現代ディスクロージャー研究
２０１７年３月

ＮＯ・
16

No.16
日本
日本
日本ディスクロージャー研究学会

2017.3

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

目

次

論  文

新規参入企業に対するプレアナウンスメントの戦略的効果

三輪 一統（１）椎葉淳

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 史彦（25）

投稿規程

Contemporary Disclosure Research
No.16

2017・MarchThe Japanese Association for Research in Disclosure

CONTENTS

ArticlesStrategic Effects of Preannouncements about Future Production Plans
in an Entry Game
Kazunori Miwa

（１）

Atsushi Shiiba

Consolidated Earnings Management in Consolidated Subsidiaries
Fumihiko Kimura

Instructions for Authors（25）

開示関連コストと経営者の情報開示（上枝）日本ディスクロージャー研究学会
2015.4-2018.3
会 長
薄井彰 早稲田大学
名誉会長

黒川 行治 慶應義塾大学

柴健次 関西大学

副会長
奥村 雅史 早稲田大学 総務、会誌（『現代ディスクロージャー研究』担当）
坂上

学 法政大学

総務、研究（東日本地区担当）
常任理事

石川 博行 大阪市立大学 総務、研究（西日本地区担当）
大柳 康司 専修大学 総務（会員担当）、会誌（『経営ディスクロージャー研究』担当）
乙政 正太 関西大学 研究、会誌（『経営ディスクロージャー研究』担当）
中條 祐介 横浜市立大学 総務（会員担当）、会計町田 祥弘 青山学院大学 総務、会計
吉田 和生 名古屋市立大学 総務（会報担当）、研究（中部地区担当）
吉田靖 東京経済大学 研究、会誌（『現代ディスクロージャー研究』担当）
理 事
浅野 敬志 首都大学東京

浅野 信博 大阪市立大学

岩渕 昭子 東京経営短期大学

太田 浩司 関西大学

太田 康広 慶應義塾大学

奥田 真也 名古屋市立大学

音川 和久 神戸大学

加賀谷哲之 一橋大学

亀川 雅人 立教大学

木村 史彦 東北大学

小西 範幸 青山学院大学

多賀谷 充 青山学院大学

竹原

野口 晃弘 名古屋大学

均 早稲田大学

八田 進二 青山学院大学

古山

村井 秀樹 日本大学

弥永 真生 筑波大学

山本 達司 大阪大学

– iii –

徹 日経メディアマーケティング株式会社

●現代ディスクロージャー研究●

2006年10月

No.7

監 事
神谷 健司 法政大学

黒川 保美 専修大学

田宮 治雄 東京国際大学、公認会計士
幹 事
稲葉 喜子 株式会社はやぶさコンサルティング
海老原 崇 武蔵大学
大鹿 智基 早稲田大学

日本ディスクロージャー研究学会は、2010年４月１日に、旧ディスクロージャー研究学会と旧日本経営ディスクロージャー研究学会を統合して設立された。本会はディスクロージャーの研究とその普及および提言を行うため、ディスクロージャーの研究にたずさわる者の交流を図ることを目的とする。
歴代会長
旧ディスクロージャー研究学会

旧日本経営ディスクロージャー研究学会

1999-2002年 吉村 光威

2001-2008年 雨宮 眞也

2002-2005年 國村 道雄

2009-2010年 黒川 行治

2005-2010年 柴健次
日本ディスクロージャー研究学会
2010-2012年 柴健次

2012-2015年 黒川 行治

学会 Home Page http://www.jardis.org/
学会事務局〒169-8050

東京都新宿区西早稲田1-6-1
早稲田大学商学部 大鹿研究室気付– iv –

開示関連コストと経営者の情報開示（上枝）

現代ディスクロージャー研究 編集委員会『現代ディスクロージャー研究』はディスクロージャーの理論、実証、制度、実務に関する研究の理解を深め、広く学界と社会に貢献することを目的とする。本誌は、（ⅰ）学界または実務において、ディス
クロージャー問題の解決に貢献しており、論文を公表することに社会的意義があること、（ⅱ）新しい事実の発見、新しいモデルや手法の開発、新しい適用可能性の提示、サーベイとしての新規性などがあり、独創的な論文であること、（ⅲ）信頼性、論理性、再現性、明瞭性が確保されていること、などの観点から、高い品質の論文を収録する。分野や研究アプローチを特定することはしないが、本誌の主たる研究
領域は、（a）分析的アプローチに基づく数理モデル研究、（b）資本市場を基礎とした実証研究、（c）契
約理論を基礎とした実証研究、（d）実験を基礎とした研究、（e）ディスクロージャーに関する制度研究、（f）情報システムに関する研究である。

2015.4-2018.3
編集委員長
奥村 雅史 早稲田大学
副編集委員長音川 和久 神戸大学

吉田

靖 東京経済大学

編集委員
石川 博行 大阪市立大学

榎本 正博 神戸大学

太田 康広 慶應義塾大学

太田 浩司 関西大学

大鹿 智基 早稲田大学

大沼宏 東京理科大学

乙政 正太 関西大学

阪智香 関西学院大学

坂上

学 法政大学

首藤 昭信 東京大学

竹原

均 早稲田大学

田澤 宗裕 名城大学

中野

誠 一橋大学

米山 正樹 東京大学

歴代編集委員長
1999-2002 國村 道雄
2002-2005 須田 一幸
2005-2008 薄井彰

2008-2012 吉田 和生
2012-2015 中條 祐介

–v–

論

文

新規参入企業に対するプレアナウンスメントの戦略的効果＊
Strategic Effects of Preannouncements about
Future Production Plans in an Entry Game

三

輪

一

統（神戸大学

講師）

Kazunori Miwa, Kobe University

椎葉淳（大阪大学教授）

Atsushi Shiiba, Osaka University
2016年４月14日受付；2016年９月４日改訂稿受付；2016年11月29日論文受理

要

約

本研究では、ライバル企業が参入してくる可能性がある状況において、生産計画に関する事前の公表（プレアナウン
スメント）の戦略的な影響について検討する。主要な結果は、次のとおりである。参入コストが相対的に小さく、ライバル企業による参入の脅威があるときには、既存企業はつねに、将来選択する生産量について自発的にプレアナウンス
メントをおこなう。また参入した場合の参入企業の利潤は、既存企業によるプレアナウンスメントの水準の減少関数となる。これは、既存企業の立場からみれば、戦略的にプレアナウンスメントの水準を大きくすることにより、ライバル企業の参入を阻止できる状況が存在することを意味する。つまり既存企業は、ライバル企業の参入を阻止し、独占利潤の獲得を維持するために、楽観的なプレアナウンスメントをおこなうということである。また、仮にライバル企業の参入を阻止できず、複占市場の状況になる場合であっても、既存企業はプレアナウンスメントをおこない、なおかつ、そのプレアナウンスメントの水準は、実際に選択する生産量よりも大きい。

SummaryThis paper examines the strategic effect of a firm's preannouncement about a future plan in the presence of competition
from a potential entrant. Specifically, we analyze a monopolistic setting in which an incumbent firm can preannounce its
future production plan before it actually chooses the quantity to produce. We show that the incumbent firm has the incentive
to voluntarily preannounce and overstate its future production plan especially when the threat of entry is relatively high.
Because the possible or potential profit for the new entrant is a decreasing function of the preannouncement by theincumbent firm, there exists a case where the incumbent firm successfully deters entry and earns a monopolistic profit bystrategically overstating its production plan. Furthermore, even if entry cannot be deterred, the incumbent firm still overstates
its production plan to expand market share.

開示している。たとえば富士重工業は、2016年

１．はじめに

１月18日付のニュースリリースのなかで、2016
企業はしばしば、
プレスリリースなどを通じて、年暦年の生産・販売に関して、生産は国内と海外将来の生産や販売に関する具体的な計画・目標ををあわせた合計で前年比＋８％の1,014千台、販＊本論文の作成にあたり、２名の匿名の査読者から、大変有益なコメントを賜りました。また本研究は、JSPS 科研費 JP15H03403、
JP16K17206の助成を受けたものです。ここに記して、深く感謝申し上げます。
連絡住所：三輪一統 〒657-8501 神戸市灘区六甲台町2-1 神戸大学経済経営研究所
電話番号：078-803-7002 E-mail アドレス：miwa@rieb.kobe-u.ac.jp–1–

●現代ディスクロージャー研究●2017年3月

No.16

売（小売）は国内と海外をあわせた合計で前年比る。たとえば、Graham, Harvey, and Rajgopal

１）＋６％の1,033千台という計画を発表している 。

（2005）が実施したサーベイ調査において、自発

アサヒ飲料は、2016年１月27日付のニュースリ的な情報開示を妨げる要因の一つとして、企業内

リースのなかで、「ワンダ」や「三ツ矢」などの部の情報をライバル企業に知られてしまうことに主要ブランドごとに2016年の販売計画を発表しよる競争上の不利益が指摘されている。

ており、飲料合計では前年比＋１％の２億4,870

製品市場における競争が、企業の情報開示行動

万箱の販売計画となっている 。また ANA ホーに影響を与えることは、数多くの理論研究においルディングスは、2016年１月29日付のプレスリて示されている。まず、不確実性が存在する寡占

リースで発表した2016〜2020年度の中期経営戦

ないし複占市場を分析し、当該不確実性に関する略のなかで、各事業における2020年度末の生産

私的情報を企業が自発的に開示するインセンティ

量について、それぞれ2015年度比で、国際線旅ブがあるかどうかを考察した一連の研究が存在す

客事業は151％（座キロベース）、国内線旅客事業

る（e.g., Darrough, 1993; Raith, 1996; Suijs andは96％（座キロベース）、貨物事業は138％（トWielhouwer, 2014）。それらの研究では、（i）数

ンキロベース）、LCC事業は318％（座キロベース）

量 競 争 か、 価 格 競 争 か ４）、（ii） 産 業 共 通という計画を示している３）。

（industry-wide） の 情 報 か、 企 業 固 有（firm-２）

このような生産や販売といった将来の戦略的意

specific）の情報か、そして（iii）需要に関する思決定に関する情報は、投資家が、証券投資の意

情報か、原価に関する情報かといった分析上の設

思決定のために、企業の将来業績を予測するうえ

定に依存して、企業の情報開示行動に関する予測で有用であると考えられる一方で、同じ産業に属が大きく異なることが明らかにされている。
他方、するライバル企業にとっても重要となりうる。実潜在的な参入企業が存在する状況において、企業

際、米国の自動車産業を対象とした Doyle andの情報開示行動を分析している研究もある（e.g.,

Snyder（1999）の分析では、将来の生産計画のDarrough and Stoughton, 1990; Hwang and公表が、ライバル企業の意思決定にも影響を与え

Kirby, 2000; Pae, 2002）。たとえば Hwang and

るということが明らかにされている。本研究の目

Kirby（2000）は、新規参入が内生的に起こるセ的は、自社の将来戦略・計画に関する情報の自発

ッティングにおいて、（企業固有の）原価情報の的開示（以降、プレアナウンスメントとよぶ）と、開示を考察している。競争相手が、既存のライバ製品市場における競争との関係について理論的にル企業であるか、あるいは潜在的新規参入企業で考察することである。具体的には、本研究は、潜あるかによっても、企業の情報開示行動に関する在的な参入企業が存在する状況において、生産計

