社会情報学

第11巻２号

2022

原著論文
内部統制システムの構築に際する企業の積極性と財務報告志向が決算発表の適時性に与える影響―両者の交互作用効果に着目して―Determinants of the Timeliness of Annual Earnings Announcement:Interaction Effect between Corporate Posture and Perception on
Internal Control Systems
キーワード：
決算発表，財務報告，内部統制システム，会社法，計量テキスト分析
keyword：earnings announcements, financial reporting, internal control systems, Japanese Companies
Act, quantitative text analysis

同志社女子大学

記虎Doshisha Women’s College of Liberal Arts

優子

Yuko KITORA
要約
日本を含む各国においてすでに導入されている内部統制規制は，アウトプットとしての財務報告だけ

でなくそのプロセスまでもが重要であるとみて制度的な対応を図るものである。それゆえ，財務報告に内部統制がどのような影響を与えているのかを解明することは，重要なリサーチ・クエスチョンである。
適時の財務報告を促進するには，財務報告の適時性に相乗的に影響を及ぼす要因を解明することが有益である。なぜなら，両方の要因が揃うと財務報告の適時性を決定付ける度合いが相対的に大きくなるという点で，こうした要因の重要性が高いからである。本稿では，財務報告の中でも速報性が重視される決算発表に着目して，決算発表の適時性に相乗的に影響を及ぼす内部統制システムに係る企業特性を原稿受付：2022年２月15日
掲載決定：2022年９月３日

29

内部統制システムの構築に際する企業の積極性と財務報告志向が決算発表の適時性に与える影響―両者の交互作用効果に着目して―

記虎優子

解明している。検証にあたっては，先行研究を踏まえて，かかる企業特性として内部統制システムの構築に際する企業の積極性と財務報告志向の間の交互作用効果に注目している。
検証の結果，これら２つの企業特性が決算発表の適時性に相乗的に寄与することを実証的に示している。さらに，これら２つの企業特性が決算期末後45日超や50日超といった適時ではない決算発表を回避することに相乗的に寄与する一方で，逆に決算期末後45日以内や30日以内といった実務上適当もしくはより望ましいとされるような適時の決算発表を行うことに相乗的に寄与することも明らかにしている。
Abstract
Internal control regulations have already been implemented in several countries, including
Japan, to address the importance of financial reporting not only as an output but also as aprocess. Therefore, determining how internal control affects financial reporting is an importantresearch question.
To promote timely financial reporting, we must understand the factors that synergistically affectfinancial reporting timeliness. This is due to the fact that the importance of these factors is high,as the degree to which the combination of both factors determines financial reporting timeliness isrelatively large. This study focuses on earnings announcements, where timeliness is more
important than other types of financial reporting, to identify firm characteristics related to internal
control systems that synergistically affect earnings announcement timeliness. Based on previous
studies, we focus on the interaction effect between a company’s proactiveness in establishinginternal control systems and its perception of the importance of financial reporting in establishing
the same as such firm characteristics.
The empirical results show that the two aforementioned characteristics have a positivesynergistic effect on the timeliness of earnings announcements. Furthermore, these two corporatecharacteristics contribute synergistically to avoiding untimely earnings announcements more than
45 or 50 days after the fiscal year ends. In addition, they contribute synergistically to make timely
earnings announcements within 30 days after the end of the fiscal year, which is considereddesirable in practice, or within 45 days after the end of the fiscal year, which is consideredappropriate.

30

社会情報学１

第11巻２号

2022

いからである。本稿では，財務報告の中でも速報

はじめに性が重視される決算発表に着目して，決算発表の

米 国 に お い て サ ー ベ ン ス・ オ ク ス リ ー 法

適時性に相乗的に影響を及ぼす内部統制システム（Sarbanes-Oxley Act）が2002年７月に制定さに係る企業特性を解明する。検証にあたっては，れたことを契機として，日本を含む各国において上述の記虎（2017, 2018, 2021）を踏まえて，（1）

内部統制 が規制されるようになってすでに久しかかる企業特性として内部統制システムの構築にい。財務報告は証券市場における重要な情報現象

際する企業の積極性と財務報告志向の間の交互作であるが，内部統制規制は，アウトプットとして用効果に注目する。そして，これら２つの企業特の財務報告だけでなくそのプロセスまでもが重要性が決算発表の適時性に相乗的に寄与することをであるとみて制度的な対応を図るものである。そ実証的に示す（2）。

