会社の上場（親子上場）は、日本を含めたアいる。子会社の間接業務、とりわけ経理業務を親ジ ア 地 域、 欧 州 で 広 範 に 見 ら れ る（ 宮 島 等 ,会社が受託している状況では、子会社自身の意向

2011）。上場子会社は、（上場している）親会社とで子会社利益を調整することが困難になると予想

同様、金融商品取引法や証券取引所からの規制をされる 。こうした議論をふまえ、仮説３を設定受けることから、非上場の子会社よりも強いガバする。

ナンスを有しており、さらに非支配株主からのモ

８）

ニタリングもある。これらの点をふまえると、非仮説３ 親会社が純粋持株会社である場合、子上場の子会社よりも EM の実施が困難になると予会社利益の調整を通じた連結利益に対する想される。他方で上場企業では、証券（株式）市EM が促進ないし抑制される場に係る動機を背景とする EM が促進されることが 多 く の 研 究 で 示 唆 さ れ て い る（Ronen and

第４、第５の仮説は子会社の属性に関連する。

Yaari, 2008など参照）。この点を重視するならば、親会社からの管理ないし監視を脆弱にする子会社

上場子会社の方が EM を実施する可能性が高いとの属性として、在外子会社であるケースが考えらも考えられる９）。以上をふまえ、仮説５を設定れる。親会社による在外子会社の管理は、商習慣、する。

文化、言語が異なることから困難となり（栗田・高津 , 2013）、監査や規制についても国内子会社

仮説５ 上場子会社は、非上場子会社よりも連よりも機能しにくい。先に示した「2014年度『不結利益に対する EM が促進ないし抑制される

適切な会計・経理を開示した上場企業』調査」では、近年の日本における不正会計事件の実施主体

最後に仮説６は、子会社管理をめぐる制度的環の中心として在外子会社のウエイトが高まってい境に係るものである。会社法（2006年施行）なることが指摘されているが、在外子会社をめぐる

らびに金融商品取引法（2007年施行）では、経こうした構造が背景の一つにあると考えられる。

営者に対し、内部統制システムの整備を求めていまた、Dyreng et al.（2012）は米国企業につき、る。とりわけ金融商品取引法の内部統制に関する

特定の条件下ではあるが、（米）国外で得られた規定（第24条の４の４および第193条の２第２項）

利益の方がより調整されることを示唆している。

は、上場企業とその連結子会社を対象としており、

ここで、在外子会社の経営者（管理者）が自らの2008年４月１日を事業開始日とする決算以降、外動機の下で EM を実施するケースとともに、親会部監査人による監査済みの内部統制報告書の開示

社が連結利益の調整を目的として在外子会社を利を義務づけている（以下、「内部統制報告制度」

用するケースが考えられるが、いずれも在外子会とする）。こうした規制の強化は、子会社利益の社における EM の促進につながると予想し、仮説調整を通じた連結利益に対する EM の抑制につな４を置く。

がると予想されることから、仮説６を置く。

– 29 –

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仮説６ 内部統制報告制度の導入以降、子会社（4）A とは相関を有するが、B とは相関を有さな利益の調整を通じた連結利益に対する EM がい要因は、連結利益の調整規模に影響を及ぼす

抑制される

ものの、親会社・子会社利益の調整を通じた
EM のいずれかに偏って影響するものではない（5）A とは正（負）、B とは負（正）の相関を有する要因は、連結利益の調整に対する子会社利３．リサーチデザイン

益の調整の影響度を増大（減少）させつつ、連3.1. 変数の特定化

結利益の調整規模を拡大（縮小）させている（親3.1.1. 子会社利益を通じた連結利益に対する利会社利益を通じた EM の促進〔抑制〕）益マネジメントの推定方法

ここで、（1）ないし（2）が観察された場合、

本稿では、子会社利益を通じた連結利益に対す

当該要因が子会社利益を通じた連結利益に対するる EM の実態と影響要因を解明することを目的とEMに影響を及ぼしていると解釈する10）。ただし、するが、個々の子会社の EM を観察することは困この分析では子会社利益を通じた連結利益に対す難である。そこで、A 連結利益の調整の規模、なる EM の全体的な傾向が推定できるのみであり、

らびに B 親会社利益の調整を所与とした、連結利

例えば、子会社間で EM が相殺されている場合、益の調整に対する子会社利益全体の調整の影響度

そうした EM を観察することができない点に留意の観点から、子会社利益の調整を通じた連結利益が必要である。

に対するEMの全体的な傾向を間接的に推定する。
以下の分析における二つの指標に係る解釈は次

3.1.2. 利益マネジメントに関する変数
EM の代理変数として、利益と営業活動によるのとおりとなる。
（1）A・B の両者と正（負）の相関を有する要因

キャッシュ・フロー（以下、営業 CF）の差額であは、連結利益の調整に対する子会社利益の調整

る会計発生高（accounting accruals; AC）の異常の影響度を増大（減少）させつつ、連結利益の部 分（ 異 常 会 計 発 生 高〔abnormal accounting

調整規模を拡大（縮小）させる（子会社利益を

accruals; AAC〕
）を用いる（以下、連結ベースの通じた連結利益に対する EM の促進〔抑制〕）指標には _C、（親会社）単独ベースの指標には _（2）A とは相関を有さないが、B と正（負）の相NC を付す）。分析では AAC の連単倍率を用いる関を有する場合、その要因は、連結利益の調整ことから、AC_NC の算定が必要となる。しかし規模には影響を及ぼさないものの、連結利益のながら、連結財務諸表を開示している企業につい調整に対する子会社利益の調整の影響度を増ては、単独の営業 CF のデータを入手できない。

大（減少）させる（親会社・子会社利益の調整

それゆえ、AC を貸借対照表の差額と損益計算書のバランスを変えることから、親〔子〕会社かの数値から算定せざるを得ないが、AC の算定方

ら子〔親〕会社への連結利益に対する EM のシ法の相違による分析への影響を排除するために、フトと捉える）

AC_C・AC_NC とも式１に基づき算定する11）。

（3）A・B の両者と相関を有さない要因は、親会社・子会社利益のいずれを通じた EM にも影響を及ぼさないAC ＝（Δ流動資産−Δ現金預金−Δ投資・財務活動に係る流動資産項目12））＋Δ固定資産項目– 30 –

連結子会社の利益の調整を通じた連結上の利益に対する利益マネジメント（木村）（効果）を示す倍率となる。後者については分布の貸倒引当金−（Δ流動負債−Δ投資・財務18）を考慮して自然対数に変換する（式３）。

活動に係る流動負債項目 ）−（Δ売上債権13）以外の貸倒引当金＋Δ退職給付引当金＋Δ
役員退職慰労引当金＋Δその他の長期引当(3)金）−減価償却費−繰延資産償却額＋その他非現金項目14）（Δは前期から当期にかけての変化額を示す〔当期計上額−前期計上額〕）| AAC | _CPR の特性を概観する。AAC_S を子会（1）

社利益の調整額（異常会計発生高）として、
AAC_S＝AAC_C−AAC_NC が成り立つと仮定する

AAC の推定にあたっては、AC の実際値から、と、| AAC_C | は４式のとおり示される。

推定された AC の正常値を控除するアプローチを(4)用いる。ここで、Jones（1991）が提案した正常な AC の推定モデルに対して、業績（ROA：純利

ここで、AAC_NC＋AAC_S が０に近似するほど

益÷総資産）を含めることによって推定の信頼性（すなわち、親子会社間の EM が完全に相殺されが高まることを示唆した Kothari et al.（2005）

る状態に近づくほど）、| AAC | _CPR の値は小さくに依拠し（式２） 、各年の業種（日経業種分類・なる（ただし、AAC_NC＋AAC_S＝0 の場合〔す中分類）ごとに係数を推計し、各企業−年（firm-

なわち、親子会社間で EM が完全に相殺される場

year、以下 FY）の正常値を推定する。なお、推合〕には、対数化前の連単倍率が０となるた定の信頼性を担保するため、企業数が10未満とな

め、| AAC | _CPR は算出されない）。そして、AAC_

る業種−年に属するFYをサンプルから除外する。

NC を 所 与 と す る 下 で、| AAC_C（＝|| AAC_NC＋

15）

AAC_S | ）が大きくなるほど、| AAC | _CPR は高い値となる19）。
16）（2）（AC： 会 計 発 生 高、Sales： 売 上 高、AR： 売 上 債 権、
PPE：償却性有形固定資産、NI：当期純利益、Assets：
総資産、ε：残差項、i は企業、t は時点を示す）| AAC_NC | には、分析の趣旨からは控除すべき
親会社と子会社間の取引を通じて計上される（異常）会計発生高も含まれるが、入手可能なデータからその部分を特定化することは困難である。そその上で、連結利益の調整の規模の代理変数とこで正確性は欠くものの、式２において関係会社