予測は異なってくる。
とくに近年、理論研究だけではなく、実証研究

画（将来の生産量）のプレアナウンスメントにつにおいても、製品市場における競争が企業によるいて検討する。
企業が公的に開示する情報は、製品市場におけ

情報開示行動に影響を与えることが示されているるライバル企業にとっても観察し利用することが（e.g., Ali, Klasa, and Yeung, 2014; Bhojraj,

可能である。このことは、企業の情報開示行動を

Blacconiero, and D'Souza, 2004; Cheng, Man,

分析するにあたっては、製品市場における競争のand Yi, 2013; Dedman and Lennox, 2009;

存在も考慮することが重要であることを意味す

Dhaliwal, Huang, Khurana, and Pereira, 2014;–2–

新規参入企業に対するプレアナウンスメントの戦略的効果（三輪、椎葉）

Guo, Lev, and Zhou, 2004; Lang and Sul, 2014;

市場における情報開示について分析している理論

Li, 2010; Zou, 2013）。なかでも Li（2010）は、研究では、分析上の設定によって得られる結果が製品市場における競争の影響をとらえるにあたっ

大きく異なることが示されており、また近年ではて、競争を２つの側面から分類している。すなわ

実証研究においても、より特定化された設定でのち、（i）既存のライバル企業との競争と、（ii）潜検証がおこなわれている。このような中で、潜在在的な新規参入企業による競争である。このよう的新規参入企業との競争の局面において、「将来な競争における２つの側面の相違は、近年の他のの戦略ないし計画」に関するプレアナウンスメン

実 証 研 究 に お い て も 強 調 さ れ て お り（Burks,

トの影響を理論的に解明しておくことには、一定

Cuny, Gerakos, and Granja, 2016; Huang,の意義があると考える。

Jennings, and Yu, 2016）、製品市場における情報本研究では、１社（既存企業）からなる独占市

開示行動を明らかにする際には重要な考慮要因と場における、ライバル企業の新規参入の状況を分なっている。

析する。既存の独占企業である企業はまず、自社本研究では、生産計画という「将来の戦略ないの生産量について、プレアナウンスメントを公表

し計画」に関するプレアナウンスメントの影響にするかどうかを選択する。なお、このプレアナウ

着目するが、そのようなプレアナウンスメントのンスメントには裁量があり、必ずしも実際に選択影響を直接的に分析している先行研究としては、する予定の生産量と一致するプレアナウンスメン

Corona and Nan（2013）がある。具体的には、トをおこなわなくてもよいものとする。ただし、Corona and Nan（2013）は、需要不確実性下のプレアナウンスメントを公表する場合、そのプレ複占市場のセッティングにおいて、生産計画（将アナウンスメントと実際の生産量が異なるときに来の生産量）のプレアナウンスメントが、プレアは、逸脱コスト（divergence cost）が発生し、ナウンスメントをおこなった企業自身の、およびその差が大きいほど、この逸脱コストはより大き

ライバル企業のその後の実際の生産活動にどのよ

くなるとする。このような設定において、本研究

うな影響を与えるのかについて考察している。

では次のような結果を得ている。既存企業は、参Corona and Nan（2013）は、ある条件の下で、入コストが相対的に小さく、ライバル企業による

各企業は自発的にプレアナウンスメントをおこな参入の脅威があるときには、つねに自発的にプレい、かつ、そのプレアナウンスメントは、将来にアナウンスメントをおこなう。またライバル企業

おいて実際に選択する生産量の期待値よりも大きの参入の意思決定は、既存企業によるプレアナウ

いという、一意的な均衡が存在することを示してンスメントの水準に影響を受ける。より具体的にいる。この結果は、企業はライバル企業へ与えるは、ライバル企業が参入した場合に得られる利潤影響も考慮したうえで、戦略的にプレアナウンス

は、既存企業によるプレアナウンスメントの水準

メントの水準を選択することを示唆する。

の減少関数となる。これは、既存企業の立場から

Corona and Nan（2013）では、既存のライバ

みれば、戦略的にプレアナウンスメントの水準をル企業との競争の局面についてしか明らかにされ大きくすることにより、ライバル企業の参入を阻ておらず、潜在的新規参入企業との競争の状況に止できる状況が存在することを意味する。つまり

おいて、どのような情報開示がなされるのかにつ

既存企業は、ライバル企業の参入を阻止し、独占

いては議論されていない。上述したように、製品利潤の獲得を維持するために、楽観的な生産計画–3–

●現代ディスクロージャー研究●のプレアナウンスメントをおこなうということで2017年3月

No.16

となる。

ある。また、仮にライバル企業の参入を阻止でき

上述のように、本研究は、プレアナウンスメン

ず、複占市場の状況になる場合であっても、既存トが有するプレコミットメントの効果を分析した

企業はプレアナウンスメントをおこない、なおかものとなっている。本研究のモデルでは、逸脱コ

つ、そのプレアナウンスメントの水準は、実際にストのパラメータが大きくなるほど、逸脱コスト

選択する生産量よりも大きい。これは、複占市場の発生を回避するため、既存企業はプレアナウンのセッティングで分析している Corona and Nan

スメントの水準と実際の生産量との差を小さくし（2013）と整合的な結果である。

ようとする。これはつまり、逸脱コストのパラメ

上記の結果が得られるロジックは、主として２ータが大きいほど、プレアナウンスメントの信憑つの観点から説明できる。第１に、各企業の戦略性がより高くなることを意味する。いま、参入コ

変 数 で あ る 生 産 量 が、 戦 略 的 代 替（strategic

ストが十分に小さくライバル企業の参入を阻止でsubstitute）の関係にあることである。一般に戦きない、すなわち複占市場の状況になるケースを略的代替とは、一方の企業の戦略変数の増加に対考える。このとき既存企業は、より大きな水準のして、他方の企業は戦略変数を減少させることがプレアナウンスメントをおこなうことを通じて、

最適反応となる関係のことである。第２に、本モ実際の生産量を大きくすることに（ソフトに）コ

デルでは、プレアナウンスメントと実際の生産量ミットし、それに対してライバル企業の生産量は、が異なるとき、既存企業には逸脱コストが発生す

戦略的代替の関係から、減少することになる。こるというセッティングになっていることである。

れは、逐次手番の数量競争ゲーム（シュタッケル

この逸脱コストの存在により、既存企業のプレア

ベルク・ゲーム）における先導者利益のロジック

ナウンスメントに、一定の信憑性をもたせることと本質的に同様のものである。逸脱コストのパラが可能となる。まとめると、既存企業がプレアナ

メータが大きく、ゆえにプレアナウンスメントのウンスメントの水準を大きくすると、このプレア信憑性が高いほど、プレアナウンスメントが有す

ナウンスメントには一定の信憑性があるから、実るプレコミットメントの効果は大きくなる。つま際の生産量も大きくするということのコミットメ

り既存企業は、逸脱コストのパラメータが大きい

ントとして機能する。ゆえに、このプレアナウン

ほど、より大きな水準のプレアナウンスメントを

スメントを観察したライバル企業は、自社の生産おこなうことで、ライバル企業の生産量を減少さ

量を（プレアナウンスメントがなかった場合よりせ、自社の生産量を増加させることができる。実も）小さくせざるを得ないことになり、参入コス

際、逸脱コストのパラメータを無限大とすると、

トを上回る利潤を獲得することが困難になる。他

本モデルの分析結果は、標準的なシュタッケルベ

方、既存企業にとっては、プレアナウンスメント

ルク・ゲームの結果と一致する。

の水準を大きくすることによって、効果的にライ

しかしながら、上記のケースよりも参入コスト

バル企業の生産量を減少させることができ、参入が高く、プレアナウンスメントを戦略的におこなを阻止して独占の状況を維持することが可能となうことでライバル企業の参入を阻止できる場合にる。また参入を阻止できない場合であっても、ラは、対照的な結果が得られる。すなわち、このとイバル企業の生産量を減少させることにより、依きには、逸脱コストのパラメータが大きく、プレ然として大きな市場シェアを確保することが可能

アナウンスメントの信憑性が高くなるほど、既存–4–新規参入企業に対するプレアナウンスメントの戦略的効果（三輪、椎葉）

企業のプレアナウンスメントの水準はより小さくた。これに対して、本研究では、将来の戦略ないなり、実際の生産量も減少する。この理由は、次し計画に関するプレアナウンスメントに焦点をあのように説明できる。このケースでは、既存企業てている。本研究と同様、将来の戦略ないし計画

は、プレアナウンスメントの水準を大きくするこのプレアナウンスメントの影響を分析している先とで、ライバル企業の参入を阻止して独占を維持

行研究として、Corona and Nan（2013）があげできる。ただし逸脱コストが存在するために、プられるが、本研究は次の点で、Corona and Nan

レアナウンスメントの水準を大きくした結果、既（2013）とは異なる。まず、上述したように、存企業が選択する実際の生産量は、独占利潤を最Corona and Nan（2013）では考察されていない、

大化する水準よりも大きくなってしまう。つまりライバル企業が新規参入してくる可能性がある状

このケースでは、既存企業にとって、ライバル企況を分析している点である。次に、Corona and業の参入を阻止することが可能な限りにおいて、Nan（2013）は、製品の市場需要について不確実

プレアナウンスメントの水準をなるべく小さく、性が存在するセッティングを取り扱っているのにそして実際の生産量もなるべく小さくすることが対し、本研究では不確実性を捨象した、より単純望ましい。ここで、逸脱コストのパラメータが大化されたセッティングで分析をおこなっている点

きく、プレアナウンスメントの信憑性が高くなるである。それにより、不確実性に関する要因を排と、プレアナウンスメントが実際の生産量のプレ除した、プレアナウンスメントの純粋に戦略的なコミットメントとしてより有効に機能するから、効果をモデル上でとらえることが可能となる。本相対的に小さい水準のプレアナウンスメントでも研究の結果は、不確実性のない状況であっても、参入を阻止することが可能となる。ゆえに既存企企業は、自社にとって有利になるようなかたちで、業は、実際の生産量を小さく、独占利潤を最大化

ライバル企業の参入の意思決定ないし生産量選択する水準に近づけることができる。

に影響を与えるため、プレアナウンスメントを戦略的に利用することを示している。

このように、本研究のモデルは、標準的なシュ
タッケルベルク・ゲームを一つの特殊ケースとし本研究の貢献の第２は、実証研究で得られていて含みつつ、プレアナウンスメントが有するプレる知見に対して、理論的な説明を与えている点でコミットメントの効果とその帰結について、結果ある。本研究の分析結果は、参入コストが相対的的に参入が起こって複占になるケースと、プレアに小さいときには、既存企業は自発的にプレアナ

ナウンスメントをおこなうことで参入を阻止する

ウンスメントをおこなうインセンティブを有することが可能なケースでの違いを明らかにしていことを示している。これはたとえば、潜在的な新る。これは本研究において、通常の複占市場のセ規参入の脅威が大きいほど、将来情報の開示量がッティングではなく、新規参入ゲームの枠組みを

増 加 す る 関 係 が あ る こ と を 明 ら か に し た Li

用いることの意義の一つである。

（2010）の実証結果を説明するものである。また

本研究の貢献は、大きく次の２つである。第１

本研究は、参入コストが相対的に小さく、新規参は、製品市場における情報開示を取り扱っている入の脅威が大きいときには、参入を阻止するため、一連の理論研究への貢献である。
上述したとおり、あるいは参入を阻止できないとしても、自社の市