れゆえ，財務報告に内部統制がどのような影響を

以下では，先行研究のレビューを行った後，仮与えているのかを解明することは，重要なリサー説を示して検証方法について説明する。続いて検チ・クエスチョンである。

証結果を示して，最後に本稿の貢献と残された課

内部統制システムに着目した実証研究の多く題を指摘する。

は，制度的に開示される情報から容易に判別可能
な， 財 務 報 告 に 係 る 内 部 統 制 に「重 要 な 欠 陥

２（material weakness）」があるかどうかによって先行研究のレビュー

しか内部統制システムを評価しておらず，内部統各国において内部統制規制が導入されて以降，制システムの定量的評価にはおのずと限界があ

財務報告に係る内部統制の「重要な欠陥」の有無る。そのため，内部統制システムの全容は今なおに着目すれば内部統制システムを容易に定量的に明 ら か で な い。 こ う し た 中 で，記 虎（2017,

評価できるようになったことから，内部統制シス

2018, 2021）は，内部統制システムのあり様や考テムに着目した実証研究は多数行われている。こえ方が企業によって異なることを踏まえて，会社の種の研究の中には，本稿と同様に内部統制シス

法に基づく内部統制システム構築の基本方針（以テムが財務報告の適時性に与える影響に焦点を当

下，基本方針という。
）についての適時開示といてて，財務報告に係る内部統制に重要な欠陥があう制度的に開示される情報から内部統制システム

ると財務報告の適時性が阻害されることを解明しの構築に際する企業の積極性や財務報告志向を定て い る も の も あ る（Ettredge et al., 2006;

量化している。そして，企業が内部統制システム

Impink et al., 2012; Munsif et al., 2012など）。

の構築に積極的であることや財務報告を重視してしかし，「重要な欠陥」の有無によって内部統制いることが決算発表の早期実施に寄与することをシステムを評価しているため，直接的には内部統明らかにしている。しかし，これら２つの企業特制に係る適時の財務報告を阻む要因が明らかにさ性の間に決算発表の適時性に対する交互作用効果

れているに過ぎない。

があるのかどうかには関心が向けられていない。

他方で，「重要な欠陥」の有無に着目する以外の適時の財務報告を促進するには，財務報告の適方法で内部統制システムを定量的に評価して，内時性に相乗的に影響を及ぼす要因を解明すること

部統制システムが財務報告の適時性に与える影響が有益である。なぜなら，両方の要因が揃うと財を解明している研究も，少ないながらも存在して務報告の適時性を決定付ける度合いが相対的に大いる。Ashton et al.（1987）やKhlif et al.（2014）

きくなるという点で，こうした要因の重要性が高は，監査人に対するアンケート調査によって内部31

内部統制システムの構築に際する企業の積極性と財務報告志向が決算発表の適時性に与える影響―両者の交互作用効果に着目して―

記虎優子

統制システムを定量的に評価して，質の高い内部の独立監査人も，財務報告に係る内部統制により統制が財務報告の適時性に寄与することを解明し依拠して監査を効率的に実施できる。この結果，ている。しかし，アンケート調査の回答数の制約

企業は，決算業務を迅速に行って，たとえ独立監

から大サンプルが用いられているわけではないと査人の内諾を得てから決算発表を行う場合でも効いう限界がなお残る。こうした中で，記虎（2017,

率的な監査の実施による監査時間の短縮に起因し

2018, 2021）は，既述のとおり，制度開示情報をて，決算発表を適時に行うことができる。

利用して内部統制システムを定量的に評価するこ

他方で，企業が総体としての内部統制システムとで，大サンプルを確保しつつ内部統制システムの構築に積極的であるならば，財務報告に係る内に係る企業の姿勢や認知が財務報告の適時性に与部統制に限らず内部統制全般がより適切に整備・える影響に焦点を当てている。これらの研究では，運用されているであろうから，内部統制は全体と上記の一連の研究とは逆に，内部統制に係る適時して有効に機能しているはずである。この結果，の財務報告を促進する要因が直接明らかにされて企業はやはり決算発表を適時に行うことができる。

いる。

内部統制は上記の３つの目的を相伴っているた

しかし，先行研究では，内部統制に係る複数のめ，たとえいずれかの目的のために構築された内側面が財務報告の適時性に及ぼす交互作用効果に部統制であっても他の目的のために構築された内は関心が向けられていないため，どの側面が財務