しては連結ベースの異常会計発生高の絶対値との取引で生じた売上債権、買入債務を控除して（ | AAC_C | ）を、連結利益の調整に対する子会社

算定した単独ベースの会計発生高（ad_AC_NC）

利益の調整の影響度の代理変数としては| AAC_

を被説明変数とし、説明変数のΔSales、ΔAR に

NC | に対する| AAC_C | の倍率（異常会計発生高のつき関係会社の売上高・売上債権の差額を控除し絶 対 値 の 連 単 倍 率；| AAC | _CPR） を 適 用 す

た も の を 用 い て 推 定 し た | AAC_NC1 | に 基 づる 。| AAC_NC | × | AAC | _CPR＝| AAC_C | となるこ

く| AAC | _CPR1を主たる検証で適用する。そして、とから、| AAC | _CPR は、親会社単独利益の調整の

AC_NC を被説明変数として関係会社に関する調

規模（ | AAC_NC | ）を所与とした、連結利益の調整をしないΔSales、ΔAR を用いて推定した| AAC_

整の規模に対する子会社利益の調整の規模の影響

NC2 | に基づく| AAC | _CPR2 を適用した分析を頑健

17）– 31 –

●現代ディスクロージャー研究●2017年3月

No.16

性検証として実施する20）。また、単独ベースの異会社利益の調整を通じた連結利益に対する EM が常会計発生高を連結利益の一部として捉えること促進ないし抑制される）を検証するために、当該から（すなわち、連結利益＝親会社利益＋子会社

企業（−年）が純粋持株会社であれば１、そうで利益±調整額であり、各利益が異常会計発生高

なければ０とするダミー変数（HLD）を設定すと非裁量利益に分割されると想定する）、| AAC_る（予測符号は正または負）。HLD は、独占禁止

C | のみならず、| AAC_NC1 | および| AAC_NC2 | につ

法の規定（前述）の定めるところではなく、親会

いても期首連結総資産で基準化する 。

社の活動の実態に依拠して純粋持株会社とみなさ21）れるか否かを判断する23）。具体的には、（1）親会
3.1.3. 子会社利益の調整を通じた、連結利益に対社単独総資産に占める子会社株式の割合が50％する EM に係る影響要因についての変数以上となるFY、（2）
商号に「ホールディングス」、

仮説１では、企業集団内の子会社数が多いほど「グループ」、「グループ本社」を含む FY、そし

子会社利益の調整を通じた連結利益に対する EMて（3）親会社単独ベースの売上高売上総利益率が促進ないし抑制されると予想した。子会社数に（売上総利益÷売上高）、親会社単独ベース総資係る代理変数として連結子会社数の自然対数値

産に対する売掛金、買掛金、棚卸資産の各々の割（Num_Sub）を用いる（予測符号は正または負）。

合がサンプル内で低い（年度ごとのサンプルの下

仮説２では、企業集団内における子会社の規模

位20％）FY を対象とし、『eol』（後述）を通じてが大きいほど、子会社利益の調整を通じた連結利有価証券報告書の「沿革」および「事業内容」を益に対する EM が促進されると予想した。子会社

調査して、子会社管理活動以外の事業内容を有さの規模に係る代理変数として連結総資産に対するない FY を純粋持株会社とみなす24）。

子会社の総資産の比率（Size_Sub_ratio）を用い

仮説４では、在外子会社は、国内の子会社よりる（予測符号は正）。連結総資産は親会社と子会も連結利益に対する EM が促進されると予想し社の総資産を合算し、子会社への投資（子会社株た。本来であれば子会社が在外子会社であるか否式）、親子会社間の債権、そして資産に含まれるかについてのデータを収集し、子会社数および規未実現利益を消去して算定される。したがって、模に対するウエイトを算定することが適切である

子会社の総資産は、連結総資産から親会社総資産

が、開示情報を通じてそうした分析をすることはを控除し、子会社株式、親子会社間の債権、未実困難である。そこで、簡便的ではあるが、連結財

現利益を足し戻すことで算定することができる。

務諸表の純資産の部における為替換算調整勘定のしかしながら、親子間の取引については、関連会計上の有無を在外子会社に関する代理変数とす社を含む関係会社の一部データのみが収集可能でる。為替換算調整勘定は、在外子会社等の財務諸あり、親子会社間の債権、未実現利益を推定する

表の換算手続において適用される勘定科目であることはできない。そこで、主たる分析では子会社

ことから、それが計上されている場合には、在外株式と関係会社の売掛金を調整した数値を適用

子会社を有する可能性が高い。そこで、為替換算

し、頑健性検証において子会社株式のみを控除し調整勘定が計上される FY を１、そうでない FY

た修正指標（ad_Size_Sub_ratio）を適用する（予を０とするダミー変数（Foreign_Sub）を検証の測符号は正） 。

ための変数とする（予測符号は正）。したがって、22）

仮説３（親会社が純粋持株会社である場合、子– 32 –

この変数を適用した検証では、在外子会社独自の

連結子会社の利益の調整を通じた連結上の利益に対する利益マネジメント（木村）EM ではなく、子会社全体の中に在外子会社が含対値であり、仮説検証に関わる説明変数は3.1.3.

まれる場合の EM への追加的な影響を把握できるで定義したものである。コントロール変数を以下だけであり、検証の厳密性に問題がある点に留意のとおり設定する。まず、企業集団の複雑性をコが必要である。

ントロールするために非連結子会社・関連会社数

仮説５では、上場子会社は、非上場子会社よりの合計に１を加えた値の自然対数値（Num_Aff ）も連結利益に対する EM が促進ないし抑制されるを含める。さらに、多くの研究で EM に対する影と予想した。仮説５の検証にあたり、子会社全体

響要因として取り上げられてきた企業（集団）のの数および子会社全体の資産総額に占める上場子

規模、負債の状況、そして成長性（投資機会集合）

会社数および上場子会社全体の資産総額の比率をに係る変数として、連結総資産の自然対数値

通じて、子会社が上場していることによる EM へ

（Size）、連結有利子負債比率（期末連結有利子負の影響を検証する。ここでは、上場子会社を日本

債÷期末連結総資産、Debt）、時価・連結簿価比の証券取引所に上場している子会社と定義し、連率（期末時価総額÷期末連結純資産総額、MTB）

結子会社数に占める上場子会社数の割合（LS_を各々含める。

Num_ratio）ならびに子会社の総資産総額に占め

連結財務諸表の監査では、子会社の財務諸表にる上場子会社の総資産の総額の割合（LS_Size_

ついても監査対象となる。Becker et al.
（1998）は、

ratio）
を検証式に含め（予測符号は正または負） 、質（quality）の高い監査が実施される場合にはその追加的な影響を観察する。

当該企業の EM が抑制されることを、Eshleman

25）

最後に、仮説６（内部統制報告制度の導入以降、

and Guo（2014）は、外生的な要因をコントロー

子会社利益の調整を通じた連結利益に対する EM

ルした後でも、大規模監査法人の監査の質が高いが抑制される）を検証するために、内部統制報告

ことを示している。二つの研究の知見を合わせる

制度が適用開始となった2008年４月１日以降をと、大規模監査法人の監査を受けている場合、事業開始日とする決算（FY）を１、そうでない

EM が抑制されるとの推論が導かれる。そこで、決算（FY）を０とするダミー変数（J-SOX ）を

連結財務諸表が大規模監査法人の監査を受けてい含める（予測符号は負） 。

るか否かをコントロールする。大規模監査法人

26）

を、グローバルな会計事務所（Ernst & Young、
3.1.4. 検証式とコントロール変数

Deloitte Touché Tohmatsu、KPMG、

本稿では A 連結利益の調整の規模、B 連結利益

PricewaterhouseCoopers）と連携している（いた）の調整に対する子会社利益の調整の影響度の二つ

大規模監査法人（あずさ、トーマツ、新日本、中の分析をあわせて、子会社利益の調整を通じた連

央青山）
とし、
それらの監査を受けているFYを１、結利益に対する EM に係る影響要因を検証する

そうでない FY を０とするダミー変数（Big_N ）が、A に係る検証式は式５である。

27）
をコントロール変数とする（予測符号は負）。

異常会計発生高の絶対値を被説明変数とすることに対し、Hribar and Nichols（2007）は EM が(5)
被説明変数（ | AAC_C | ）は異常会計発生高の絶実施されていないとの帰無仮説を過剰に棄却する問題があること、そしてその問題を緩和するためには、営業 CF および売上収入の標準偏差を検証– 33 –

●現代ディスクロージャー研究●2017年3月

No.16

式に含めることが有効であることを示唆した。そ（Debt_CPR、Cash_VOLA_CPR、REV_VOLA_

こで、各 FY の期首総資産で基準化した営業 CF

CPR）を用いる分析、そして、（C）（A）に（B）

および売上収入の、当期を含む過去４年（t −4 期の３つの変数を追加する分析を各々実施する。

から t 期まで）の標準偏差（Cash_VOLA、REV_
VOLA）をコントロール変数とする 。また、僅28）以上で示した、変数とその定義の概要につき
APPENDIX でまとめている。