これまでの理論研究では通常、将来の不確実性に場シェアを大きくするため、実際に選択する生産関する情報の開示について分析がおこなわれてき

量よりも大きな水準のプレアナウンスメントをお–5–

●現代ディスクロージャー研究●2017年3月

No.16

こなうことを明らかにした。これは、Li（2010）

品は、市場ですべて販売されると仮定する。企業において得られている、将来の設備投資計画に関２が新規に市場に参入するためには、既知の参入して開示される情報は、実現値と比較して平均的コスト K > 0 がかかるとする。なお、参入した場に悲観的であるが、新規参入の脅威が大きいほど、合に得られる利潤と参入コストが等しい場合、企その悲観の程度は小さくなるという実証上の知見

業２は参入しないものとする。企業１と企業２のと整合的である 。

生産にかかる限界コストは等しい。これを c とお５）

本論文は、次のように構成される。次の第２節

く。a−c > 0 を仮定する。

で、モデルの設定を記述する。続く第３節では、既存の独占企業である企業１は、自社の生産量

潜在的な新規参入企業に関して、参入するかどうかの意思決定について考察する。このライバル企

x1 についてのプレアナウンスメントを公表するか

業による参入の意思決定を前提として、第４節でm ≥ 0 を選択する６）。なお、このプレアナウンス

既存の企業による生産計画のプレアナウンスメン

メントには裁量があり、必ずしも実際に選択する

トについて、プレアナウンスメントをおこなうか予定の生産量と一致するプレアナウンスメントをどうか、またプレアナウンスメントをおこなうとおこなわなくてもよいものとする。すなわち、x1

どうかを決定し、公表する場合には、その水準

すれば、どのようなプレアナウンスメントをおこと m は異なりうる。これは、しばしば、当初の生なうのかを分析する。第５節では、逸脱コストの産計画や設備投資計画の修正等を企業が発表したパラメータの変化が、均衡にどのような影響を与り、メディアを通じて報道されたりしていることえるのかについて検討を加える。
この節ではまた，

からも、現実的なセッティングである。ただし、逐次手番の数量競争ゲーム（シュタッケルベル

プレアナウンスメントを公表する場合、そのプレク・ゲーム）と本研究のモデルとの関係について

アナウンスメント m と実際の生産量 x1 が異なるとも明らかにする。最後の第６節で、本論文のまときには、企業１に逸脱コストが発生し、また m とめをおこなう。

x1 との差が大きいほど、逸脱コストはより大きくなるとする。この逸脱コストはたとえば、実際の生産量選択が当初の計画とは異なることから生じ

２．モデル

る評判の低下や、訴訟を起こされる可能性に起因
既存の独占企業（企業１）と、潜在的な新規参するものである（Corona and Nan, 2013）。具体

入企業（企業２）が存在する市場を考え、企業１

的には、Corona and Nan（2013）にしたがい、の生産量を x1 ≥ 0、企業２の生産量を x2 ≥ 0 とあら逸脱コスト g (x1) は次式で与えられるものとする。

わす。企業２が参入した場合、企業２は企業１と(2)同質の製品を生産するものとし、製品価格 P は、次式の逆需要関数で決まるとする。

ここで w は正の定数である。プレアナウンスメン(1)

トを公表しない場合には、この逸脱コストは発生

ただし a > 0 は既知の需要に関するパラメータでしない。上述したゲームの構造は、各企業にとっある。x1, x2 は各企業の生産量をあらわし、x1 + x2て共有知識であると仮定する７）。本モデルのタイが市場への供給量となる。企業２が参入しない場
合には、x2 = 0 である。また各企業が生産した製–6–

ムラインは、次のとおりである。

新規参入企業に対するプレアナウンスメントの戦略的効果（三輪、椎葉）

１．企業１がプレアナウンスメントをおこなの第４節において、第１段階の企業１によるプレ

うかどうか決定し、おこなう場合には、公アナウンスメントの選択について検討し、全体の表するプレアナウンスメントの水準mを選均衡の特徴づけをおこなう。

択する。
２．企業２が m を観察し、市場に参入するかど

3.1. 企業１がプレアナウンスメントをおこなわない場合

うか決定する。

まず、企業１がプレアナウンスメントをおこな

３．各企業が生産量を選択し、製品が市場で販売され、利潤を得る。

わなかった場合には、企業１にはプレアナウンス
メントと実際の生産量との差に起因する逸脱コス企業１が最終的に得る利潤は、プレアナウンスメ

トは発生しないから、企業２が参入して複占になントをおこなわなかった場合、あるいはプレアナ

ると、両企業が同時に生産量を選択する標準的なウンスメントをおこない、かつプレアナウンスメ

数量競争の状況になる。各企業の利潤を πi であら

ントの水準と実際の生産量が一致している場合にわすと、各企業の利潤は次式のようになる。

おいては、製品の販売によって得られる利潤その(3)ものであり、プレアナウンスメントをおこない、(4)

かつプレアナウンスメントの水準と実際に選択しこの数量競争のゲームにおけるナッシュ均衡を求た生産量が異なる場合には、製品の販売によってめるために、(3)式をx1 で偏微分することにより、得られる利潤から逸脱コストを差し引いたものと企業２の任意の戦略に対する企業１の最適反応関なる。企業２が最終的に得る利潤は、製品の販売数を求める。同様にして、(4) 式を x2 で偏微分すによって得られる利潤から、参入コストを差し引ることにより、企業１の任意の戦略に対する企業いたものである。

２の最適反応関数が得られる。すなわち各企業の最適反応関数は、

３．企業２による新規参入の意思決定(5)

ゲーム理論の標準的な解法であるバックワードとなる。(5) 式より、企業 i にとっては、相手企･ インダクションにしたがって、モデルのタイム

業 j の生産量の増加に対して自社の生産量を減少

ラインに対して逆向きに解いていく。まず本節でさせることが最適反応となっている点に注意されは、均衡を導出する過程として、企業１がプレアたい。このような状況は一般に、戦略的代替とよ

ナウンスメントをおこなうかどうか、また、おこばれる。
各企業の最適反応関数を連立して解けば、なう場合にはその水準 m を所与とし、その後のサ各企業の選択する生産量は、

ブゲームの分析を通じて、企業２の参入の意思決(6)定について検討する。具体的には、3.1. 節で、企業１がプレアナウンスメントをおこなわなかったとなり、このときの製品価格は PφD = c + (1/3)(a−ことを所与とした場合について、3.2. 節で、企業c)となる。ただし上付きの添え字の1文字目φは、１が水準 m のプレアナウンスメントをおこなった

企業１がプレアナウンスメントをおこなわなかっことを所与とした場合について分析する。なお次

たこと、２文字目の D は企業２が参入して複占–7–

●現代ディスクロージャー研究●2017年3月

No.16(duopoly) となったことをあらわす。ゆえに各企(11)業の利潤（企業２については参入コストを差し引(10) 式にみられるように、プレアナウンスメン

く前の利潤）は、次式で与えられる。
(7)

ト m と異なる生産量を選択した場合には逸脱コストが発生するから、企業１の生産量選択は、先に企業２の参入コストは K > 0 であることから、次公表したプレアナウンスメントの影響を受ける。

の補題１が得られる 。

企業２は、そのような企業１の生産量選択を予想

８）

したうえで、自社の利潤を最大化する生産量を選補題１ 企業１がプレアナウンスメントを公表し択する。
各企業の最適反応関数を連立して解けば、なかった場合、企業２は、各企業の選択する生産量は、

１．

のとき、参入し、(12)２．

のとき、参入しない。

(13)となる。ただし、上付きの添え字の１文字目mは、3.2. 企業１がプレアナウンスメントをおこなう
場合

企業１が m をプレアナウンスしたことをあらわす。(12) 式および (13) 式から、プレアナウンス

続いて、企業１がプレアナウンスメントをおこ

メントが生産量選択に与える影響について興味深

ない、企業２がそれを観察した後の参入の意思決い洞察が得られる。具体的には、企業１の生産量定を検討する。このとき、企業１は公表したプレは、自社が公表したプレアナウンスメントの水準

アナウンスメントの水準 m と異なる生産量を選択

m について増加関数であり、他方、企業２の生産

すると、逸脱コストを負担することになる。企業

量は、企業１によるプレアナウンスメントの水準２が参入して複占となった場合、各企業の利潤はm について減少関数となっている。これは、プレ

次のようになる。

アナウンスメントがコミットメントの手段として(8)

機能していることを意味する。つまり企業１は、プレアナウンスメントをおこなうことにより、実(9)際の生産量も増加させるということを企業２に対(8) 式を x1 で偏微分することにより、企業２の任してコミットし、そして戦略的代替の関係から、

意の戦略に対する企業１の最適反応関数が、(9)

企業２は生産量を減少させることになる。なお、

式を x2 で偏微分することにより、企業１の任意の

このようにしてプレアナウンスメントがコミット戦略に対する企業２の最適反応関数が得られる。

メントの手段として機能するのは、プレアナウン

すなわち各企業の最適反応関数は、次式のようにスメントと実際の生産量が異なる場合に、逸脱コなる。

ストが発生することに起因する。逸脱コストの存(10)在により、企業１はプレアナウンスメントに信憑性をもたせる、すなわち、プレアナウンスメントと大きく異なるような生産量は選択しないという–8–

新規参入企業に対するプレアナウンスメントの戦略的効果（三輪、椎葉）

ことを、企業２に信じさせることが可能となる。
このことは、る、すなわち π2 = K なるプレアナウンスメント
mDの水準（m であらわす）を求めると、†(18)となり、逸脱コストのパラメータ w がゼロに近づとなる。企業２は、利潤 π2 が参入コスト K より

いていくとき、プレアナウンスメントをおこなう

次の補題２が得られる。

mD

(14)

大きいときのみ参入するから、以上をまとめるとことによる影響はなくなっていき、最終的にはプレアナウンスメントがないときの生産量に収束す

補題２ 企業１がプレアナウンスメント m を公表

ることからも確認できる。

した場合、それを観察した企業２の参入の意思決
定は、次のようになる。

企業２の利潤について、一階条件を目的関数にmDmD 2代入すれば、π2 = (x2 ) となることに注意すると、

のとき、

１．

（ア）m < m であれば参入し、†（イ）m ≤ m であれば参入しない。
†(15)のとき、m の水準にか２．

が得られる９）。(15) 式より、企業２の利潤は、企業１のプレアナウンスメントの水準 m についてのかわらず、参入しない。

凸関数である。ただし、生産量は非負であること

なお、(1/9)(a−c) < ((1+w)/(3 + 2w)) (a−c) で2に注意すると、

22あることに注意されたい10）。ここで、とりわけ興味深いのは、K < (1/9)(a−c) のケースである（図
2

(16)

１を参照）
。このときは、補題１より、企業１がのとき、企業２の生産量は (13) 式よりゼロであプレアナウンスメントをおこなわなければ、企業り、ゆえに利潤もゼロである。つまり企業２が非

２はつねに参入する。つまり参入コストが相対的負の生産量を選択する領域において、企業２の利に小さいため、企業１にとっては、企業２による

潤 π は、企業１のプレアナウンスメントの水準

参入の脅威が存在する。しかし、企業１が閾値

m について単調減少関数である（図１を参照）。

m† 以上の水準のプレアナウンスメント m を公表

mD
2

ゆえに、
企業２の利潤がもっとも大きくなるのは、した場合には、企業２の利潤は参入コスト以下になり、参入しなくなる。これは企業１にとっては、

m = 0 のときである。このとき、(17)

プレアナウンスメントを戦略的に利用することによって、企業２の参入を効果的に阻止できる可能≤ K であれば、性を示唆する。他方、(1/9)(a−c) ≤ K のときは、

企業２はプレアナウンスメント m の水準にかかわ企業１がプレアナウンスメントをおこなわなくてらず、参入しない。

も、企業２は参入してこないので、企業１にとっであるから、参入コストが π

mD
m=0
2

2

のとき、生産量は非負であることにてあまり参入の脅威はないといえる。次節で、こ注意して、企業２の利潤と参入コストが等しくなの企業２の参入の意思決定を所与として、企業１

K<π

mD
m=0
2

–9–

●現代ディスクロージャー研究●2017年3月

No.16の最適なプレアナウンスメントについて検討する。

より小さい水準のプレアナウンスメン

4.1.2.