部統制と相互に重複し補完し合っている。つまり，報告の適時性に相乗的に影響を与えているのかに

目的別の内部統制がそれぞれに独立して存在してついてはほとんど解明されていない。

いるわけではない。したがって，内部統制システ
ムの構築に際する企業の積極性に起因して特定の３

目的と関係なく内部統制全般がより適切に整備・仮説の導出運用されているならば，報告目的と関わりが深い

健全な会社経営を行うために必要とされる内部財務報告に係る内部統制もより適切に整備・運用

統制はそれぞれに異なるから，企業は実情に応じされているはずである。その逆も然りで，内部統て内部統制システムを構築する必要がある。つま制システムの構築に際する財務報告の重視というり，どのような内部統制システムを構築するのか

企業の認知に起因して財務報告に係る内部統制がを決めるのは企業自身であるので，業務，報告おより適切に整備・運用されているならば，内部統

よびコンプライアンスといった内部統制の３つの制はやはり全体として見てもより適切に整備・運目 的（Committee of Sponsoring Organizations

用されているはずである。

of the Treadway Commission, 2013＝八田・箱内部統制の相互補完性を踏まえれば，上記の相田監訳，2014）のうちどれを重視するのかを決

互的な関係が内部統制の有効性に及ぼす影響は相めるのも企業自身である。

乗的であるはずである。したがって，内部統制シ

企業が内部統制システムの構築に際して財務報

ステムの構築に際する企業の積極性と財務報告志告を重視しているならば，財務報告に係る内部統向の決算発表の適時性への寄与も，相乗的である

制はより適切に整備・運用されているであろうかと考えられる。以上から，次の仮説を導出する。

ら，有効に機能しているはずである。したがって，
会計上の誤謬が生じるリスク自体がそもそも低い

仮説：企業が内部統制システムの構築に積極的でし，万一会計上の誤謬が生じた場合にもその存在あることや財務報告を重視していることが，決をすぐに発見できるであろう。加えて，当該企業算発表の適時性に相乗的に寄与する。

32

社会情報学４

リサーチ・デザイン

4.1

サンプルの選択第11巻２号

2022

６社についてのパネルデータ社６―年を異常値として順に除いている。以上の結果，最終サンプル
は，832社についてのパネルデータ2,410社―年

本稿では，平成17年制定会社法公布日であるである。

2005年７月26日から2009年３月31日までの間に公表された基本方針についての適時開示を東京証

4.2

検証方法

まず，以下に示した（１）式によりORIENTED

券取引所のTDnetデータサービスから１件以上入（3）手できた 1,317社のうち，サンプルとした期間として用いる変数のパターンごとに３つの検証式（平成17年制定会社法施行日である2006年５月を作成する。そして，Stata®/MP version17.0を用

１日から2009年３月31日までの間）を通じて上

いてランダム効果オーダードロジットモデルによ場を継続している企業（1,122社）で，かつサン

り（9），各検証式を推定する。なお，（１）式に含まプルとした期間中の各決算期末現在において有効れる変数の定義は，表－１に示している。

（4）な基本方針をマッチング できた1,038社につい⎧P(RELEASE ＞ s |κ, X ,ν)
⎫
it
it i
⎬
ln⎨
1－P(RELEASEit ＞ s |κ, Xit ,νi )⎭⎩/てのパネルデータ2,738社―年（ただし，日経中分類の銀行・証券・保険・その他金融のいずれか

K

Σβ ORIENTED＝β2 DEVEL it +に該当する23社についてのパネルデータ59社―

3k

kit

k ＝1

年は除かれている。
）をまずサンプル候補として

KΣいる（5）。そして，後述のように基本方針について

+

k ＝1

の適時開示を利用して内部統制システムの構築に+

本方針を制定したときから適時開示していると推

ℓ＝1

5ℓ

ℓit

M

Σβ INDUSTRY +ν－κ

際する企業の積極性を定量化する都合上最初の基L

Σβ CONTROL

β4k (DEVEL it × ORIENTEDkit ) +

6m

m ＝1

mi

i

s

（１）

定された企業だけにさらに限定して（6），当初のサ

RELEASE は，決算発表の早期化要請（東京証ン プ ル（833社 に つ い て の パ ネ ル デ ー タ2,477

券取引所，2006）を踏まえた決算発表の実施時

社―年）を選択している。

期を示す変数であり，決算発表時期 を用いる。こ続いて，決算日数が通常と異なると財務データの変数が１または２の値を取る場合には決算発表に基づく変数の比較可能性が損なわれるため変則を適時には行っていないと解釈できる一方で，３決算である13社についてのパネルデータ14社―