かな利益を計上する企業に対して僅かな損失を計上する企業の割合が極めて小さいことを見出し、3.2. サンプルセレクションとデータ

これをもって企業が損失回避行動をとる傾向にあ

分析対象は日本の証券取引所に上場している連る と 解 釈 し た Burgstahler and Dichev（1997）

結財務諸表を開示している企業とし、財務、企業

および首藤（2000）をふまえ、少額利益（期首

属性に関するデータは『NEEDS-CD ROM 企業

連結総資産で基準化した連結純利益が０より大き財務データ』、株価データは『NEEDS 株価・指く、0.005より小さい水準とする）を計上した FY

標データ』、監査法人に関するデータは『日経企を １、 そ う で な い FY を ０ と す る ダ ミ ー 変 数

業基本データ』（ともに日本経済新聞社）から収（Supect_NI ）を含める。最後に、事業内容が EM集した29）。その他の情報は『eol』（プロネクサス社）に及ぼすシステマティックな影響をコントロール

を通じて各社の有価証券報告書を調査することでするために、日経業種分類・中分類に基づく業種得ている。データ収集期間は、2000年３月期かダミー変数（INDU）を置く。

ら2014年３月期までとする。ただし、分析にお

次に、B に係る検証式は式６となる。

いては過去４年の連続データを適用する必要があることから、分析開始年は2004年３月期となる。
本稿では、A 連結利益の調整の規模、B 連結利益(6)の調整に対する子会社利益の調整の影響度、各々について分析を実施するが、A、B の両者で用い

被 説 明 変 数（ | AAC | _CPR） は、 対 数 変 換 しる AAC_C の推定にあたり、（1）〜（6）の除外条

た| AAC_NC | に対する| AAC_C | の倍率（異常会計

件を設定する（この段階でサンプルサイズは発生高の絶対値の連単倍率の自然対数値）である。

30,660FY となる）。

説明変数は基本的には式５と変わらないが、純粋（1）日経業種分類（中分類）で銀行・証券・保持株会社では事業活動の規模が僅少であることか

険・その他金融に属する FYら、単独ベースの会計発生高（特に運転資本会計（2）当期ないし前期が変則決算となる FY発生高）はシステマティックに少額になる可能性（3）日本基準以外の会計基準（米国会計基準、が高く、それを含めた分析をすることは適切では

国際財務報告基準）が適用されている FYない。そこでサンプルから純粋持株会社を除外す（4）分析に必要なデータが入手できない FYるため、HLD を含めない。コントロール変数に（5）前期連結総資産で基準化した経常利益、当

ついて、
（A）
式５と同一のものを用いる分析、（B）

期純利益、会計発生高（いずれも連結）の各々

連結有利子負債比率、売上収入・営業 CF の標準が１パーセンタイル以下、99パーセンタイ

偏差を連単倍率（連結有利子負債比率に１を加えル以上となる FY

対数変換する、他は自然対数値）に変更したもの– 34 –（6）総資産の変化率が１パーセンタイル以下、

連結子会社の利益の調整を通じた連結上の利益に対する利益マネジメント（木村）あるといえる31）。

99パーセンタイル以上となる FY30）
さらに A の分析では（7）･（8）の除外条件を設| AAC | _CPR1･2 の 平 均 値（ 中 央 値 ） は0.036

定するため、サンプルサイズは19,773FY となる。

（0.037）・0.092（0.073） で あ る。| AAC | _CPR1･2（7）算定された AAC_C が１パーセンタイル以が| AAC_C | と| AAC_NC | の自然対数値の差額であることをふまえると、平均的には同一 FY 内の連

下、99パーセンタイル以上となる FY

結・単独の間での EM の水準が近似しているとい（8）過去４年間の連続したデータが入手できない FYえる。一方で、最小値・最大値が絶対値で３を超Bの分析で用いるAAC_NCの推定にあたり、
（1）
〜（6）
、
（9）
、そして（10）の除外条件を適用すえており、連結と単独の EM の間に大きな差異がある企業（FY）もある。

る（サンプルサイズは46,750FY となる）
。その上説明変数に関し、子会社数（Num_Sub）の平均

で、B の分析に際して（7）、（8）、そして（11）

値は10程度（対数値で2.300）、中央値は９（対数の除外条件を加える結果、サンプルサイズは

値 で2.197） で あ る が、 最 大 値 は72（ 対 数 値 で17,818FY となった。

4.277）であり、一部企業は多数の子会社を有し（9）前期単独総資産で基準化した経常利益、当ていることが分かる。Foreign_Sub（為替換算調

期純利益、会計発生高（いずれも単独）の各々

整勘定の計上の有無）の平均値は0.668であるこが１パーセンタイル以下、99パーセンタイとから、サンプルの67％程度が１社以上の在外子

ル以上となる FY

会社を有していると考えられる。HLD の平均値

（10）親会社が純粋持株会社である FY

は0.073であり、サンプルの7.3％が純粋持株会社（11）AAC_NC または| AAC | _CPR が１パーセンであった。
また、LS_Num_ratioの平均値は0.005（0.5

タイル以下、99パーセンタイル以上となる％）、最大値は0.125（12.5％）、LS_Size_ratio の平FY

均値は0.015（1.5％）、最大値は0.210（21.0％）である。したがって、上場子会社を有する企業数は

４．検証結果多くはないが、上場子会社を有する場合には子会社に占める相対的規模は大きいと考えられる。

4.1. 基本統計量

次いで表２では、回帰分析で用いる変数間のピ

表１では各変数の基本統計量を示す。説明変数

アソン積率相関係数を示す。相関係数の算定（ダミー変数を除く）につき、異常値の影響を排は| AAC | _CPR の分析のサンプルで実施したが、除するため、上下１％に含まれるデータをウィン

この分析のみで用いる変数を除き、| AAC_C | の分

ソライズしている。被説明変数に関し、連結・単析のサンプルで実施しても、ほぼ同程度の相関係

独の会計発生高（AC_C･AC_NC･ad_AC_NC ）は数が見られた。企業規模（Size）と子会社数（Num_

近 似 し た 値 で あ っ た。 ま た、| AAC_C | と| AAC_Sub）の間で0.785、LS_Size_ratio と LS_Num_ratioNC（| | ad_AAC_NC | ）の間で大きな差はないものの間で0.626、子会社数（Num_Sub）・純粋持株会の、単独（修正済み）
ベースの指標の方が平均値・社（HLD）と親会社に対する子会社の規模の比

中 央 値 と も 高 い 傾 向 に あ り（ 平 均 値 0.030、率（Size_Sub_ratio）、J-SOX（金融商品取引法施

0.036、0.040；中央値 0.022、0.029、0.031）、平均

行以降の決算か否かのダミー変数）と Num_Aff（関的には親会社利益の調整規模の方が大きい傾向に

連会社数）の間において絶対値で0.5程度の比較– 35 –

●現代ディスクロージャー研究●

表１
AC_C
†
1/Assets（連結）ΔSales（連結）ΔAR（連結）PPE（連結）ROA（連結）AC_NC
ad_AC_NC
1/Assets（単独）†
ΔSales（単独）ΔAR（単独）PPE（単独）ROA（単独）AAC_C| AAC_C |AAC_NC| AAC_NC |ad_AAC_NC| ad_AAC_NC || AAC | _CPR1| AAC | _CPR2
AC_CPR
Num_Sub
Size_Sub_ratio
HLD
Foreign_Sub
LS_Num_ratio
LS_Size_ratio
J-SOX
Num_Aff
Size
Debt
MTB
Big_N
Cash_VOLA
REV_VOLA
Suspect_NI
Debt_CPR
Cash_VOLA_CPR
REV_VOLA_CPR

平均値
標準偏差
-0.029
0.051
0.005
0.008
0.025
0.150
0.003
0.042
0.180
0.120
0.021
0.042
-0.0260.068-0.026
0.053
0.011
0.020
0.031
0.191
0.003
0.052
0.153
0.126
0.020
0.055
-0.001
0.040
0.030
0.026
-0.023
0.042
0.036
0.031
-0.023
0.046
0.040
0.033
0.036
1.118
0.092
1.057
0.398
1.292
2.300
1.009
0.255
0.177
0.073
0.260
0.471
0.668
0.005
0.018
0.015
0.051
0.664
0.472
0.509
0.909
10.931
1.380
0.205
0.165
1.079
0.651
0.694
0.461
0.033
0.023
0.080
0.065
0.053
0.225
0.001
0.030
-0.229
0.651
0.284
0.675

2017年3月

No.16

基本統計量

最小値 第１四分位-0.363-0.0560.000
0.001-0.456-0.041-0.136-0.0130.003
0.086-0.1430.006-0.327-0.058-0.132-0.0590.000
0.002-0.559-0.044-0.166-0.0150.002
0.059-0.1970.004-0.136-0.0230.000
0.010-0.256-0.0450.000
0.014-0.164-0.0480.000
0.015-3.599-0.521-3.374-0.415-3.586-0.342
0.693
1.609
0.042
0.112
0.000
0.000
0.000
0.000
0.000
0.000
0.000
0.000
0.000
0.000
0.000
0.000
8.701
9.905
0.000
0.051
0.340
0.597
0.000
0.000
0.006
0.015
0.011
0.032
0.000
0.000
-0.077-0.012-1.671-0.598-0.989-0.121