トをおこなう場合
このときも、企業２が参入して複占となる。各
企業の生産量 x1 および x2 は、それぞれ (12) 式
mD

mDと (13) 式で示されているとおり、

図１

プレアナウンスメントと企業２の参入）（である。企業１の利潤を求めると、次式のようになる。

４．企業１によるプレアナウンスメント
の選択
の場合

4.1.

(19)
(19) 式より、企業１の利潤は、自社のプレアナ

企業２の参入コストが K < (1/9)(a−c) のとき、

ウンスメント m についての凹関数となっているこ

補題１と補題２より、(i) 企業１がプレアナウン
スメントをおこなわなかった場合、または (ii)mとがわかる。ここで、π1 を最大にするプレアナ

より小さい水準のプレアナウンスメントをおこな

ある

2

†

mD

D
ウンスメント（mmaxであらわす）は、一階条件でった場合には、企業２が参入してきて複占となる。
他方、(iii)m 以上の水準のプレアナウンスメント†をおこなった場合には、企業２は参入せず、企業１の独占となる。以下の小節で、上記の各ケース

(20)
を解いて、

についての分析をおこなう。

(21)

4.1.1. プレアナウンスメントをおこなわない場合
このとき、上述のとおり、企業２が参入して複占となる。(6) 式および (7) 式で求めたとおり、
φD
企業１の生産量 xφD
1 と利潤 π1 は、次式で与えられる。

– 10 –と計算できる。またこのときの企業１の生産量と
利潤は、
(22)

新規参入企業に対するプレアナウンスメントの戦略的効果（三輪、椎葉）

(23)

(30)

となる。なお、π1 ≥ 0 なるプレアナウンスメントと計算できる。またこのときの企業１の生産量とmD

m の領域は、m ≥ 0 に注意すると、

利潤は、
(31)

(24)

(32)

である。

となる。なお、π1 ≥ 0 なるプレアナウンスメント
mM以上の水準のプレアナウンスメントを

4.1.3.

m の領域は、m ≥ 0 に注意すると、おこなう場合(33)

このときは、企業２は参入せず、企業１の独占となる。企業１が直面する最大化問題は、

である。
(25)

4.1.4. 均衡におけるプレアナウンスメントの意
思決定であり、一階条件より、利潤を最大化する企業１の生産量 xmM
1

上記３つのケースの比較を通じて、まず、企業

は、
(26)

１が自発的にプレアナウンスメントをおこなうかどうかの意思決定について検討する。プレアナウと計算できる。ただし上付きの添え字の２文字目ンスメントをおこなわなければ、企業２はつねにM は、企業１の独占（monopoly）であることを参入してくるが、π1 > πφD
1 なる m の範囲を求めあらわす。また一階条件より、企業１の利潤は、

mM

ると、

(27)
と書ける。したがって、(34)であり、これはすなわち、企業１にとっては、適(28)

切なプレアナウンスメント m を選択することによって企業２の参入を阻止し、独占の状態を維持す(28) 式より、先ほどのケースと同様、企業１のることができれば、より大きな利潤を獲得できる利潤はプレアナウンスメント m についての凹関数可能性を示している。さらに、π1 > πφD
1 なる mである。π1 を最大にするプレアナウンスメント
mM

（m

M
max

mD

の範囲を求めると、であらわす）は、一階条件

(35)
(29)

を解いて、

となる。これは、仮に企業２の参入を阻止できず、複占の状態になるとしても、適切なプレアナウン– 11 –

●現代ディスクロージャー研究●

スメントの水準を選択すれば、企業１は、プレア

2017年3月

No.16

具体的に整理すると、次の命題１が得られる。

ナウンスメントをおこなわないときよりも大きな利潤を得ることができることを意味する。つまり
企業１は、K < (1/9)(a−c) のとき、独占を維持で2きるにせよ、参入がおこって複占になるにせよ、

2
命題１ K < (1/9)(a−c) の場合を考える12）。

†M
１．m ≤ mmaxのとき、企業１の最適なプレアナ

ウンスメントの水準 m* は、

つねにプレアナウンスメントを自発的におこなう
インセンティブを有する。上記を、補題３として次にまとめる。

このとき企業２は参入せず、企業１の独

補題３ K < (1/9)(a−c) の場合、企業１は自発的
2にプレアナウンスメントをおこなう。

占となる。企業１の生産量 x1* および利潤

π1* は、

続いて、企業１が選択する最適なプレアナウン
スメントの水準を検討する。π1 = π1
mM

mD

m=m

なる

プレアナウンスメントの水準を求め、それぞれ、†
M
２．mmax< m ≤ m1 のとき、企業１の最適なプレアナウンスメントの水準 m* は、(36)
このとき企業２は参入せず、企業１の独(37)とあらわすことにする。ここで、プレアナウンス占となる。企業１の生産量 x1* および利潤

π1* は、MD
メント mmaxと mmaxの大小関係について、(38)
Dと m0 の大小関係について、である。また mmax

(39)
Mがいえる11）。明らかに m0 < mmax
< m1 だから、整理

すると、

(40)
となることがわかる。企業１の最適なプレアナウ
ンスメントの水準は、企業２が参入してくるかど
うかの閾値である m の位置に依存して決まる。
†– 12 –†
３．m1 < m のとき、企業１の最適なプレアナ

ウンスメントの水準 m* は、

このとき企業２が参入し、企業１と企業２の複占となる。企業１の生産量 x1* および利潤 π1* は、

新規参入企業に対するプレアナウンスメントの戦略的効果（三輪、椎葉）

企業２の生産量 x2* および利潤 π2* は、

命題１の３つの各ケースについては、それぞれ
図２、図３、および図４に示されている。この命
題１の結果をもとに、企業１がおこなうプレアナ

図２ 業１の利潤と最適なプレアナウンスメ
企
ント（
）

図３

 業１の利潤と最適なプレアナウンスメ
企
ント（
）

図４

 業１の利潤と最適なプレアナウンスメ
企）ント（

ウンスメントの水準と、企業１が実際に選択する生産量との関係について検討する。K < (1/9)(a−Mc)2 を前提として、m† ≤ mmax
のとき、

(41)
であるから、プレアナウンスメントの水準と、実際の生産量は一致する。
†
M
mmax< m ≤ m1 のときは、(42)となり、ゆえにこのケースでは、企業１は、実際に選択する生産量よりも大きい水準のプレアナウ
ンスメントをおこなう13）。
最後に、m1 < m のときは、†(43)となるから、このときも、企業１は実際の生産量よりも大きい水準のプレアナウンスメントおこなう。上記を、次の系１としてまとめる。
2
系１ K < (1/9)(a−c) の場合、企業１による最適なプレアナウンスメントの水準と、企業１が実際に選択する生産量との関係は、命題１の３つのケースのそれぞれについて、次のようになる。
†
M
１．m ≤ mmaxのとき、プレアナウンスメントの– 13 –

●現代ディスクロージャー研究●2017年3月

No.16

水準と実際の生産量は一致する。
†
M
２．mmax< m ≤ m1 のとき、プレアナウンスメン

トの水準は実際の生産量よりも大きい。

(45)

３．m1 < m のとき、プレアナウンスメントの†水準は実際の生産量よりも大きい。

(46)
命題１と系１は、企業１のプレアナウンスメンだから、複占になることは避けられないとしても、トについて、興味深い含意を有する。まず、プレアナウンスメントをおこなわなかった場合よとなるケースは、そもそも企業２の参入

りも、プレアナウンスメントをおこなった場合のコスト K が相対的に高い状況であり（注12参照）、

ほうが、企業１の生産量は大きく、企業２の生産

このときには、独占利潤を最大化する生産量をそ量は小さくなる。利潤についても、

m ≤m
†

M
max

のままプレアナウンスするだけで、企業２の参入を阻止することができる。
M
それに比べ、mmax< m ≤ m1 となるケースでは、†(47)

参入コストが低いから、企業１にとっては企業２の参入の脅威がより大きい。そのような状況で、参入を阻止するためには、実際に選択する生産量(48)よりも大きな水準のプレアナウンスメントをおことなり、企業１はプレアナウンスメントを通じた

うことで、生産量を大きくすることにコミットす参入阻止はできないにせよ、プレアナウンスメン

る必要が生じる。実際、mトをおこなわないときと比べて、相手の利潤を下Mmax< m ≤ m1 のときには、†(44)

げ、自社の利潤を大きくすることが可能であることを確認できる。
これらの結果を導くドライビング・フォースがいえるから、参入を阻止するためにプレアナウ

は、第１節でも指摘したように、各企業の戦略変ンスメントの水準を大きくする結果、逸脱コスト数である生産量が、戦略的代替の関係にあることがあるために、企業１の生産量は（プレアナウンと、プレアナウンスメントと実際の生産量が異なスメントの水準よりは小さいが）独占利潤を最大るときに、逸脱コストが発生するというセッティ

化する水準よりも大きくなることがわかる。

ングになっていることである。企業１がプレアナ

最後の m1 < m となるケースは、参入コストがウンスメントの水準を大きくすると、逸脱コスト

もっとも低いときであり、このときはプレアナウのために、このプレアナウンスメントには一定のンスメントによって企業２の参入を効果的に阻止信憑性があるから、これを観察した企業２は、自することはできない。それでもなお、大きな水準

社の生産量を減少させることによって対応するこのプレアナウンスメントをおこなうことによっとになる。このことは、企業１にとって、参入コて、企業２の生産量を減少させることは可能であストを上回る利潤の獲得を困難にさせることにより、自社の市場シェアを大きくできる。実際、って企業２の参入を阻止したり、あるいは参入を

m1 < m のとき、阻止できない場合であっても、依然として大きな††– 14 –

新規参入企業に対するプレアナウンスメントの戦略的効果（三輪、椎葉）

市場シェアを確保することにより、相対的に大き企業は参入阻止を断念し、複占となることを前提な利潤を得ることを可能にさせる。

としたうえでの最適な行動をとるため、最適なプ

さらに命題１は、最適なプレアナウンスメント

レアナウンスメントの水準は小さくなる。

の水準と競争の程度との関係についても、興味深
い含意を有する。企業２の参入コスト K が相対的

4.2.