または４の値を取る場合には決算発表を適時に年，データベースから必要なデータを入手できず

行 っ て い る と 解 釈 で き る（10）。DEVEL と作成できなかった変数がある15社についてのパ

ORIENTED は説明変数で，内部統制システムのネルデータ19社―年を順に除いている。さらに，構築に際する企業の積極性と財務報告志向をそれ入手したデータを加工して少数特定者持株比率 をぞれ示しており，値が大きいほどその度合いが強作成したところ，この変数の値が定義上あり得な

いと解釈できる。
（１）式による検証に際して，いはずの100％超となっていた２社についてのパ

DEVEL と し て は 構 築 姿 勢 を 用 い る 一 方 で，

ネルデータ３社―年，日本の上場会社が極めて甚

ORIENTED としては財務報告志向D を用いる場

大な赤字を計上していたり債務超過であったりす

合，財務報告本文D と財務報告見出しD をともにることは実務上稀であるため，ROA の値が異常用いる場合，財務報告志向度 を用いる場合の３つ（7）に 小 さ い と 判 断 し た 21社 に つ い て の パ ネ ルの場合がある。なお，これらの変数の作成方法は

データ25社―年，債務超過であるとみなした（8）4.3節で説明している。CONTROL は，時間不変

33

内部統制システムの構築に際する企業の積極性と財務報告志向が決算発表の適時性に与える影響―両者の交互作用効果に着目して―

記虎優子

表－１

変数の定義
定義

変数名

RELEASE
決算発表時期通期の決算発表の実施時期(決算短信の公表日）が実務上より望ましいとされる「決算期末後30日（決算期末が月末である場合には翌月）」以内であれば4，「決算期末後30日（決算期末が月末である場合には翌月）」超かつ実務上適当であるとされる「決算期末後45日（決算期末後45日目が休日である場合には翌営業日）」以内であれば3，「決算期末後45日（決算期末後45日目が休日である場合には翌営業日）」超かつ「決算期末後50日（決算期末後50日目が休日である場合には翌営業日）」以内であれば2，「決算期末後50日（決算期末後50日目が休日である

DEVEL
改定経験済み回数

場合には翌営業日）」超であれば1
当期末までに基本方針を改定した推定回数（回）ただし，最初に制定されたと推定される基本方針がマッチングさ

最大改定回数

れている場合には0の値を取る。
平成17年制定会社法公布日である2005年7月26日から2009年3月31日までの間に基本方針を改定した推定回数

構築姿勢（回）ただし，基本方針を１回も改定していないと推定される場合には0の値を取る。
当初のサンプルについて 改定経験済み回数 と最大改定回数 に対して分散共分散行列を用いた主成分分析を行うことによって得られた第１主成分得点（平均ゼロ）

ORIENTED
財務報告志向D

第1固有値0.67（寄与率83.74%），第1主成分の固有ベクトル0.51（改定経験済み回数 ），0.86（最大改定回数 ）基本方針に含まれる各事項の見出し部分か本文部分かにかかわらずマッチングされている基本方針の中で表－２にその一部を示した企業の財務報告志向が表象されているとみることのできる言及が1種類以上出現していれば1，

財務報告本文Dそうでなければ0
マッチングされている基本方針に含まれる各事項の本文部分のみで表－２にその一部を示した企業の財務報告志向

財務報告見出しDが表象されているとみることのできる言及が1種類以上出現していれば1，そうでなければ0マッチングされている基本方針に含まれる各事項の見出し部分で表－２にその一部を示した企業の財務報告志向が表象されているとみることのできる言及が1種類以上出現していれば（本文部分でもさらに出現している場合を含

財務報告志向度

む）1，そうでなければ0
当初のサンプルについて 財務報告志向D と財務報告見出しD に対して相関行列を用いた主成分分析を行うことによって得られた第１主成分得点（平均ゼロ）

CONTROL
企業規模
ROA
レバレッジ
たな卸資産・売上債権比率△EPS
総セグメント数

第1固有値1.56（寄与率77.80%），第1主成分の固有ベクトルは2変数とも0.71
資産合計（百万円）の自然対数値
当期純損益÷資産合計×100（％）ただし，ここでいう日本基準・連結ベースの「当期純損益」は，2015年4月1日以後を期首日とする決算期の「親会社株主に帰属する当期純損益」に相当する。
負債合計÷資産合計×100（％）（たな卸資産+売上債権）÷資産合計×100（％）
当決算期1株当たり当期純損益－前決算期1株当たり当期純損益(万円）
事業別セグメントおよび所在地別セグメントの数の合計（個）ただし，単一セグメントである場合には1の値を取る。