中央値 第３四分位-0.030-0.003
0.003
0.006
0.019
0.087
0.002
0.020
0.161
0.251
0.021
0.042
-0.0260.004-0.027
0.005
0.004
0.011
0.015
0.086
0.001
0.020
0.124
0.214
0.020
0.043
0.000
0.021
0.022
0.041
-0.022-0.0010.029
0.051-0.022
0.002
0.031
0.055
0.037
0.604
0.073
0.600
0.373
1.141
2.197
2.996
0.208
0.359
0.000
0.000
1.000
1.000
0.000
0.000
0.000
0.000
1.000
1.000
0.000
0.693
10.78911.840
0.181
0.328
0.886
1.369
1.000
1.000
0.027
0.045
0.059
0.107
0.000
0.000
0.000
0.014
-0.162
0.169
0.225
0.647

最大値
0.375
0.045
0.545
0.143
0.570
0.129
0.360
0.085
0.130
0.851
0.201
0.611
0.174
0.146
0.146
0.192
0.256
0.120
0.164
3.613
3.584
4.326
4.277
0.669
1.000
1.000
0.125
0.210
1.000
5.313
13.791
0.533
2.773
1.000
0.090
0.253
1.000
0.069
1.011
2.026

N
30,66030,66030,66030,66030,66030,66046,75046,75046,75046,75046,75046,75046,75019,773
19,773
17,81817,81817,81817,81817,81817,81817,818
19,773
19,773
19,773
19,773
19,773
19,773
19,773
19,773
19,773
19,773
19,773
19,773
19,773
19,773
19,773
17,81817,81817,818＊各変数の定義は第３節および APPENDIX を参照。ad_AAC_NC を推定するための変数の統計量は省略した。
†については値が僅少であることから、1,000倍している。

す32）。以下の分析は全て企業クラスターによって的高い相関係数が観察されている。

補正された標準誤差に基づいて t 値を算定してい4.2. 各仮説に対する検証結果

る。仮説では EM の方向性（利益増加、削減）を| AAC_C（連結ベースの異常会計発生高）の分|考慮していないが、各々で親会社および子会社の析（式５）に係る検証結果を表３パネル A で示

属性から受ける影響が異なる可能性もある。そこ– 36 –

連結子会社の利益の調整を通じた連結上の利益に対する利益マネジメント（木村）1
1 | AAC_C |2 | AAC | _CPR1
3 | AAC | _CPR2
4 Num_Sub
5 Size_Sub_ratio
6 HLD
7 Foreign_Sub
8 LS_Num_ratio
9 LS_Size_ratio
10 J-SOX
11 Num_Aff
12 Size
13 Debt
14 MTB
15 Big_N
16 Cash_VOLA
17 REV_VOLA
18 Suspect_NI
19 Debt_CPR
20 Cash_VOLA_CPR
21 REV_VOLA_CPR
10
11
12
13
14
15
16
17
18
19
20
21

J-SOX
Num_Aff
Size
Debt
MTB
Big_N
Cash_VOLA
REV_VOLA
Suspect_NI
Debt_CPR
Cash_VOLA_CPR
REV_VOLA_CPR

19 Debt_CPR
20 Cash_VOLA_CPR
21 REV_VOLA_CPR

1
0.313
0.283
-0.139-0.0170.004-0.044-0.004-0.0450.007-0.065-0.149-0.0140.054-0.0200.386
0.188-0.010
0.009
0.018
0.018
10
1
-0.515-0.035-0.053-0.328
0.187
0.095
0.072
-0.026-0.1550.076-0.02919
1
0.035-0.002

表２

相関係数

2

3

4

5

6

7

8

9

1
0.704
-0.054-0.056-0.0070.007-0.024-0.005-0.031-0.040-0.010-0.011-0.021
0.032-0.002-0.004
0.014
0.083
0.028
11

1
-0.038-0.043-0.0040.009-0.0160.003-0.033-0.024-0.018-0.001-0.0080.018
0.001-0.004
0.018
0.108
0.030
12

1
0.523
0.103
0.416
0.046
0.289
-0.001
0.330
0.785
0.132
0.182
0.108
-0.199-0.115-0.024-0.107-0.093-0.018
13

1
0.480
0.273
0.086
0.240
0.034
0.147
0.307
0.137
0.115
0.032
-0.0360.087-0.021-0.017-0.098-0.00314

1-0.052
0.031
0.037
0.122
-0.064
0.028
0.040
0.039
0.003
0.011
0.074
0.010
-0.162-0.0500.231
15

1-0.024
0.081
0.039
0.116
0.284
-0.0870.057
0.059-0.040-0.016-0.0360.006
0.007-0.01116

10.626-0.0250.051
0.107-0.0020.021-0.008-0.023-0.001-0.002-0.026-0.0140.017
17

1-0.031
0.150
0.306
0.069
0.063
0.028
-0.076-0.029-0.014-0.081-0.055
0.016
18

1
0.344
0.093
0.232
-0.106-0.178-0.1070.006
0.079-0.133-0.001
20

1
0.104
0.164
0.106
-0.243-0.191-0.020-0.092-0.098-0.02421

1
0.123-0.038-0.0430.011-0.020-0.042-0.073-0.0261-0.023
0.044
0.087
0.119
-0.011-0.045
0.101

1
0.011
0.008
-0.033-0.085
0.021
0.021

1
0.400
-0.069-0.002
0.367
0.029

1
-0.023-0.021
0.073
0.212

1
-0.0230.021-0.012

1
0.058

1＊ Bold は p < 0.01、Italic は p < 0.05を示す。分析２のサンプル (N＝17,818) に基づいて相関係数を算定したが、分析２のみで用いる変数（| AAC | _CPR1、| AAC | _CPR2）を除いた上で、分析１（N＝19,773）のサンプルで算定した場合もほぼ同様の相関係数が観察された。各変数の定義は第３節および APPENDIX を参照のこと。

で、AAC_C が正のケースと負のケースに分けた

ね結果は変わらない。| AAC | _CPR は自然対数に分析もあわせて実施する。

変 換 し た | AAC | の 連 単 倍 率（Ln( | AAC_C | )−表３パネルBでは | AAC | _CPRを被説明変数とす

Ln( | AAC_NC | )）であり、その値が大きいほど、る分析（式６）の結果を示した。コントロール変連結利益の調整の規模に対する子会社利益の調整数を変えた３つのパターンで分析しているが、概の規模の影響が大きいことを意味する。
– 37 –

●現代ディスクロージャー研究●

パネル A

表３

Predicted
Sign
Constant?
Num_Sub+/Size_Sub_ratio+
HLD+/Foreign_Sub+
LS_Num_ratio+/LS_Size_ratio+/J-SOX
Num_Aff
+
Size
+
Debt
+
MTB
+
Big_N
Cash_VOLA?
REV_VOLA?
Suspect_NI+
Industry Dummies Included

パネル B

Predicted
Sign
Constant?
Num_Sub+/Size_Sub_ratio+
Foreign_Sub+
LS_Num_ratio+/LS_Size_ratio+/J-SOX
Num_Aff
+
Size
+
Debt
+
MTB
+
Big_N
Cash_VOLA?
REV_VOLA?
Debt_CPR+
Cash_VOLA_CPR?
REV_VOLA_CPR?
Suspect_NI+
Industry Dummies Included
Number of Clusters＝2,620

No.16

検証結果

連結ベースの異常会計発生高の絶対値に係る検証結果| AAC_C |Variables

2017年3月

Estimated
t値
Coefficient
0.020
8.59***-0.002-4.40***
0.004
3.10***-0.002-2.02**
0.001
2.12**
0.007
0.88-0.008-1.78*-0.002-4.50***-0.000-0.10-0.000-0.26
0.004
2.82***
0.001
3.08***-0.000-0.36
0.385
35.67***
0.009
2.45**-0.000-0.28
adj R2＝0.169
F＝70.583***
Number of Clusters = 2,801
N＝19,773| AAC_C |AAC_C > 0 のみ
Estimated
t値
Coefficient
0.019
6.34***-0.002-4.07***
0.004
2.31**-0.003-1.99**
0.001
0.98
0.012
0.77
-0.008-1.33-0.002-3.20***-0.000
-0.87
0.000
0.08
0.011
5.94***
0.001
1.51-0.000-0.19
0.393
25.59***
0.007
1.31
0.000
0.08
adj R2＝0.174
F＝37.968***
Number of Clusters＝2,504
N＝9,838| AAC_C |AAC_C < 0 のみ
Estimated
t値
Coefficient
0.022
6.32***-0.001-2.40**
0.005
2.15**-0.001-0.83
0.002
2.10**
0.004
0.58-0.008-1.21-0.002-3.20***
0.000
0.62
0.000
-0.53
-0.003-1.46
0.001
2.60***
0.000
-0.30
0.380
25.65***
0.011
2.17**-0.001-0.64
adj R2＝0.170
F＝38.302***
Number of Clusters＝2,574
N＝9,925