の場合

のケースでは、上述の企業２の参入コストが (1/9)(a−c) ≤ K の場合をとおり、企業１の最適なプレアナウンスメントの検討する。このときは、補題１より、企業１はプ

水準は、独占利潤を最大化する生産量と一致し、レアナウンスメントをおこなわなくても、企業２

m* = mは参入してこないので、独占の状態を維持するこに高い状況である m ≤ m
†

M
max

M
max

となる。しかしそれに比べて参入コスト

が低い、m

M
max

< m ≤ m1 のケースにおいては、企業†

１の最適なプレアナウンスメントの水準は
m* = m† であり、2と が で き る。 ま た 補 題 ２ よ り、(1/9)(a−c)2 ≤ K < ((1 + w)2/(3 + 2w)2)(a−c)2 であれば、m† より小さい水準のプレアナウンスメントをおこなった場合に企業２が参入することになる。しかしながら、(33) 式で示されている π1 ≥ 0 なるプレア
mM

(49)

ナウンスメント m の領域においては、つねにのケースよりも、プレアナウンスメントの水準は大きいことがπ1mM > π1mD となることから、任意のプレアナウン

確認できる 。また(18)式から明らかなように、占のほうが利潤が大きい。つまり企業１にとって参入コスト K が低下するにつれて、m は大きく

は、小さい水準のプレアナウンスメントをおこななることに注意されたい。最後に、参入コストがって企業２の参入を促すことに何らベネフィット

もっとも低い m1 < m のケースでは、企業１の最がない。したがって (1/9)(a−c) ≤ K のとき、企業D
適なプレアナウンスメントの水準は m* = mmax
であ１は、企業２の参入を阻止するという戦略的な目

り、ここで、的で、プレアナウンスメントをおこなうインセンだから、参入コストが高い m ≤ m
†

M
max

14）

†

†

(50)

スメント m について、企業１にとってはつねに独2

ティブをもたない。以下でそのことを確認する。
企業１がプレアナウンスメントをおこなわなかった場合、企業２は参入せず、企業１の独占となるから、企業１は独占利潤を最大化する生産量を

(51)

選択する。
(52)

だから、このときのプレアナウンスメントの水準
が、もっとも小さくなることがわかる。以上をまこれを解くと、生産量と利潤について、とめると、参入コストが低下し競争の程度が激し(53)

くなるにつれて、当初は、ライバル企業の参入を阻止して独占を維持するために、既存企業はプレ(54)

アナウンスメントの水準を大きくしていく。しかし、ある点よりも参入コストが低くなると、既存という結果が得られる。ここで、– 15 –

●現代ディスクロージャー研究●2017年3月

No.16

(55)

機能することから、本モデルにおける分析結果の(56)

ロジックは、一見、逐次手番の数量競争ゲーム（シである点に注意されたい。また (1/9)(a−c) ≤ K のュタッケルベルク・ゲーム）における先導者利益

ときは、企業２が参入するかどうかのプレアナウと類似している。本節では、標準的なシュタッケ

Mmax

ンスメントの閾値 m について、つねに m ≤ mルベルク・ゲームと本モデルとの関係について、となる。ゆえに企業１にとっては、（i）プレアナ

逸脱コストのパラメータ w の影響という点から検

2

†

†

φM
1

ウンスメントをおこなわずに、生産量 x
することと、
（ii）m

M
max

産量 x1

mM

m=m

を選択

をプレアナウンスして、生を選択することとが無差別になる。

討を加える。
命題１の第１のケース (K < (1/9)(a−c) かつ2Mm† ≤ mmax) および命題２のケース ((1/9)(a−c)2 ≤ K )つまり、いずれであっても、企業１は独占利潤をは、（プレアナウンスメントがおこなわれる場合最大化することが可能である。上記をまとめたもには）プレアナウンスメントの水準と実際の生産のが、次の命題２である。

量が一致するので、分析結果は w の変化による影響を受けない。したがってここでは、命題１の第

命題２ (1/9)(a−c) ≤ K の場合、企業１は、プレ
2アナウンスメントをおこなわないことと、M２のケース (K < (1/9)(a−c) かつ mmax
< m ≤ m1) と2†

第３のケース (K < (1/9)(a−c) かつ m1 < m ) に注目(57)

をプレアナウンスすることが無差別である。いずれであっても企業２は参入せず、企業１の独占となる。企業１の生産量 x1* および利潤 π1* は、次のようになる。

(58)
(59)

する。

2

†

5.1. 命題１の第３のケース（参入コストが十分に小さいケース）
まず、命題１の第３のケースから考える。これは、参入コストが小さく、プレアナウンスメント
によってライバル企業（企業２）の参入を効果的に阻止できないケースである。このときの最適な
プレアナウンスメントの水準と実際の生産量との差は (43) 式で示されている。これを w で微分す
ると、

５．逸脱コストの影響
本研究におけるモデルの特徴の一つは、プレア
ナウンスメントと実際の生産量が異なるときに(60)

は、逸脱コストが発生するというセッティングにとなる。これはつまり、w が大きくなるほど、プなっていることによって、既存企業が公表するプ

レアナウンスメントの水準と実際の生産量が異な

レアナウンスメントに一定の信憑性をもたせるこった場合に負担する逸脱コストがより大きくなるとが可能になっている点である。このような定式ため、企業１はプレアナウンスメントの水準と実化によって、プレアナウンスメントは実際の生産際の生産量との差を小さくしようとすることを意

量についてのソフトなプレコミットメントとして味する。換言すれば、w が大きくなるほど、プレ– 16 –

新規参入企業に対するプレアナウンスメントの戦略的効果（三輪、椎葉）

アナウンスメントの信憑性がより高まることにないうことを前提として、さらに各企業の戦略変数る。

である生産量が戦略的代替の関係にあることをあここで、企業１の最適なプレアナウンスメント

わせて考えると、最適なプレアナウンスメントの水準が w について増加する理由は、次のように説の水準は、命題１に示されているとおり、(61)

明できる。まず、企業１にとって、プレアナウン
スメントの水準を大きくすることのベネフィット
は、プレアナウンスメントを通じて生産量を大きである。これを w で微分すると、(62)

くすることにコミットすることにより、企業２の生産量を減少させ、自社の生産量を増加させることなるから、最適なプレアナウンスメントの水準とにある。しかし w が小さいときには、仮にプレは、w について増加することがわかる。またこのアナウンスメントの水準を大きくしても、その信ときの各企業の生産量は、命題１より、憑性が低いためにプレコミットメントとしての効
(63)
(64)

果は小さい。ゆえに企業２は生産量をそれほど減少させず、企業１は生産量をそれほど増加させる
ことができない。したがってwが小さい場合には、プレアナウンスメントの水準を大きくすることのベネフィットは、相対的に小さくなる。さらに企であり、これらをそれぞれ w で微分すれば、
(65)
(66)

業１にとっては、生産量をそれほど増加させることができないのであるから、プレアナウンスメン
トの水準を大きくし過ぎると、w が小さいとはい
えども、プレアナウンスメントの水準と実際の生となる。つまり w が大きくなるほど、プレアナウ

産量との乖離が大きくなってしまい、その分だけンスメントの信憑性が高まり、企業１がより大き

逸脱コストを負担しなければならなくなる。他方な水準のプレアナウンスメントをおこなうことにで、w が大きい場合には、プレアナウンスメント

よって、企業１の生産量は増加し、企業２の生産の信憑性が高く、プレコミットメントとしての効量は減少する（図５を参照）。これは、標準的な果が大きい。つまり、プレアナウンスメントの水

シュタッケルベルク・ゲームにおける先導者利益

準を大きくすることによって、企業２は生産量をのロジックと本質的に同様のものである。プレア

より大きく減少させ、企業１は生産量をより大きナウンスメントが、実際に選択する生産量についく増加させることになる。このことは、企業１にてのプレコミットメントとして機能しており、まとって、w が大きい場合のほうが、プレアナウン

たこのプレコミットメントとしての効果は、逸脱スメントの水準を大きくすることのベネフィット

コストが大きくなってプレアナウンスメントの信が大きくなることを意味する。さらに企業１は、憑性が高まるほど大きくなる。

プレアナウンスメントの水準を大きくしても、実w が大きくなるほど、プレアナウンスメントの際の生産量を増加させることで、プレアナウンス

信憑性が高まり、プレアナウンスメントの有する

メントの水準と実際の生産量との乖離を減少させ

プレコミットメントとしての効果が大きくなるとることができる。したがって結果的には、w が大– 17 –

●現代ディスクロージャー研究●

きくても、逸脱コストの発生をある程度抑えることができる。

2017年3月

No.16

命題１より、このケースにおける企業１の最適なプレアナウンスメントの水準は、

なお、w が無限大となる場合には、

(72)
(67)

であり、これを w で微分すると、であり、プレアナウンスメントの水準と実際の生(73)

産量は一致することが確認できる15）。また、w が無限大の場合、最適なプレアナウンスメントの水となる。また命題１より、生産量は、

準 m* は、(74)(68)

であり、これを w で微分すれば、となり、各企業の生産量は、

(75)
(69)
(70)

という結果が得られる。
これは上述した命題１の第３のケースとは対照的である。つまり、命題１の第２のケースでは、となるから、標準的なシュタッケルベルク・ゲー

w が大きくなってプレアナウンスメントの信憑性

ムの結果と一致する（たとえば、Gibbons（1992）が高まるほど、最適なプレアナウンスメントの水の第２章などを参照）。

準は小さくなり、実際の生産量も減少する（図５を参照）。この理由は、次のように説明できる。

5.2. 命題１の第２のケース（参入コストが中程度のケース）

このケースでは、既存企業はプレアナウンスメン
トの水準を大きくすることで、ライバル企業の参次に、命題１の第２のケースを検討する。この入を阻止することができる。しかし、プレアナウ

ケースでは、企業１は戦略的にプレアナウンスメ

ンスメントの水準と実際の生産量が異なれば逸脱ントの水準を選択することにより、企業２の参入

コストが発生することから、参入を阻止するためを阻止することができる。このときの最適なプレにプレアナウンスメントの水準を大きくする結アナウンスメントの水準と実際の生産量との差は果、(44) 式で示されているように、実際の生産(42) 式で示されており、これを w で微分すると、量は独占利潤を最大化する水準よりも大きくなる。つまり企業１にとって、企業２に参入されて複占になるよりは独占を維持したほうが利潤が大(71)きいので、プレアナウンスメントの水準を大きくして参入を阻止するが、しかし独占利潤を最大限となるから、先ほどと同様、wが大きくなるほど、に獲得することはできない。このような状況におプレアナウンスメントの水準と実際の生産量とのいて、w が小さく、プレアナウンスメントの信憑差が小さくなるという意味で、プレアナウンスメ

性が低い場合には、企業２の参入を防ぐためにプントの信憑性がより高まることがわかる 。

レアナウンスメントの水準を十分に大きくする必16）– 18 –

新規参入企業に対するプレアナウンスメントの戦略的効果（三輪、椎葉）要があり、ゆえに実際の生産量も、逸脱コストのそのようにして参入を阻止することが既存企業にことを考慮して、ある程度大きくせざるを得ない。

とって望ましい状況が存在する。さらに、w が無

しかし w が大きく、プレアナウンスメントの信憑限大となるこの場合において、最も小さい水準の性が高いと、プレアナウンスメントの水準を相対

プレアナウンスメントで効果的に参入を阻止する

的に小さくしても参入を阻止することができ、しことが可能であり、また実際の生産量を最も小さたがって実際の生産量も小さく、独占利潤を最大

く、すなわち独占利潤を最大化する水準に最も近化する水準に近づけることが可能となる。まとめづけることができることになる。

ると、命題１の第２のケース、すなわち参入阻止

上記の結果は、逸脱コストのパラメータが大きの手段として戦略的にプレアナウンスメントを用くなってプレアナウンスメントの信憑性が高まいるケースでは、参入を阻止することが可能な限