少数特定者持株比率

少数特定者持株数（大株主上位10名および役員などの特別利害関係者の所有する株式数並びに自己株式数の合計）÷期末発行済株式総数×100（％）

個人株主数
個人・その他の株主数（万人）
社外取締役比率（銀行）
銀行に職務経験のある社外取締役人数÷取締役会人数×100（％）
社外取締役比率（支配会社） 支配会社に職務経験のある社外取締役人数÷取締役会人数×100（％）
社外取締役比率（その他） 銀行，支配会社および関係会社のいずれにも職務経験がなく，かつ相互派遣でなく，さらに他社で社長級の役職を持たない社外取締役人数÷取締役会人数×100（％）

追記情報D
継続企業D
東証要請前D

監査人の監査意見が追記情報ありの無限定適正意見であれば1，追記情報なしの無限定適正意見であれば0継続企業の前提に関する注記があれば1，なければ0「決算期末後45日以内」での決算発表の実施が適当であることを明記して決算発表の早期実施を東京証券取引所

決算月Dが要請する前の決算期（2007年2月期以前）であれば1，そうでなければ03月以外の各月について決算月であれば1，そうでなければ0 なお，3月以外の各月について複数個作成してい

INDUSTRY
高成長産業D
ハイテク産業Dる。
機械，空運，通信，電力・ガス(日経中分類）のいずれかの産業であれば1，そうでなければ0
機械，電気機器，精密機器，医薬品，自動車(日経中分類）のいずれかの産業であれば1，そうでなければ0

DEVEL とORIENTED の各変数の作成方法は4.3節で説明している。その他の変数は，原則として日経NEEDS-FinancialQUESTより入手しているか，
入手したデータを加工して作成している（財務データは，連結優先かつ日本基準優先で選択）。ただし，社外取締役比率（銀行），社外取締役比率（支配会社），社外取締役比率（その他） の３変数は日経NEEDS-Cgesより入手している。

34

社会情報学第11巻２号2022

変数（time invaria variables）である高成長産

サンプルから最小値を取る企業を除いて下位25％

業D とハイテク産業D 以外のコントロール変数で（＝0.30），50％（＝0.81），75％（＝1.16），90%（＝ある。INDUSTRY は，上記の時間不変変数で，2.18）のときの５つの場合について事後検定を行

やはりコントロール変数である。これらのコント

う（14）。

ロ ー ル 変 数 は， 原 則 と し て 記 虎（2017, 2018,

仮説が支持されるならば，各変数の単純傾斜は，

2021）に依拠にして選択しているが，決算月に交差項を構成するもう一方の変数の値をより大きついては３月以外のすべての月についてコント

な値で固定したときほど大きいことが期待されロールしている。νi は各企業の観察されない異質る。加えて，少なくとももう一方の変数の値を上性（各企業固有の効果）であり，κs はカットポ

述の単純傾斜を求める値のうち最も大きい値に固イントである。

定したときには，単純傾斜が有意に正となると期（１） 式 に はDEVEL とORIENTED の 交 差 項 が待される。ただし，ORIENTED として財務報告含まれている。仮説が支持されるならば，内部統

本文D と財務報告見出しD を用いる場合の構築姿

制システムの構築に際する企業の積極性が決算発

勢 の単純傾斜は，①財務報告本文D ＝０かつ財務表の適時性に寄与する度合いは企業の財務報告志

報告見出しD ＝０となるとき，②財務報告本文D

向が強いほど大きく，逆に企業の財務報告志向が＝１となるとき，③財務報告見出しD ＝１となる

決算発表の適時性に寄与する度合いは内部統制シ

ときの昇順により大きく，少なくとも③のときはステムの構築に際する企業の積極性が強いほど大有意に正となると期待される。また，構築姿勢 のきいはずである。したがって，交差項の係数は有値を同じ値に固定したときには，財務報告見出し

意に正となって（11），内部統制システムの構築に

D の単純傾斜の方が財務報告本文D の単純傾斜よ際する企業の積極性と財務報告志向の間には正のりも大きく，少なくとも構築姿勢 の値を上述の単交互作用効果があると期待される。ORIENTED

純傾斜を求める最も大きい値に固定したときにはとして財務報告本文D と財務報告見出しD を用い有意差があると期待される（15）。そして，交差項る場合には，加えて，構築姿勢 ×財務報告見出しを構成するどちらか一方の変数の値を単純傾斜を

D の係数推定値の方が構築姿勢 ×財務報告本文D求めたときの各値に固定するとともに交差項を構の係数推定値よりも有意に大きく，より大きな正成するもう一方の変数以外の（１）式に含まれて（12）の交互作用効果があると期待される。