異常会計発生高の絶対値の連単倍率の分析に係る検証結果

Estimated
Coefficient-0.199-0.061
0.674
0.035
0.897
-0.3590.001-0.0050.022
0.027-0.022-0.0441.525-0.254t値-2.01**-4.15***
9.66***
1.73*
3.00***
-1.63
0.04
-0.44
2.02**
0.50-1.54-2.54**
4.29***-1.92*-0.030-0.87
adj R2＝0.010
F＝4.956***
N＝17,818| AAC |_CPR1
Estimated
t値
Coefficient-0.168-1.78*-0.060-4.08***
0.696
10.21***
0.029
1.47
0.825
2.75***-0.311-1.42-0.004-0.22-0.003
-0.27
0.023
2.16
-0.022-0.044-1.56-2.57**

0.651
2.25**
0.116
9.18***
0.037
3.14***-0.024-0.71
adj R2＝0.016
F＝7.149***
N＝17,818

Estimated
t値
Coefficient-0.161-1.64-0.061-4.12***
0.700
10.20***
0.032
1.60
0.835
2.77***-0.313-1.43-0.002-0.08-0.003-0.27
0.022
2.05**
0.053
0.97-0.021-1.49-0.043-2.52**
0.347
0.94-0.267-1.98**
0.646
2.24**
0.113
8.50***
0.043
3.52***-0.029-0.84
adj R2＝0.016
F＝6.750***
N＝17,818***はp < 0.01、***はp < 0.05、*はp < 0.1を示す。企業クラスターによって補正された標準誤差に基づいてt値を算定している。
各変数の定義は第３節および APPENDIX を参照のこと。

– 38 –

連結子会社の利益の調整を通じた連結上の利益に対する利益マネジメント（木村）コントロール変数については一部、予想された（Num_Sub）の結果とは相反しており、企業集団

符号で有意とならないものもあったが、その相違内における子会社規模が大きいほど、子会社利益による仮説に関する変数の符号、統計的有意性への調整が促進され、連結利益の調整の規模拡大にの影響は限定的である。ここで| AAC_C | の分析につながっていることを示唆している（仮説２を支おける Cash_VOLA に係る t 値がとりわけ高い水準

持）。

となっている（符号は正）。この結果は、Hribar
and Nichols（2007）の知見と首尾一貫しており、

4.2.3. 仮説３（純粋持株会社）

異常会計発生高の絶対値が営業 CF の変動と強い

前述のとおり、純粋持株会社では子会社管理以相関を有することを示唆している。また、| AAC | _外の取引がほとんどないことから、| AAC_C | は子

CPR に関する分析では、Cash_VOLA に対応する

会社利益の調整を通じて計上される（すなわち、

Cash_VOLA_CPR に係る t 値が比較的高い水準と親会社利益の調整を通じて計上される部分は僅少なった。さらに、Big_N につき| AAC_C | の分析でである）と考えられる。そのため、| AAC | _CPR をは有意な変数とはならなかった一方で、| AAC | _通じた分析は妥当性を有さないことから、仮説３

CPR の分析では有意な負の変数となっており、に 対 し て は、| AAC_C | の 分 析 の み を 実 施 す る。

大規模監査法人による監査は連結利益に対する

HLD の係数はフルサンプルおよび AAC が正の場

EM 全体に影響していないものの、連結利益の調合において予想どおり、負値で有意となった（有整に対する子会社利益の調整の影響度を低下させ

意水準５％）。他方、AAC_C が負の場合は有意なている（子会社から親会社への EM のシフトをも変数となっておらず、純粋持株会社は子会社利益

たらしている）といえる。この点につき、大規模を通じた利益増加的な EM のみを抑制していると監査法人による監査のプロセスを通じて、企業のいえる。一般的には利益減少的な EM よりも増加

内部統制が強化され、結果として子会社利益を通的な EM の方が、利益情報の情報提供機能や契約

じた EM が困難になったとも解される。

支援機能に対してネガティブな影響を及ぼす。したがって、ここで示された結果は、純粋持株会社

4.2.1. 仮説１（子会社数）| AAC_C | の分析において、Num_Sub は負で有意による子会社の会計測定・報告に対する管理が適切なものであることを示唆しているといえよう。

な係数（有意水準１％ないし５％）、| AAC | _CPR1の分析でも同様の係数のパターンとなり（有意水4.2.4. 仮説４（在外子会社）

準１％）、仮説１を支持するものであった。これ| AAC_C | の分析につき、Foreign_Sub はフルサ

らの結果は、子会社数が多い場合、子会社利益のンプルおよび AAC_C が負となる場合のみ予想ど調整が抑制され、さらに、企業集団全体の EM のおり正で有意な変数となる一方（有意水準５

抑制につながっていることを示唆している。

％）、| AAC | _CPR1 の分析では全体サンプルでのみ有意な変数となった（符号は正、有意水準10％）。

4.2.2. 仮説２（子会社規模）したがって、在外子会社を有する企業で利益減少

Size_Sub_ratio については、| AAC_C | の分析およ的な EM が実施される傾向が見出されたものの、

び | AAC | _CPR1 の分析とも正で有意な係数となっ連結利益の調整に対する子会社利益の調整の影響

た（有意水準１％）。こうした傾向は子会社数について頑健な結果が得られたとは言い難い。
– 39 –

●現代ディスクロージャー研究●2017年3月

No.16

在外子会社を有する親会社は、海外事業を展開

を通じた EM のみならず、親会社利益を通じたしているケースが多く、海外との取引を通じた親EM をあわせた連結利益の調整の抑制につながっ

会社利益の調整が実施され、それによって、連結ていると解される。

ベースの利益減少的な EM が観察された可能性も否定できない。また、この分析では在外子会社の

５．頑健性検証

変数に関し、その有無に伴う追加的な影響のみを観察しただけで、企業集団内での相対的規模、所以下、８つの頑健性検証を実施する。第一は、在国を考慮している訳ではない 。こうした推定

子会社の規模に係る代替的定義に基づく変数上の問題が影響を及ぼしている可能性もある。

（ad_Size_Sub_ratio）を用いた分析であり（第３

33）

節参照）
、Size_Sub_ratio を用いた場合とほぼ同様
4.2.5. 仮説５（子会社に占める上場子会社の規模・数）の結果が得られた（表は省略）。第二に、J-SOX
につき金融商品取引法施行（2007年10月）以降| AAC_C | の分析において、子会社規模に占めるのFYを１と再定義した上で分析を繰り返したが、上場子会社の規模の割合（LS_Size_ratio）
は、| AAC_同様の結果を得た（表は省略）。第三は、AC_C

C | 全体でのみ有意（符号は負、有意水準10％）、の算定方法に関する頑健性検証である。先の分析

子会社数に占める上場子会社数の割合（LS_Num_

では AC_C を差額貸借対照表と損益計算書の数値

ratio）は有意とはならず、子会社が上場しているから算定したが、税引後経常利益（＝当期純利益

ことによる連結利益の調整規模への追加的な影響−特別利益＋特別損失）から営業 CF を控除してを 示 す 頑 健 な 結 果 は 得 ら れ な か っ た。 他

算定した場合も概ね結果に相違はなかった（表は方、| AAC | _CPR1 の分析では、LS_Size_ratio は有意省略）。

な変数とはならないものの、LS_Num_ratio は正

本稿で実施した二つの分析のサンプルには相違で有意となった（１％水準）。これらの結果から、があるが、そのことが検証結果に影響している懸子会社数における上場子会社数のウエイトが高い

念 が あ る。 そ こ で 第 四 の 頑 健 性 検 証 と しほど、連結利益の調整に対する子会社利益の調整て、| AAC | _CPR の 分 析 の サ ン プ ル を 適 用 しの影響が大きい、すなわち、親会社から子会社へ

た| AAC̲C | の分析を実施した（ただし、純粋持株の EM のシフトが生じていると解することもでき

会社（HLD）は除外する〔3.2. 参照〕）。その結果、る。しかしながら、非上場子会社よりも外部から有意水準に若干の差異があるものの、首尾一貫しのモニタリングや規制が強いであろう上場子会社

た結果が得られた（表は省略）。

に、親会社が EM をシフトすることの経済的合理性は低いと考えられる 。

以下は、| AAC | _CPR に関する頑健性検証である。先の分析では、親子会社間の取引を考慮し34）

た| AAC | _CPR1 を適用したが、AC_NC を被説明変4.2.6. 仮説６（内部統制報告制度）

数とし、関係会社に関する調整をしないΔSales、

最後に仮説６について、| AAC_C | に対し J-SOX

ΔARを用いて推定した | AAC_NC2 | に基づく | AAC | _は有意に負の変数となったが（１％水準）、| AAC | _CPR2を適用した分析（3.1.2. 参照）を第五の頑健