る、すなわちプレアナウンスメントの有するプレりにおいて、プレアナウンスメントの水準をなる

コミットメントの効果がより大きくなることによべく小さく、実際の生産量もなるべく小さくする

る帰結が、参入が起こって複占になるケース（ラことが、企業１にとって望ましい。

イバル企業がすでに市場に存在していることを前

なお、w が無限大となる場合には、提とした、標準的なシュタッケルベルク・ゲームと同様のケース）と、プレアナウンスメントをお(76)

こなうことで参入を阻止することが可能なケースだから、プレアナウンスメントの水準と実際の生とで異なることを示している。
前者のケースでは、産量は完全に一致する 。また w が無限大となる逸脱コストの増大に応じてプレアナウンスメント

場合の最適なプレアナウンスメントの水準m*は、の信憑性が高まるほど、既存企業はより大きな水17）

準のプレアナウンスメントをおこなうのに対して、後者のケースでは、既存企業のプレアナウン(77)

スメントの水準はより小さくなる。本節では命題
１のうち、とくに第２のケースと第３のケースに焦点をあてて検討したが、命題１の各ケースにつとなり、生産量は、

いては、企業２が参入してくるかどうかの閾値となるプレアナウンスメントの水準 m によって、†(78)

より具体的には、需要に関するパラメータと生産にかかる限界コストを所与とすると、参入コストとなる。(77) 式において、最適なプレアナウンと逸脱コストとの相対的な大小関係によって決まスメントの水準が、参入コスト K の水準に依存しる（注12を参照されたい）。このことは、参入コていることに注意されたい。つまり、逸脱コスト

ストを一定としたとき、逸脱コストのパラメータが無限大になってしまうために、プレアナウンスw の変化にしたがって、均衡が移行する場合が存

メントの水準と実際の生産量とを一致させなけれ在することを意味する。図５および図６は、本節ばならないような場合であっても、ライバル企業

で詳細に検討した命題１の第２のケースと第３のの参入コストに応じた戦略的なプレアナウンスメ

ケースについて、そのことを図示したものである。

ントによって参入を阻止することが可能であり、– 19 –

●現代ディスクロージャー研究●2017年3月

No.16

６．おわりに
本研究では、企業による「将来の戦略ないし計画」のプレアナウンスメントに焦点をあて、ライバル企業が新規参入してくる可能性があるという
セッティングで、その影響を理論的に考察した。
とくに本研究では、不確実性のない単純化された
セッティングで分析をおこなうことを通じて、プ
図５

最適なプレアナウンスメントの水準と生産量（注）a = 12, c = 2, K = 2 として計算。この数値例の下でm1 < m† となる条件であるを w について解くと、0 < w < 1.88386... のときには命題１の第３のケースとなる。他方、w ≥ 1.88386... のときには
命題１の第２のケースになる。なおこの数値例の下では、
仮に w を無限大としても、

レアナウンスメントの純粋に戦略的な効果をモデ
ル上でとらえている。
本研究の主要な結果は、次のように要約される。
まず、参入コストが十分に大きく、参入の脅威がない場合には、プレアナウンスメントをおこなうかどうかにかかわらず、ライバル企業は参入してこないので、既存企業にとって、プレアナウンス
メントをおこなうかどうかは無差別である。
他方、参入コストがそれほど大きくなく、参入の脅威がMとなる条件がみたされることはなく、だから、m ≤ mmax
命題１の第１のケースには移行しない。
†

あるときには、既存企業はつねにプレアナウンス
メントをおこない、かつ、その水準は実際の生産量よりも大きい。とくに参入コストが中程度のときには、既存企業にとっては、プレアナウンスメ
ントの水準を戦略的に大きくすることによって、ライバル企業の参入を阻止できるケースが存在する。また、参入コストが十分に小さく、参入を阻止することができない場合であっても、プレアナ
ウンスメントの水準を大きくすることによって、自社の生産量を大きく、ライバル企業の生産量を小さくすることができるので、大きな市場シェア

図６を確保することが可能である。これらの結果は、各企業の利潤と逸脱コストとの関係（注）図５と同様、a = 12, c = 2, K = 2 として計算。企業２については、参入コストを差し引く前の利潤である。
0 < w < 1.88386... の と き に は 命 題 １ の 第 ３ の ケ ー ス、w ≥ 1.88386... のときには命題１の第２のケースになる。

プレアナウンスメントが有するプレコミットメン
トの効果によるものである。すなわち、プレアナ
ウンスメントの水準と実際の生産量が異なる場合に発生する逸脱コストの存在によって、既存企業がおこなうプレアナウンスメントには一定の信憑性があるから、プレアナウンスメントの水準を大きくすることは、実際の生産量も大きくすること– 20 –

新規参入企業に対するプレアナウンスメントの戦略的効果（三輪、椎葉）のコミットメントとして機能する。各企業の戦略

次に逸脱コストとプレアナウンスメントの水準変数である生産量は、戦略的代替の関係にあるかの関係について、本研究では、逸脱コストのパラ

ら、プレアナウンスメントを観察したライバル企メータが大きくなりプレアナウンスメントの信憑

業は生産量を小さくせざるを得なくなる。つまり性が高まることによる帰結が、参入が起こって複既存企業は、とくにライバル企業による参入の脅占になるケースと、プレアナウンスメントをおこ威があるときには、自社にとって有利になるようなうことで参入を阻止することが可能なケースとなかたちでライバル企業の意思決定に影響を与えで異なることを明らかにしている。前者のケースるため、プレアナウンスメントを戦略的に利用すでは、逸脱コストの増大に応じてプレアナウンス

ることを示している。

メントの信憑性が高まるほど、既存企業はより大このような本研究の結果は、潜在的参入企業がきな水準のプレアナウンスメントをおこなうのに存在する状況において、参入の脅威が高まるとい対して、後者のケースでは、既存企業のプレアナった競争の激化は、既存企業によるプレアナウン

ウンスメントの水準はより小さくなる。企業がおスメントを促進することを意味している。この結

こなうプレアナウンスメントの一つとして、たと果は、企業が私的情報を自発的に開示するかどう

えば経営者予想を想定することも指摘されておりかを潜在的参入企業が存在する状況において考察（Corona and Nan, 2013）、本研究におけるプレしている Darrough and Stoughton（1990）の研アナウンスメントの水準に関する上記の結果は、

究 と 整 合 的 で あ る。す な わ ち、Darrough and実証研究や実験研究において検証できる可能性がStoughton（1990）の研究では、参入の脅威が高あるだろう。

まることによる製品市場における競争の激化は、本研究では、不確実性を捨象することにより、企業の自発的情報開示を促進するという結果を報

プレアナウンスメントの戦略的な効果のみに焦点告している。

をあてているが、たとえば、もしプレアナウンス

さらに本研究では、既存企業によるプレアナウ

メントに将来の不確実性に関する情報が含まれる

ンスメントの水準がどのように変化するのかにつ場合には、楽観的なプレアナウンスメントは、かいて、競争の程度（参入コストの大きさ）や逸脱

えってライバル企業の参入を促してしまう可能性

コストの大きさとの関係から考察している。まずもある。したがって将来の研究では、プレアナウ

競争の程度については、参入コストが低下し競争ンスメントに、将来の不確実性に関する情報が含が激化すると、ライバル企業の参入を阻止して独まれるような状況へとセッティングを拡張し、プ占を維持するために、既存企業はプレアナウンス

レアナウンスメントにおける不確実性の影響と、メントの水準をより大きくする。しかし参入コス

戦略的な影響との相互作用について考察すること

トがある点よりも小さくなると、プレアナウンスが一つの課題として考えられる。

メントによって効果的に参入を阻止することができなくなるため、既存企業は参入阻止を断念し、参入が起こって複占となることを前提とした行動をとることになる。このときのプレアナウンスメ《注》１）「富士重工業 2016年暦年 生産・販売計画について〜生産・販売とも初めての100万台超えを計画〜」 http://www.fhi.
co.jp/press/news/2016̲01̲18̲1734/（ 最 終 閲 覧 日2016年

ントの水準は、参入阻止を目的とした場合の水準

12月６日）

よりも小さくなる。
– 21 –

●現代ディスクロージャー研究●２）「アサヒ飲料株式会社2016年度事業方針「ブランドを磨き、ブランドで挑む」〜健康価値の訴求で、14年連続のプラス

2017年3月

No.16となることが確認できる。
10）仮定より w > 0 だから、(a−c) の係数について、
2

成長を目指す〜」 http://www.asahiinryo.co.jp/company/(81)

newsrelease/2016/pick̲0127.html（最終閲覧日2016年12月であり、上式を２乗して、６日）
３）「2016〜2020年度 ANA グループ中期経営戦略について〜世(82)

界のリーディングエアライングループへ〜」 http://www.
anahd.co.jp/pr/201601/20160129-2.html（最終閲覧日2016
年12月６日）がいえる。
11）仮定より、w > 0 および a−c > 0 であることに注意されたい。

４）
厳密には、各企業の戦略変数が戦略的代替の関係にあるのか、それとも戦略的補完の関係にあるのかが重要となる（Bulow,
Geanakoplos, and Klemperer, 1985）。

このとき、(39) 式は正である。
112）K < 9 (a−c) を前提として、命題１の３つの場合分けは具体
2

M
的には次のように書ける。すなわち、m ≤ mmaxとなるのは、†

５）本研究の分析では、不確実性の存在は捨象されている点に(83)注意されたい。もし、プレアナウンスメントに将来の不確実性に関する情報が含まれる場合には、楽観的なプレアナのとき（参入コストが相対的に高いとき）、m

ウンスメントは、かえってライバル企業の参入を促してし

なるのは、

M
max

< m ≤ m1 と†まう可能性もある。したがって、たとえば、企業が開示する将来情報の特性について、製品市場における競争との関(84)

係から実証的に考察するさいには、参入障壁の高低に加え、市場の不確実性の程度等の要因も考慮する必要があるかもしれない。
６）プレアナウンスメントを公表しないことと、m = 0 を公表すのとき（参入コストが中程度のとき）、そして m1 < m とな†るのは、ることとは異なる点に注意されたい。

(85)７）本モデルの設定は、プレアナウンスメントが有するプレコ
ミットメントの効果に注目したものであり、プレアナウン
スメントを公表した企業についての何らかの特性等に関する情報を伝達するようなシグナリング・デバイスとはなっていない。これは、複占市場の設定でプレアナウンスメン
トを分析している Corona and Nan（2013）においても同様である。Corona and Nan（2013）のモデルでは、需要の不確実性が存在しているが、自然の状態については共有知識であると仮定されており、プレアナウンスメントによって不確実性に関する情報が提供されるという設定にはなっていない。Corona and Nan（2013）においても、本研究と同じく、プレアナウンスメントはプレコミットメントのデバ
イスとして考察されている。
８）本モデルでは、参入した場合に得られる利潤と参入コストが等しい場合、企業２は参入しないものとしている点に注意されたい。これは後の分析において、企業１が、企業２が参入するかどうかの閾値と等しくなる水準のプレアナウ
ンスメントをおこなった場合に、企業２が厳密に参入しない（参入を阻止できる）とするためである。
９）企業１の生産量を所与として、企業２の利潤最大化の一階
条件は (9) 式を x2 で偏微分することにより、のとき（参入コストが相対的に低いとき）である。
M
13）(42) 式が正となることがいえるのは、mmax< m ≤ m1 のとき、†注12の (84) 式の条件がみたされているからである。