いる変数を統制したときの予測直線は，交差項をさらに，正の交互作用効果が有意に認められる構成するもう一方の変数の観測値の範囲内では交場合には，（１）式の推定結果に基づいて，DEVEL

差せず（ordinal）に，このもう一方の変数の値とORIENTED の 各 変 数 の 単 純 傾 斜（simple

が大きくなるほど求めた予測直線間の乖離の程度（13）slope）を求めて事後検定を行う必要がある。

が大きくなると期待される。

DEVEL として用いる構築姿勢 の単純傾斜に着目す

続いて，（１）式の推定結果に基づいて，単純る場合には，交差項を構成するもう一方の変数で傾斜を求めた際のDEVEL とORIENTED の各変数

あるORIENTED の各変数が取り得る値の数が少なの値の組み合わせごとに決算発表時期 の調整済み

いため，これらの各変数のすべての観測値のとき確率の期待値をそれぞれ求める。そして，これらについて事後検定を行う。ORIENTED として用いの調整済み確率の期待値の推移が仮説と整合的でる各変数の単純傾斜に着目する場合には，交差項あるかどうかを確認する（16）。

を構成するもう一方の変数である構築姿勢 の値が当初のサンプル全体の最小値（＝－0.56）
，当初の

35

内部統制システムの構築に際する企業の積極性と財務報告志向が決算発表の適時性に与える影響―両者の交互作用効果に着目して―

4.3

記虎優子

変数の作成方法の連続尺度で，値が大きいほど企業が内部統制シ

DEVEL として用いる構築姿勢 は，以下の手順

ステムの構築に積極的であると解釈できる。

で作成している。当初のサンプルについて改定経ORIENTED として用いる各変数は，以下の手

験済み回数 と最大改定回数 に対して分散共分散行

順で作成している（19）。まず，各企業に基本方針列を用いた主成分分析を行い平均がゼロとなるよをマッチングする際に利用した基本方針について，構築姿勢 としの適時開示の具体的内容をテキスト型データとし。改定経験済み回数 は，基本方針をマッチて収集し，QDAソフトウェア（MAXQDA®）をングする際に利用した基本方針についての適時開利用してこのテキスト型データの中から企業の財示が当該企業の基本方針についての何回目の適時務報告志向が表象されているとみることのできる開示であるのかをカウントして１を差し引くこと言及を探索的に選定した（20）。探索的に選定したで作成している。最大改定回数 は，当該企業が言 及 の 一 部 を 表 － ２ に 示 し て い る。 そ し て，

2005年７月26日から2009年３月31日までの間に

Dictionary-basedア プ ロ ー チ（樋 口，2020） に

基本方針について何回適時開示しているのかをカ依拠して，基本方針に含まれる各事項の見出し部

ウントして１を差引くことで作成している。これ分と本文部分においてこれらの言及が１種類以上

らの２変数は値が大きいほど企業が内部統制シス

字句どおり出現しているかどうかを機械的に識別

テムの構築に積極的であると解釈できる。表－１

した（21）。

（17）

うに第１主成分得点を求めて（18）たに示しているとおり，主成分分析の結果得られた

次に，識別した結果を基に３つの異なる方法で第１主成分の固有ベクトルの符号は，どちらの変企業の財務報告志向を定量化した。財務報告志向

数についても正であり，第１主成分の寄与率もD は，これらの言及が単に基本方針の中で出現し83.74％と高い。したがって，構築姿勢 は１次元ているかどうかに基づいている。これらの言及が

表－２

 業の財務報告志向が表象されているとみることのできる各言及の記述統
企
計量
企業群

Mean

Std.

財務報告志向D ＝1

14.84

dev.
42.34

財務報告本文D ＝19.63

財務報告見出しD ＝1

17.00

出現して

出現社数（社―年）
Min

p25

p50

p75

p90

Max

いる言及
の種類数

1

2

3

5

15

234

43

22.63

1

2

3

5

13

116

38

32.55

1

1

3

11.5

71

118

16

企業群
財務報告志向D ＝1 財務報告本文D ＝1 財務報告見出しD ＝1

10社―年以上出現している言及

出現社数（社―年）

財務報告の信頼性234

116

財務報告に係る内部統制

141

70

118
71

財務報告の適正性

93

59

34

財務報告の信頼性と適正性

21

5

16

財務報告に係わる内部統制

15

9

6

適正な財務報告15132

財務情報の適正性10

73

財務計算に関する書類その他の情報の適正性

10

3

7

最終サンプルについてマッチングされている基本方針の中で出現している各言及の出現社数についての記述統
計量と10社―年以上出現している言及の出現社数を企業群別に示している。変数の定義は，表－１と同じである。なお，紙面の制約のため，10社―年未満しか出現していない言及の出現社数は割愛している。