CPR1 に対しては有意な変数とならなかった。し性検証として実施する（表４パネル A）。その結

たがって、内部統制報告制度の導入は子会社利益

果は、| AAC | _CPR1 を用いた場合と概ね首尾一貫– 40 –

連結子会社の利益の調整を通じた連結上の利益に対する利益マネジメント（木村）

パネル A

表４

頑健性検証の結果

異常会計発生高の絶対値の連単倍率の分析に係る検証結果（

Predicted
Sign
Constant?
Num_Sub+/Size_Sub_ratio+
Foreign_Sub+
LS_Num_ratio+/LS_Size_ratio+/J-SOX
Num_Aff
+
Size
+
Debt
+
MTB
+
Big_N
Cash_VOLA?
REV_VOLA?
Debt_CPR+
Cash_VOLA_CPR?
REV_VOLA_CPR?
Suspect_NI+
Industry Dummies Included
Number of Clusters＝2,620
パネル B

Predicted
Sign
Constant?
Num_Sub+/Size_Sub_ratio+
Foreign_Sub+
LS_Num_ratio+/LS_Size_ratio+/J-SOX
Num_Aff
Size
Debt
+
MTB
+
Big_N
Cash_VOLA?
REV_VOLA?
Debt_CPR+
Cash_VOLA_CPR?
REV_VOLA_CPR?
Suspect_NI+∆SalesREC_CPR+
PPE_CPR+
ROA_CPR+
Industry Dummies Included
Number of Clusters＝2,612

Estimated
Coefficient-0.195-0.0420.635-0.0020.973-0.3110.019-0.0170.023-0.0320.004-0.0340.483-0.061t値-2.11**-3.09***
9.55***-0.09
3.34***
-1.42
1.07
-1.54
2.26**-0.62
0.32-2.04**
1.42-0.49| AAC |_CPR2
Estimated
t値
Coefficient-0.218-2.49**-0.041-3.08***
0.666
10.36***-0.007-0.38
0.892
3.15***-0.250
-1.16
0.012
0.65
-0.012-1.11
0.028
2.77***
0.002-0.0340.12-2.06**

0.721
2.71***
0.147
12.15***
0.030
2.69***-0.023-0.72
adj R2＝0.022
F＝9.169***
N＝17,818-0.025-0.77
adj R2＝0.012
F＝4.968***
N＝17,818

を適用）

Estimated
t値
Coefficient-0.132-1.44-0.042-3.14***
0.674
10.42***-0.005-0.27
0.888
3.13***-0.250
-1.16
0.013
0.76
-0.014-1.24
0.023
2.30**-0.003
-0.06
0.007
0.52
-0.033-2.00**-1.258-3.59***
0.005
0.04
0.686
2.58**
0.161
12.71***
0.030
2.58**-0.024-0.75
adj R2＝0.023
F＝8.929***
N＝17,818

会計発生高の絶対値の連単倍率を用いた分析に係る検証結果

Estimated
Coefficient-0.222-0.023
0.736
0.014
0.792
-0.115
0.062
0.003
0.018
0.104
-0.010-0.014-0.551-0.128t値-2.55**-1.98**
11.45***
0.85
2.91***-0.64
4.08***
0.30
1.94*
2.35**-0.89-0.97-1.79*-1.07| AC |_CPR
Estimated
t値
Coefficient-0.276-3.30***-0.022-1.84*
0.757
12.04***
0.004
0.27
0.708
2.62***-0.066-0.37
0.052
3.43***
0.009
0.94
0.023
2.52**-0.013-0.017

-1.17
-1.20

0.098
0.40
0.087
8.68***
0.016
1.69*
0.037
1.45
0.000
0.05
0.030
1.98**-0.001-0.09
2
adj R ＝0.037
F＝14.254***
N＝17,818

0.025
0.95
0.002
0.47
0.027
1.77*
-0.000-0.02
2
adj R ＝0.033
F＝12.600***
N＝17,818– 41 –

Estimated
t値
Coefficient-0.168-1.95*-0.025-2.14**
0.763
12.11***
0.012
0.75
0.731
2.71***-0.084-0.47
0.056
3.68***
0.006
0.67
0.018
1.95*
0.122
2.78***-0.009-0.77-0.014-0.99-1.740-5.37***-0.083
-0.68
0.058
0.23
0.108
10.26***
0.019
1.89*
0.024
0.91
0.000
0.06
0.029
1.90*
-0.27
-0.003
2
adj R ＝0.042
F＝14.452***
N＝17,818

●現代ディスクロージャー研究●

パネル C

No.16

異常会計発生高の絶対値の連単倍率の分析に係る検証結果（

Predicted
Sign
Constant?
Num_Sub+/Size_Sub_ratio+
Foreign_Sub+
LS_Num_ratio+/LS_Size_ratio+/J-SOX
Num_Aff
+
Size
+
MTB
+
Big_N
Debt_CPR+
Cash_VOLA_CPR?
REV_VOLA_CPR?
Suspect_NI+
Industry Dummies Included

パネル D

2017年3月| AAC |_CPR1
AAC_C > 0
AAC_C < 0
Estimated
Estimated
t値
t値
Coefficient
Coefficient-0.241-1.83*-0.090-0.72-0.075-3.69***-0.051-2.52**
0.799
8.65***
0.605
6.35***
0.043
1.56
0.019
0.64
0.290
3.18***
0.880
2.60***-0.206-0.63-0.397
-1.38
0.015
0.58
-0.027
-1.01
0.003
0.18
-0.010
-0.58
0.029
1.96*
0.019
1.32
-0.037-1.90*-0.012-0.62-0.041-1.72*-0.045-1.89*
1.965
4.87***-0.699-1.71*
0.117
6.51***
0.110
6.16***
0.018
1.07
0.056
3.36***-0.013-0.29-0.033-0.64
adj R2＝0.017
adj R2＝0.022
F＝5.113***
F＝3.635***
Number of Clusters＝2,356
Number of Clusters＝2,363
N＝8,877
N＝8,941

異常会計発生高の絶対値の連単倍率の分析に係る検証結果（

Predicted
Sign
Constant?
Num_Sub+/Size_Sub_ratio+
Foreign_Sub+
LS_Num_ratio+/LS_Size_ratio+/J-SOX
Num_Aff
+
Size
+
MTB
+
Big_N
Debt_CPR+
Cash_VOLA_CPR?
REV_VOLA_CPR?
Suspect_NI+
Industry Dummies Includedの正負で区分）の正負で区分）| AAC |_CPR1| AAC |_CPR1 > 0| AAC |_CPR1 < 0
Estimated
Estimated
t値
t値
Coefficient
Coefficient-0.686-8.21***
0.518
6.16***-0.026-2.15**-0.108-1.69*
0.275
4.37***
0.511
9.51***
0.012
0.66-0.003-0.15
0.156
2.06**
0.165
2.54**-0.057-0.28-0.159
-0.87
0.027
1.62
-0.035-2.02**-0.017-1.72*-0.016-1.65*
0.025
2.69***-0.004-0.46-0.020-1.76*
0.035
2.92***-0.008-0.51-0.036-2.40**
1.45
0.035
0.14
0.338
0.034
3.04***
0.053
5.00***
0.005
0.53
0.016
1.56
-0.014
-0.47
0.012
0.41
adj R2＝0.035
adj R2＝0.043
F＝10.267***
F＝8.474***
Number of Clusters＝2,374
Number of Clusters＝2,351
N＝9,726
N＝8,092*** は p < 0.01、*** は p < 0.05、* は p < 0.1を示す。を示す。企業クラスターによって補正された標準誤差に基づいて
t 値を算定している。各変数の定義は第３節および APPENDIX を参照のこと。

– 42 –

連結子会社の利益の調整を通じた連結上の利益に対する利益マネジメント（木村）

しながら、このことが分析結果に影響している可するものであった。
| AAC | _CPR の算定プロセスにおける AAC_C お

能性もある。検証結果を表４パネル C で示した。

よび AAC_NC の推定にあたり、同一の業種（−年）

コ ン ト ロ ー ル 変 数 に つ き １ パ タ ー ン（Debt_に属する企業ごとに分析しているが（第３節参CPR、Cash_VOLA_CPR、REV_VOLA_CPR を用い照）、企業集団において子会社を通じて多角化しる分析、3.1.4. 参照）の結果のみを示したが、他ている場合には、AC_C の方が AC_NC よりも業のパターンを適用した場合も概ね同様の結果が得

種の正常値との乖離がシステマティックに大きくられている。ここでの結果は表３パネル B と概ねなり、結果として | AAC | _CPR が過大に推定され首尾一貫しており、連結利益の調整に対する子会る懸念がある。そこで、第六の頑健性検証とし社利益の調整の影響度に関する知見は、連結利益て、| AAC | _CPR の代わりに会計発生高（AC）の絶の調整の方向（増加か削減か）に関して頑健であ