14）(49) 式が正となるのは、注12の (84) 式の条件による。同様に、(51) 式が負となることがいえるのは、このとき、注12の (85) 式の条件がみたされているからである。
15）w を 無 限 大 と す る と、 注12の (85) 式 の 条 件 は K < ((3−2 √2)/32)(a−c)2 となる。つまり w が無限大であっても、参入コストが十分に小さければ、m1 < m の条件はみたされる。
†

16）(71) 式が負となることがいえるのは、このとき、注12の(84) 式の条件がみたされているからである。(73) 式と (75)式の符号について、および (77) 式と (78) 式の大小関係についても、(84) 式の条件がみたされていることによる。

17）w を無限大とすると、注12の (84) 式の条件は ((3−2 √2)/32)(a−c)2 ≤ K < (1/16)(a−c)2 となるので、w を無限大としても

†
M
mmax
< m ≤ m1 となるケースは存在する。

《参考文献》
Ali, A., Klasa, S., Yeung, E., 2014. Industry Concentration and(79)

上式より、a−x2−x1−c = x2 が成り立つから、これを (9) 式に代入すれば、企業２の利潤は生産量の２乗であらわされることがわかる。実際、(12) 式および (13) 式で求めた各企業の生産量を用いて、Corporate Disclosure Policy. Journal of Accounting andEconomics 58, 240-264.
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(80)– 22 –

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伸一訳，1995．
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）– 23 –

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 –

●現代ディスクロージャー研究●2017年3月

No.16

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.
Journal of Financial and Economics. 69, 505-527.

《参考文献》

宮島英昭・新田敬祐・宍戸善一，2011．
「親子上場の経済分析─
Becker, C. L., DeFond, M. L., Jiambalvo, J., Subramanyam, K.

利益相反問題は本当に深刻なのか」，宮島英昭『日本の企業統

R. 1998. The effect of audit quality on earnings

治─その再設計と競争力の回復に向けて─』，東洋経済新報社，

management. Contemporary Accounting Research 15, 1-24.

289-337．

Burgstahler, D., Dichev, I., 1997. Earnings management toavoid earnings decreases and losses. Journal of Accounting
and Economics 24, 99-126.

Ronen, J, Yaari, V., 2008. Earnings Management: Emerging
Insights in Theory, Practice, and Research. Springer.
Roychowdhury, S., 2006. Earnings management through real

Dyreng, S. D., Hanlon, M., Maydew, E. L., 2012. Where do
firms manage earnings? Review of Accounting Studies 17,

activities manipulation. Journal of Accounting andEconomics 42, 335-370.
首藤昭信，2000．
「日本企業の利益調整行動」『産業経理』第60649-687.
Enomoto, M., Kimura, F. Yamaguchi, T., 2015. Accrual-based

巻第１号，128-139．

and real earnings management: an international comparison

首藤昭信，2010．
『日本企業の利益調整』中央経済社．

for investor protection. Journal of contemporary accounting

須田一幸・山本達司・乙政正太，2007．
『会計操作─その実態とand economics 11, 183-198.

識別法，株価への影響』，ダイヤモンド社．

Eshleman J. D, Guo, P., 2014. Do big 4 auditors provide higher

Thomas, W. B., Herrmann, D. R., Inoue, T., 2004. Earnings

audit quality after controlling for the endogenous choice ofmanagement through affiliated transactions. Journal of

auditor? Auditing: A Journal of Practice & Theory 33, 197-

International Accounting Research 3, 1-25.
山形武裕・國村道雄，2003．
「わが国の会計ビッグバン期におけ219.
Fields, T., Lyz, T., Vincent, L., 2001. Empirical research on
accounting choice. Journal of Accounting and Economics

る連結情報の株価関連性の変化」『現代ディスクロージャー研究』第４号，21-32．
山形武裕・三澤哲也・國村道雄，2005．
「連結情報と単体情報の31, 255-308.
福嶋誠宣・加登豊・新井康平，2010．
「日本企業のグループ経営
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。

– 47 –

開示関連コストと経営者の情報開示（上枝）

第１回
主催校

JARDIS ワークショップ

プログラム

県立広島大学第１回 JARDIS Workshop 準備委員会
委 員 長 岡村 雅仁（県立広島大学）
委員 五百竹宏明（県立広島大学）

第１回 JARDIS Workshop プログラム委員会
委 員 長 吉田靖（東京経済大学）

副委員長 石川 博行（大阪市立大学）
委員 五百竹宏明（県立広島大学）、稲葉 喜子（公認会計士）、薄井彰（早稲田大学）、

梅澤 俊浩（北九州市立大学）、海老原 崇（武蔵大学）、大鹿智基（早稲田大学）、
太田 康広（慶應義塾大学）、岡村 雅仁（県立広島大学）、奥村 雅史（早稲田大学）、
坂上

学（法政大学）、山本 達司（大阪大学）

開 催 日 2016年３月21日（月）、22日（火）
開催場所 県立広島大学 サテライトキャンパスひろしま・３月21日（月）09：30～

受付

10：00～10：10 開会挨拶
10：10～11：50 院生セッション
12：10～13：40 ランチセミナー
14：00～15：40 理論セッション
16：00～17：40 実証セッション
18：00～20：00 懇親会
・３月22日（火）09：30～10：20 ジャーナルセッション
10：30～12：00 特別セッション●３月21日（月）【院生セッション】（第９回『現代ディスクロージャー研究』カンファレンス）
司会 奥村 雅史（早稲田大学）
10：10～11：00 石川徹（大阪大学・大学院生）「開示情報と効率性に関する理論分析」

●現代ディスクロージャー研究●

2006年10月

No.7

11：00～11：50 久多里桐子（大阪市立大学・大学院生）「議決権の不行使が将来の企業業績に与える影響」【ランチセミナー】
司会 薄井彰（早稲田大学）

12：10～13：40 弥永 真生（筑波大学）「財務報告のエンフォースメント」【理論セッション】
司会 太田 康広（慶應義塾大学）
14：00～14：50 若林 利明（早稲田大学）「組織コントロールにおけるコミュニケーションと業績評価の意義─エイジェントの個人属性の観点からの考察─」
14：50～15：40 村上 敏也（慶應義塾大学・研究員）、太田 康広（慶應義塾大学）「原価企画におけるリーダーシップとモラル・ハザード」【実証セッション】
司会 山本 達司（大阪大学）
16：00～16：50 河瀬 宏則（九州産業大学）、高橋 孝輔（武蔵大学・大学院生）「ストック・オプションが及ぼす自社株買い実施公表に関する実証分析」
16：50～17：40 村宮 克彦（大阪大学）、椎葉淳（大阪大学）“What Moves Firm Values?”（懇親会）18：00～20：00●３月22日（火）【ジャーナルセッション】
司会 吉田靖（東京経済大学）

９：30～９：50 『年報 経営ディスクロージャー研究』の編集方針と査読方針『年報経営ディスクロージャー研究』前編集委員長 坂上 学（法政大学）
９：50～10：10 『現代ディスクロージャー研究』の編集方針と査読方針『現代ディスクロージャー研究』編集委員長 奥村 雅史（早稲田大学）
10：10～10：20 質疑応答
【特別セッション】（第９回『現代ディスクロージャー研究』カンファレンス）司会 坂上

学（法政大学）

開示関連コストと経営者の情報開示（上枝）10：30～12：00 田口 聡志（同志社大学）「実験会計研究の最先端」
午後よりエクスカーション

●現代ディスクロージャー研究●

2006年10月

日本ディスクロージャー研究学会
主催校

No.7

第13回研究大会プログラム

東京経営短期大学

大会準備委員長 岩渕昭子
大会準備委員会 古山 徹（日経メディアマーケティング）、宮川 宏（富士大学）
開催日

2016年５月28日（土）開催場所

東京経営短期大学 市川キャンパス

10：00～11：45 自由論題報告
11：50～12：50 昼休み、理事会
12：50～13：30 会員総会
13：35～15：35 特別プロジェクト報告
15：40～17：10 統一論題報告
17：20～18：00 パネルディスカッション
18：10

懇親会

■ 自由論題報告（10：00～11：10）会場：205
１報告25分 質疑・コメント10分
司会：奥村 雅史（早稲田大学）
１．報告者：金鐘勲（Jonghoon Kim）
（一橋大学大学院生）「IFRS 任意適用の公表に対する株式市場の反応：企業間における差異を中心に」
２．報告者：早川 翔（神戸大学大学院生）
・濵村純平（神戸大学大学院生）「監査の質が経営者業績予想の正確性に与える影響」■ 自由論題報告（10：00～11：45）会場：206
１報告25分 質疑・コメント10分
司会：吉田 靖（東京経済大学）
１．報告者：張夏玉（専修大学）「企業におけるリコール関連情報の動向と開示の方策」
２．報告者：米岡 英治（茨城キリスト教大学）「連携事業における企業選定情報と知的資産経営報告の差異」
３．報告者：竹原 均（早稲田大学）
・井出真吾（ニッセイ基礎研究所）「特許情報の株価への浸透過程の分析」＜昼休み・理事会 11：50～12：50（会員控室）＞

開示関連コストと経営者の情報開示（上枝）＜会員総会

12：50～13：30（215教室）＞■ 特別プロジェクト報告（13：35～15：35） 会場：206
１報告35分 質疑５分
司会：黒川 行治（慶應義塾大学）
１．野口委員会（最終報告）「負債と資本の中間項目の開示」
２．村井委員会（最終報告）「地域の再生エネルギーの展開とディスクロージャー」
３．國村委員会（最終報告）「日本企業のディスクロージャーにおける利益の平準化とその抑制」■ 統一論題報告・パネルディスカッション 会場：215
１報告30分
司会：柴 健次（関西大学）
１．報告者：大塚成男（千葉大学）「地方自治体による発生主義財務情報開示の意義」
２．報告者：鳥塚 亮（いすみ鉄道株式会社）「第三セクター方式の鉄道事業会社の経営とディスクロージャー」
・パネルディスカッション 17：20～18：00
18：10より 懇親会（学生食堂）

●現代ディスクロージャー研究●

日本ディスクロージャー研究学会
主催校

大阪市立大学大会準備委員長

石川博行

2006年10月

No.7

第14回研究大会プログラム

大会準備・事務局 浅野信博
開催日

2016年12月18日（日）開催場所

大阪市立大学 学術情報総合センター

参加受付

９：30～17：30

自由論題報告10：00～11：55（休憩）

11：55～13：00

会員総会

13：00～13：35

統一論題報告13：40～15：30（休憩）

15：30～15：50

統一論題座談会 15：50～17：30
懇親会

17：40～19：30■ 自由論題報告（10：00～11：55）＜第１会場＞
司会：村宮克彦（大阪大学）
10：00～10：35 山田和宏（横浜国立大学院生）「ハイブリッド証券に係る市場の反応と会計処理に関して
─現金決済条項付転換社債型新株予約権付社債を題材として─」
10：40～11：15 田澤宗裕（名城大学）「ストック・オプションの公正価値評価におけるインプット情報の裁量的な操作」
11：20～11：55 鈴木一功（早稲田大学）
・竹原 均（早稲田大学）「インプライド自己資本コストからの事前リスクプレミアムの推定」＜第２会場＞
司会：浅野敬志（首都大学東京）
10：00～10：35 海老原崇（武蔵大学）
・高橋孝輔（武蔵大学院生）「同族企業の配当政策」
10：40～11：15 野間幹晴（一橋大学）「配当水準と退職給付に係る負債」
11：20～11：55 円谷昭一（一橋大学）
・古賀裕也（一橋大学）「政策保有株式の売却行動に関する実証分析」