36

社会情報学第11巻２号

2022

基本方針に含まれる各事項の見出し部分においてとなる企業群（150社―年）の方が財務報告本文

出現していれば目立つため，企業が内部統制シス

D ＝０（275社―年）となる企業群よりも出現す

テムの構築に際して財務報告を重視していること

る言及の種類数がかなり少なく，出現する言及のが一層強く表象されているとみることができる。

パターンが比較的決まっている。

そこで，これらの言及が基本方針のどこで出現し各変数の記述統計量は，表－３に示している（23）。

ているのかに基づいて財務報告本文D と財務報告

決算発表時期 の平均値は2.62にとどまるものの見出しD も作成している。表－１に示した定義か

中央値は３であったので，大半の企業が決算発表

らも分かるように，財務報告本文D と財務報告見の早期化要請の観点から適当であるとされる時期

出しD のどちらか一方の変数の値が１となるときに決算発表を行っている。また，改定経験済み回にはもう一方の変数の値は必ず０となる。した

数 と最 大 改 定 回 数 の 平 均 値 は そ れ ぞ れ0.22とがって，（１）式においてORIENTED としてこれ0.53と低く，中央値もともに最小値と同じ０でらの２変数をともに用いれば，企業の財務報告志ある（24）。最終サンプルのうち財務報告志向D の値

向は①財務報告本文D ＝０かつ財務報告見出しDが１となる企業（425社―年）の割合は17.63％＝０となるとき，②財務報告本文D ＝１となるとと低い。したがって，内部統制システムの構築に

き，③財務報告見出しD ＝１となるときの３つの

積極的であったり財務報告を重視していたりする

場合に群分けすることで定量化され，①～③の昇企業は，一部に限られている。

順に財務報告を重視している度合いがより強いとなお，（１）式の右辺において同時に用いる各変解釈できる。さらに，当初のサンプルについて財表－３

務報告志向D と財務報告見出しD に対してアイテ

変数名

ム・カテゴリー型の数量化Ⅲ類と数理的に同等でゼロとなるように第１主成分得点を求めて，財務報告志向度 とした。表－１に示しているとおり，
主成分分析の結果得られた第１主成分の固有ベク
トルの符号はどちらの変数についても正であり，第１主成分の寄与率も77.80％と高い。したがって，財務報告志向度 は１次元の連続尺度で（22），値が大きいほど企業が内部統制システムの構築に際して財務報告を重視している度合いが強いと解
釈できる。

検証結果

5.1

記述統計量

Mean Std. dev. Min
0.84
1
0.52
0
0.73
0
0.82
-0.56
0.38
0
0.32
0
0.24
0
1.25
-0.51
1.39
6.09
10.22 -76.38
21.17
1.69
18.30
0.16
0.92 -12.38
2.12
1
16.17
0.00
1.38
0.01
2.45
0.00
5.14
0.00
11.18
0.00
0.48
0
0.23
0
0.32
0
0.24
0
0.33
0

2.62
決算発表時期
0.22
改定経験済み回数0.53
最大改定回数
0.00
構築姿勢
0.18
財務報告志向D
0.11
財務報告本文D0.06
財務報告見出しD
0.00
財務報告志向度
10.18
企業規模
-0.17
ROA
52.01
レバレッジ
たな卸資産・売上債権比率 33.92
-0.06
△EPS
3.11
総セグメント数
55.02
少数特定者持株比率
0.75
個人株主数
0.41
社外取締役比率（銀行）社外取締役比率（支配会社） 1.18
6.42
社外取締役比率（その他）
0.37
追記情報D
0.06
継続企業D
0.12
東証要請前D
0.06
高成長産業D
0.13
ハイテク産業D

ある相関行列を用いた主成分分析を行って平均が５

各変数の記述統計量
Max
4
4
4
4.92
1
1
1
4.29
15.47
44.61
98.97
92.78
8.05
19
99.55
18.33
33.33
66.67
80.00
1
1
1
1
1