対値の連単倍率の自然対数値（ | AC | _CPR）を被るといえる。

説明変数とする分析を実施する 。検証にあたっ| AAC | _CPR が 負 値 と な る（ す な わ ち、| AAC̲ては式６をベースとしつつ、親・子会社の正常なC | < | AAC_NC | となる〔3.2.1. 参照〕）場合、子会社

会計発生高の計上に係る要因をコントロールする

利益を通じた EM は、親会社利益を通じた EM をために式２を援用し、売上高（Sales）と売上債

相 殺 し て い る と 解 す る こ と が で き る。 一権（REC） の 差 額（ΔSalesREC）、償却性有形方、| AAC | _CPR が正の場合、親会社利益の調整に

固 定 資 産（PPE）、ROA の 各 々 の 連 単 倍 率

対して、子会社利益の調整を通じて連結利益の調（ΔSalesREC_CPR、PPE_CPR、ROA_CPR） を 追

整規模を拡大していると解される。こうした点を加する。検証結果を表４パネル B で示したが、表ふまえると、| AAC | _CPR が正であるか負であるか３の分析では有意とならなかった J-SOX が正で有は、先の結果に影響する可能性がある。そこで、

意な変数となっており（すなわち、内部統制報告

最後の頑健性検証として、| AAC | _CPR の符号別の制度導入以降、連結利益の調整に対する子会社利分析を実施し、結果を表４パネル D で示した。先益の調整の影響度が大きくなっている）、仮説にの頑健性検証と同様、コントロール変数につき１反する。内部統制報告制度が子会社よりも親会社

パ タ ー ン（Debt_CPR、Cash_VOLA_CPR、REV_の EM に対し強い影響を及ぼした可能性もある一VOLA_CPR を用いる分析、3.1.4. 参照）の結果の方、先に指摘した（異常）会計発生高の連単倍率

み を 示 す。Num_Sub の 有 意 水 準 が 低 い（ 特に内在する問題が影響している可能性も否定できに| AAC | _CPR > 0 の 場 合 に10％ 水 準 と な っ て いない。ただし、その他の変数については、概ね首る）ことを除き、表３パネル B の結果と概ね変わ尾一貫した結果が得られている。

りない36）。この結果から、親・子会社利益を通じ

35）

第七の頑健性検証として、AAC_C の符号別

た EM の大小関係に対する| AAC | ̲CPR の分析の知の| AAC | _CPR の分析を実施する。| AAC | _CPRは、

見は、ある程度頑健であると考える。

親会社単独利益の調整の規模を所与とした、連結利益の調整の規模に対する子会社利益の調整の規６．結論と今後の課題

模の影響（効果）を示す倍率であることから、最終的に連結利益の調整が利益増加的なものなの

本稿では、連結ベースの異常会計発生高の絶対か、削減的なものなのかを区別していない。しか値および異常会計発生高の絶対値の連単倍率の分– 43 –

●現代ディスクロージャー研究●2017年3月

No.16

析を通じて、子会社利益の調整を通じた連結利益

する上で重要なテーマとなる。第三は、本稿で得に対する EM の実態と影響要因の解明を試みた。

られた知見とコーポレートガバナンスの関係であ

その結果、（1）企業集団内における子会社規模がる。子会社利益を通じた連結利益に対する EM が大きいほど子会社利益の調整を通じた連結利益に親会社（経営者）の関与の下で実施される可能性

対する EM が促進される一方、子会社数が多いほがあることをふまえれば、親会社（経営者）のど抑制される、（2）親会社が純粋持株会社である

EM に影響するとされるコーポレートガバナンス

場合、子会社利益の調整を通じた連結利益に対すと、本稿で検討した各要因との相互作用は興味深る利益増加的な EM が抑制される、（3）子会社にい問題となる。第四は、子会社における実体的な占める上場子会社数の割合が高いほど、連結利益

EM に関する分析である。近年の EM の研究（例の調整に対する子会社利益の調整の影響が大き

えば、Roychowdhuruy, 2006）では、裁量的費

い、そして（4）内部統制報告制度の導入によっ用の削減、販売活動の操作といった実体的活動をて連結利益の調整が抑制される傾向にあるが、必通じて利益が調整されることが示されている。こずしも子会社利益の調整の抑制に偏るものではな

うした実体的な EM は子会社においても実施されいことが明らかとなった。本稿の知見は、子会社る可能性が高く、その分析は重要な課題となる。

利益の調整を通じた連結利益に対する EM が、子会社管理をめぐる親会社および子会社の属性の影響を受けるものであることを示唆している。
最後に本稿の課題として四点をあげる。
第一は、子会社利益の調整を通じた連結利益に対する EMに関する理論的枠組みの構築である。第１節で述べたように、子会社利益を通じた EM の影響要因に係る議論は僅少であり、本稿はそうした制約の《注》１）改正された連結財務諸表原則の下、有価証券報告書および有価証券届出書の記載順位が連結、個別の順になったこと、
さらに財務諸表に付随する情報（営業の状況、設備の状況）
が連結ベースに変更されたことがあげられる。
２）本稿では持分法適用会社に係る諸勘定を通じたEMにつき、親会社利益を通じて実施されるものと想定する。
３）EM は必ずしも不正会計（経理）と結びつくものではなく、利益情報の有用性を高める可能性もあるが（Holthausen,

下で仮説を検討したため、一連の仮説が必ずしも1990）、須田 等（2007）は EM の一部は会計不正（粉飾）体系だったものとなっていない点に限界がある。

４）株式会社東京商工リサーチのサイト（http://www.tsr-net.

第二は、子会社利益の調整に係る定量化の問題である。親会社利益の調整を通じた EM に含まれる
子会社との内部取引を通じて計上される部分の特定化は困難であることから、その推定には限界がある。本稿では２つの指標を適用した分析を試みたが、代替的指標間および特定の状況下では一部結果が異なっており、この問題は検証の信頼性に影響を及ぼしうるものとなっている。また、本稿ではネットとしての連結利益への影響のみを視野に入れていることから、子会社・親会社間でのEM の相殺を分析の対象としていないが、子会社利益の調整を通じた連結利益に対する EM を検討– 44 –に近いものであることを示している。
co.jp/news/analysis/20150422̲01.html） 参 照（2016年11月27日閲覧）５）本稿では親会社が子会社を支配しているという前提に立つことから、子会社の意向で親会社利益を調整することは想定しない。
６）本稿では、EM の方向性（利益を増加させるものか、削減するものか）についてではなく、その調整額（規模）に関心を有する。
７） みずほ総合研究所のサイト（http://www.mizuho-ri.co.jp/
publication/sl̲info/consultant̲report/index.html）より入手可能（2016年11月27日閲覧）。
８）親会社が主導して子会社に EM を実施させる可能性が高まるとも考えられるが、こうした行動に対しては、親会社のガバナンスが機能すると想定する。
９）企業集団内において、上場子会社が複数含まれる場合には、上場子会社間の競争が強まり、EM が促進される可能性も連結子会社の利益の調整を通じた連結上の利益に対する利益マネジメント（木村）ある。

も足し戻さないので過小に推定されていると考えられる。

10）（2）において B と負の相関を有する要因が観察された場合、

23）親会社において、子会社への貸付金が資産計上されている子会社から親会社への EM のシフトをもたらしていると解場合には、子会社管理活動以外の事業内容を有さない企業

釈されるが、こうした状況をもたらす要因について事前にであっても、子会社株式の取得価額の合計額の当該会社の予想していない。

総資産の額に対する割合が100分の50を超えず、独占禁止法

11）Hribar and Collins（2002）は、会計発生高を貸借対照表のが定義する純粋持株会社に該当しないケースもある。

差額と損益計算書の数値によって算定した場合、測定誤差

24）純粋持株会社は、商号に「ホールディングス」
、
「グループ
（本

を孕む問題があることを指摘している。そこで頑健性検証社）」といった語句を含むことが多いが、これらの語句を含（第５節）では、AAC_C について税引後経常利益（＝当期純んでいても事業持株会社であるケース（株式会社ケーズホ

利益−特別利益＋特別損失）から営業 CF を控除する算定方

ールディングス 等）、商号にホールディングス等を含まな法を適用した検証も実施している。

いが純粋持株会社であるケース（日本電信電話株式会社、

12）有価証券、短期貸付金、そして金銭の信託の合計として定コクヨ株式会社 等）がある。また事業持株会社においても義する。

子会社管理以外の活動の規模が小さく、実体としては純粋

13）短期借入金、１年以内に償還される社債、１年以内に返済

持株会社に近い場合もあるが、本稿では有価証券報告書上される借入金、設備関係支払手形・未払金の合計として定で、純粋持株会社として特定化された FY に限定した。

義する。

25）上場子会社に金融業を営む企業を含む場合は、資産評価の14）営業外収益項目の処分・評価益と営業外費用項目の処分・基準が異なることから除外して算定した。また、金融業を評価損の差額として定義する。