開示関連コストと経営者の情報開示（上枝）＜第３会場＞
司会：木村史彦（東北大学）
10：00～10：35 黒木 淳（横浜市立大学）「公務員関連理事による会計ディスクロージャーへの影響：
非営利法人のガバナンスに関する実証分析」
10：40～11：15 岡田高明（藍澤證券㈱）「企業ディスクロージャー資料に基づくミクロ分析：
金融危機後の米系大手銀行のビジネスモデルの変化と米系投資銀行業界の行方」
11：20～11：55 松山将之（日本政策投資銀行）「ヘッジ会計の適用要因についての考察～一般ヘッジ、業種別ヘッジ、特例処理との比較分析を通じて～」
昼食休憩 11：55～13：00■ 統一論題報告（13：40～15：30）
テーマ：「経営者予想とディスクロージャー」
司 会：音川和久（神戸大学）
13：40～13：50 司会挨拶および趣旨説明
13：50～14：20 第１報告 首藤昭信（東京大学）「経営者予想利益の裁量性と市場の評価」
14：20～14：50 第２報告 太田浩司（関西大学）「経営者予想の修正速度と市場の評価」
14：50～15：00（休憩）

15：00～15：30 統一論題討論
休憩 15：30～15：50■ 統一論題座談会（15：50～17：30）
座 長：神山直樹（日興アセットマネジメント）
討論者：小澤大二（インベスコ・アセット・マネジメント）
音川和久（神戸大学）
首藤昭信（東京大学）
太田浩司（関西大学）
懇親会 17：40～19：30 学術情報センター1F 野のはなハウス

開示関連コストと経営者の情報開示（上枝）Editor's Note
皆様のご協力をいただき、『現代ディスクロージャー研究』第16号をお届けできることになりました。
『現代ディスクロージャー研究』
は、歴代の会長、理事、編集委員長、会員の皆様の多大なご尽力により、
ディスクロージャー研究の領域では、日本において自他ともに認めるトップジャーナルの一つとなっています。これまでの編集委員長のご努力のうえに成り立つ本誌の品質を維持向上することを責務として、この１年間、編集委員長を務めさせていただきました。
本号においては、論文セッションに４本の投稿があり、厳正な審査の結果、２本が採択されました（次ページの編集データ参照）。
１本目の論文は、ライバル企業が参入してくる可能性がある状況において、生産計画に関して事前に公表すること（プレアナウンスメント）の戦略的な影響について検討する研究です。本誌ではこれまで
相対的に少ない分析的なアプローチによる研究です。
２本目の論文は、連結子会社の利益を調整することを通じた連結上の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しようとする研究です。これまであまり研究されてこなかったテーマを実証的なアプローチで分析しています。
いずれの論文も、本誌が投稿に際して字数制限をつけていないことによって、オリジナリティの高い研究テーマについて十分に展開され、さらに、査読者によるコメントを適切に反映できていることは、特筆に値すると思います。十分な紙幅をとって完成度の高い論文の掲載を今後も継続する予定です。
最後になりましたが、査読をご快諾いただき、本誌の研究水準の向上に貢献していただいた査読委員の皆様にあらためて感謝いたします。また、編集委員長を支えていただいた、編集委員の皆様に衷心より御礼申し上げます。
『現代ディスクロージャー研究』編集委員長
奥村雅史

●現代ディスクロージャー研究●

2006年10月

No.7

編集データ
『現代ディスクロージャー研究』第16号の編集状況は、次のとおりである。全ての原稿は、編集委員会
が採否を決定した。また、論文セッションの原稿は、複数の匿名査読委員によってレビューされている。
論文セッション
受付数

４

受理数（採択率）２（50％）
編集委員会

開示関連コストと経営者の情報開示（上枝）謝辞

査読委員による真摯なレビューによって、本誌の高い品質が確保されました。編集委員会は、ここに記して、第16号の査読委員の皆様に感謝の意を表します。
薄井彰 早稲田大学

太田 浩司 関西大学
太田 康広 慶応義塾大学
金鉉玉 東京経済大学

中野誠 一橋大学

松田 康弘 東北大学
吉田靖 東京経済大学（敬称略、五十音順）
編集委員会

●現代ディスクロージャー研究●

2006年10月

No.7『現代ディスクロージャー研究』投稿規程
ディスクロージャー研究学会 編集委員会

2006年12月28日制定

日本ディスクロージャー研究学会 常任理事会 2016年５月25日改訂
１．投稿資格（１）本学会の会員、入会申込者（２）共同執筆の場合には、執筆者の半数以上が本学会の会員とします。
２．論稿の種類
日本語で執筆された未刊行の著作。他誌に投稿中の著作を除きます。執筆者は、（１）論文（Articles）、（２）実務展望（Practical Views）、（３）書評（Book Reviews）、（４）その他のいず
れかのセッションに投稿してください。
「論文」のセッションには、新しい知見や理論が示された独創的な原著論文、総括論文など、「実務展望」には、ディスクロージャー実務に関する提言、論評、解説などを含みます。
「書評」はディスクロージャーの研究と実務に重要な著書の論評とします。
３．字数「論文」セッションの投稿原稿には字数制限を特に設けません。ただし、会誌の掲載に際し、現代
ディスクロージャー研究編集委員会（以下、「編集委員会」という。
）が字数を制限することがあります。
「実務展望」セッションの投稿原稿は5,000字以内、「書評」セッションの投稿原稿は1,000字以内とします。
４．査読「論文」セッションの投稿原稿については、査読委員（匿名）による査読意見を参考にして、編集委員会が掲載の採否を決定します。
「実務展望」と「書評」の各セッションの投稿原稿については、査読委員による査読を実施せず、編集委員の査読意見を参考にして編集委員会が掲載の採否を決定
します。
５．投稿先
投稿原稿を随時受け付けます。執筆者は、投稿するセッションを指定し、MS Word ファイルあるいは PDF ファイルの形式で、本学会のホームページに投稿して下さい。
http://jardis.ec.kansai-u.ac.jp/cgi-bin/submission/index.cgi

開示関連コストと経営者の情報開示（上枝）６．受理原稿の公表
編集委員会が掲載を決定した受理原稿は、会誌が刊行されるまでの一定期間、本学会のホームページにオンラインで公表されます。
７．著作権の取扱い
2006年11月19日に開催された理事会は著作権の取扱いを次のように決定し、会員総会で報告しました。
（１）会誌に掲載される著作物の著作権は、編集委員会が最終稿を受理した時点から、原則として、本学会に帰属します。本学会が著作権を有する著作物の著作者は、編集委員会に事前に文書で申し出を行い、許諾を得た上で、著作物を使用することができます。編集委員会は、特段の事由がない限り、これを許諾します。
（２）会誌に掲載された著作物が第三者の著作権その他の権利および利益を侵害するものであるとの申し出があった場合には、当該著作物の著作者が一切の責任を負います。
（３）第三者から、本学会が著作権を有する著作物の使用要請があった場合には、本学会は理事会において審議した上で、それを許諾する場合があります。なお、著作権の使用許諾に伴う収入は本学会の会計に組み入れられます。
（４）2006年11月19日より前に会誌に掲載された著作物の著作権については、著作者から文書で申し出があり、本学会が理事会においてその申し出を承認した場合を除き、上記（１）（２）（３）の規程に従い取り扱うものとします。
８．様式
（１）表紙
表紙に論題（日本語、英語）、氏名（日本語、英語）、所属と肩書き（日本語、英語）、論文要旨（日本語（500字）、英語（200words））、連絡先（氏名、住所、電話番号、Fax 番号、E-mail アドレス）、謝辞を記載します。
表紙には頁をつけず、１頁から本文をはじめます。査読を円滑に実施するために、執筆者を特定、あるいは類推させるような文言を記載しないで下さい。
（２）フォント
日本語は MS 明朝、英語は Times New Roman とします。見出し、図、表の題目のフォントは
MS ゴシック（太字）。漢字、ひらがな、カタカナ以外の文字（例えば、数字、アルファベット）
は半角にします。文字化けを避けるため、特殊なフォントの文字（例えば丸数字①②など）を使用しないで下さい。フォントサイズ等はつぎの通りです。
論題

14ポイントセンタリング

執筆者名

11ポイント右寄せ

●現代ディスクロージャー研究●所属

11ポイント

右寄せ

論文要旨

10ポイント

左寄せ

本文

11ポイント

左寄せ

見出し

12ポイント左寄せ

参考文献

10ポイント

左寄せ

注（文末） 10ポイント

左寄せ

2006年10月

No.7（３）スタイル
本文の章や節は、以下のように分けて下さい。
（１行空き）
１．見出し（１行空き）
本文
1.1. 見出し
本文
1.1.1. 見出し
本文
注
参考文献
（４）表記
横書き、新仮名遣い、当用漢字、新字体を使用して下さい。本文の句読点は、句点（。）と読点（、）にします。
（５）図、表
図表は必要最小限にして下さい。図と表はそれぞれ通し番号（図１、図２、表１、表２、…）をつけます。図と表は、本文と区別して、参考文献リストの後の頁に配置します。なお、本文中に図と表の挿入位置を指示して下さい。
（６）数式
数式はできる限り簡潔な表現にして下さい。添え字の添え字等は避けること。また、数式の導出過程や計算プロセスを冗長に記載しないで下さい。
数式番号（
（１）
、
（２）
、…のようにカッコ付き通し番号）を数式の右側に配置して下さい。数式の変数は可能な限りイタリックとする。ただし、exp、log、lim、数字、大文字のギリシャ文字
等は立体を使用します。

開示関連コストと経営者の情報開示（上枝）（７）引用
文献を引用する場合には、著者（発行年）（例田中（2006）、Ball and Brown（1968）
）として
下さい。
（８）参考文献
研究に引用した論文、著書、参考 URL のリストを論文の最後に記載します。頁数には p. や
pp. を使用しないで下さい。和文献の句読点は、全角（，）（．
）を使用します。
和文献と洋文献を区別せずに、著者氏名のアルファベット順に記載して下さい。
・単行本
著者名，発行年．
『書名（副題を含む）』，第 X 版，発行所．
・論文
著者名，発行年．
「論文名（副題を含む）」『雑誌名』第 X 巻第 Y 号，掲載頁．
・編著に収録された論文
著者名，発行年．
「論文名（副題を含む）」，編者『書名（副題を含む）』第 X 版，発行所，掲載頁．
Ball, R., Brown, P., 1968. An empirical evaluation of accounting income numbers.
Journal of Accounting Research 6, 159-178.
Watts, R., Zimmerman, J., 1986. Positive Accounting Theory. Prentice Hall,Englewood Cliffs, NJ.

現代ディスクロージャー研究
2017 年３月 31 日

No.16

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