営む上場子会社を有する FY を除外した分析でも結果に差異

15）Kothari et al.（2005）は、本稿で適用した、会計発生高モはない。ここでは上場子会社の単独ベースの総資産の値をデルに業績を含めるアプローチよりも、業績によるマッチ

適用したが、上場子会社が連結財務諸表を開示している場

ングを通じて会計発生高を推定するアプローチの方が優れ合に連結ベースの総資産の値を適用した場合でも、以下のていることを示唆している。しかし本稿では、異常会計発分析の結果に影響はなかった。なお、子会社の総資産は、
Size_Sub_ratio の算定で用いたものを適用する。

生高の連単倍率を算定する際に、単独と連結で、異なる企
業とマッチングした指標となることを回避するために、業

26）2008年から2009年にかけてはリーマンショックの問題があり、マクロ経済のシステマティックな影響を受けている懸績を含めるアプローチを適用した。
16）Kothari et al.（2005）は ROA につき当期ないし前期のもの

念もある。また、内部統制報告制度導入前に金融商品取引を適用している。本稿では、前期の ROA を適用するが、当法が施行されたことで、企業は事前に内部統制を整備した期の ROA を用いて分析を繰り返しても、ほぼ同様の結果が可能性もある。そこで、第５節の頑健性検証では、J-SOX得られた。

を金融商品取引法施行（2007年10月）以降の FY を１と再定義した分析も実施する。

17）頑健性検証においては、会計発生高の連単倍率（AC_CPR）についても検討する。

27）中央青山監査法人が監査業務停止処分を受けた後に改称さ18）以下、表１で示すとおり、| AAC | _CPR1 の平均値は0.036、中れたみすず監査法人、そして、監査業務停止処分後に設立

央値は0.037となるが、対数をとらない場合（未掲載）は、されたあらた監査法人（現、PwC あらた有限責任監査法人）

平均値1.775、中央値1.038となり、正規性が崩れている可能を含めて大規模監査法人を定義した場合でも、以下の分析において同様の結果が得られた。

性が高い。
19）AAC_NC と AAC_S の符号が異なり（親会社利益の調整を子28）Dyreng et al.（2012）と同様の枠組みである。なお、売上

会社利益の調整が相殺しているケース）、 か つ、| AAC_

収入は Hribar and Nichols（2007）に従い、売上高と売上

C | < | AAC_NC | となる場合、| AAC | _CPR は負値となり、そう債権の前期からの変化額をあわせた金額として定義する。

でない場合は正値となる。例えば、親会社利益の調整額が29）日経企業基本データについて一部が利用できなかったこと+ ５であるとすると、子会社利益の調整額が−10から + ５から、監査法人に関するデータにつき一部を手入力しての範囲内となるケースでは | AAC | _CPR が負値となる。

いる。

20）親会社利益は、子会社との取引を通じて調整することが可30）合併、事業再編、事業廃止等によって事業構造に大きな変能であることから、| AAC | _CPR2 を用いた場合、親会社利益化があった FY によって分析が歪められる懸念があることかの調整の規模を所与とした連結利益に対する子会社利益のら、こうした除外要件を設定する。

調整の規模を過小に推定している懸念がある。

31）| AAC_C | につき、| AAC_NC | と同様のサンプル（N＝18,216）21）異常会計発生高の推定段階では、単独ベースの総資産で基準化し、推定された AAC_NC1･AAC_NC2 に単独ベースの期で分析した場合でもほぼ同様の値となった。
32）説明変数間で相関係数が高いものがあることから VIF 値を

首総資産額を乗じ、連結ベースの期首総資産額で除すこと算定したが、最大値が3.83であり（Num_Sub）、多重共線性によって算定する。

の影響はないものと判断した。また、以下の分析でも VIF22）Size_Sub_ratio は、子会社のみならず関連会社の債権のデー

値の最大値は５未満であり多重共線性の影響は受けていな
いものと考えられる。

タも足し戻しているので過大、ad_Size_Sub_ratio はいずれ

– 45 –

●現代ディスクロージャー研究●33）EM の国際比較研究（Leuz et al., 2003; Enomoto et al., 2015等）では、EM の実施に対し、各国内の諸制度が影響することが示唆されている。

2017年3月

No.16

究」『原価計算研究』第34巻第２号，127-138．
Holthausen, R. W., 1990. Ac counting method choice:opportunistic behavior, efficient contracting, and

34）これに対し、平均的には企業集団内における上場子会社の規模が小さいことから連結利益への影響は軽微であるもの

information perspectives. Journal of Accounting andEconomics 12, 207-218.

の、上場子会社数の増加による企業集団内での上場子会社

Hribar, P., Collins, D., 2002. Errors in estimating accruals:

間の競争が、上場子会社における EM の動機となっている

implications for empirical research. Journal of Accounting

可能性もある。

Research 40, 105-134.

35）ここでは、ad_AC_C を用いているが、AC_C を用いて連単倍率を算定した場合もほぼ同様の結果が得られた。

Hribar, P., Nichols, C., 2007. The use of unsigned earnings
quality measures in tests of earnings management. Journal36）コントロール変数につき他のパターンを適用した分析も実

of Accounting Research 45, 1017-1053.

施している（3.1.5. 参照）。５式と同様のものを用いた場合、

石川博行，2000．
『連結会計情報と株価形成』千倉書房．

Num_Sub の係数は負値となったものの、有意な変数とはな

Jones, J. J., 1991. Earnings management during import reliefっておらず、子会社数と子会社利益の調整の影響度の関係

investigations. Journal of Accounting Research 29, 193-228.

に係る知見の頑健性については留保して考える必要がある。

川村倫大，2007．
「 日本的 持株会社の今」『季刊政策・経営研究』

また、コントロール変数の内、表３パネル B では Big_N の係数は負で有意となったが、この分析では、| AAC | _CPR > 0

第１巻第３号，109-120．
Kothari, S. P., Leone, A. J., Wasley, C. E., 2005. Performanceの場合のみ負で有意となった。したがって、大規模監査法

matched discretionary accrual measures. Journal of

人による監査の子会社利益を通じた EM への影響は、それAccounting and Economics 39, 163-197.

が親会社利益の調整に対し連結利益の調整規模を拡大する
ケースに限定されるといえる。

栗田輝・高津輝章，2013．
「海外子会社管理の現状と課題」『企業会計』第65巻第９号，18-23．
Leuz, C., Nanda, D., Wysocki, P., 2003. Earnings management
and investor protection: an international comparison.
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and real earnings management: an international comparison

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における管理会計実践─クラスター分析にもとづく経験的研– 46 –

株価関連性におけるモデル説明力の比較」『現代ディスクロージャー研究』第６号，3-13．

連結子会社の利益の調整を通じた連結上の利益に対する利益マネジメント（木村）APPENDIX

検証で用いた変数の一覧と定義の概要

変数名
定義の概要
利益マネジメントに関する変数| AAC_C |連結ベースの異常会計発生高の絶対値（前期末連結総資産で基準化）| AAC_NC |単独ベースの異常会計発生高の絶対値（前期末連結総資産で基準化）| AAC | _CPR
| AAC_NC | に対する | AAC_C | の倍率（連単倍率）の自然対数値 (Ln(| AAC_C | )−Ln(| AAC_NC | ))仮説を検証するための変数
Num_Sub
連結子会社数の自然対数値
Size_Sub_ratio
連結総資産に対する子会社の総資産の比率（（連結総資産−調整後親会社単独総資産）÷ 連結総資産）
HLD
純粋持株会社であれば１、そうでなければ０とするダミー変数
Foreign_Sub
為替換算調整勘定を計上していれば１、そうでなければ０とするダミー変数
LS_Num_ratio
連結子会社数に占める上場子会社数の割合
LS_Size_ratio
連結子会社の総資産に対する上場子会社の総資産の割合
J-SOX
2008年４月１日以降を事業開始日とする決算であれば１、そうでなければ０とするダミー変数
コントロール変数
Num_Aff
非連結子会社・関連会社数の総計に１を加えた値の自然対数値
Size
期末連結総資産の自然対数値
Debt
連結有利子負債比率（期末連結有利子負債÷期末連結総資産）
MTB
時価・（連結）簿価比率（期末時価総額÷期末連結純資産総額）
Big_N
大規模監査法人の監査を受けている場合１、そうでない場合は０とするダミー変数
Cash_VOLA
営業活動によるキャッシュ・フローの標準偏差（０期から t−4期まで）
REV_VOLA
売上収入の標準偏差（０期から t−4期まで）
少額利益（期首総資産で基準化した連結上の純利益が０より大きく、0.005より小さい）を計上しSuspect_NI
た FY を１、そうでない FY を０とするダミー変数
Debt_CPR
有利子負債比率の連単倍率の自然対数値
Cash_VOLA_CPR Cash_VOLA の連単倍率の自然対数値
REV_VOLA_CPR
REV_VOLA の連単倍率の自然対数値
INDU
日経業種分類・中分類に基づく業種ダミー変数＊各定義の詳細は第３節を参照。

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