最終サンプルについて各変数の記述統計量を示している。変数の定義
は，表－１と同じである。なお，紙面の制約のため，一連の決算月D に
ついては割愛している。同一企業が最終サンプルに含まれる延べ回数
別の内訳は，延べ１回が17社，延べ２回が52社，延べ３回が763社である。また，最終サンプルにおいて同一企業の取締役会決議日が同じ
基本方針がマッチングされている延べ回数別の内訳は，延べ１回が410
社―年，延べ２回が560社―年，延べ３回が1,440社―年である。最終
サンプルの会計基準別の内訳は，連結・日本基準が2,068社―年，連結・米国基準が６社―年，個別・日本基準が336社―年である。

企業の財務報告志向が表象されているとみることのできる各言及の記述統計量は，表－２に示している。言及の種類によって言及が出現する企業
数は大きく異なる。また，財務報告見出しD ＝１

37

内部統制システムの構築に際する企業の積極性と財務報告志向が決算発表の適時性に与える影響―両者の交互作用効果に着目して―

記虎優子

数間の相関係数が0.5を超えるものはなかった（25）。

く， 前 者 の と き に 限 っ て 有 意 に 正 で あ っ た。

これらの変数のVIF（Variance Inflation Factor）

ORIENTED として財務報告本文D と財務報告見出は最大でも2.88なので，多重共線性はない。

しD を用いた場合の構築姿勢 の単純傾斜は，①財務報告本文D ＝０かつ財務報告見出しD ＝０とな

5.2

るとき，②財務報告本文D ＝１となるとき，③財

推定結果（１）式に含まれている交差項の係数推定値は，

務報告見出しD ＝１となるときの昇順により大き表－４に示している。構築姿勢 ×財務報告本文Dく， ③ の と き に 限 っ て 有 意 に 正 で あ っ た。

，

ORIENTED として財務報告志向度 を用いた場合

それ以外の交差項の係数推定値は有意に正であっの構築姿勢 の単純傾斜は，財務報告志向度 の値がたので，内部統制システムの構築に際する企業の大きいときほど大きく，財務報告志向度 の値が最積極性と財務報告志向の間には正の交互作用効果

大値となるときに限って有意に正であった。

（26）の係数推定値は有意傾向に留まったもののがあると認められる。ただし，ORIENTED とし

財務報告本文D と財務報告見出しD の単純傾斜て財務報告本文D と財務報告見出しD を用いた場

は，構築姿勢 の値が大きいときほど大きく，構築

合には，構築姿勢 ×財務報告見出しD の係数推定

姿勢 の値が当初のサンプルから最小値を取る企業

値の方が構築姿勢 ×財務報告本文D の係数推定値を除いて下位50％，75％，90%のときの３つのよりも大きかったものの，有意差まではなかった。

場合と，構築姿勢 の値が当初のサンプルから最小事 後 検 定 の 結 果 は， 表－ ５ に 示 し て い る。

値を取る企業を除いて下位25％，50％，75％，

ORIENTED として財務報告志向D を用いた場合の90%のときの４つの場合に，それぞれ有意に正で構築姿勢 の単純傾斜は，財務報告志向D ＝１のとあった。また，構築姿勢 の値を同じ値に固定したきの方が財務報告志向D ＝０のときよりも大きときには，財務報告見出しD の単純傾斜の方が財

表－４ （１）式に含まれている交差項の係数推定値
構築姿勢 ×
財務報告志向D

0.55(2.66) ***

κ1
κ2
κ3
Integration points
Wald χ2(30)σν

構築姿勢 ×
財務報告本文D

0.41(1.57) †構築姿勢 ×
財務報告見出しD

-0.90
1.38
9.26
26
256.58 ***
9.90

0.52
(1.95) *
-0.81
1.48
9.39
25
262.40 ***9.99

構築姿勢 ×
財務報告志向度

0.11(2.04) **

-0.89
1.39
9.31
25
259.68 ***10.01

最終サンプルを用いて（１）を推定した結果に基づいている。各変数の定義は表－１と同じである。
交差項について，上段に係数推定値，下段（ ）内にz値を示している。係数推定値の有意性検定に際しては，クラスター・ロバスト標準誤差を用いている。
＊＊＊
有意水準１％，＊＊有意水準５％，＊有意水準10％，†有意水準15％（１）式の推定に際してはIntegration pointsを変えて同様に推定することで，goodquadrature approximationを 確 認 し て い る。 ま た，mean and variance adaptive
Gauss-Hermite quadratureとStata’s modified Newton-Raphson algorithmを用いている。Davidon-Fletcher-Powell algorithmに替えて推定しても，得られた推定結果は大差なかった。なお，構築姿勢 ×財務報告見出しD の係数推計値と構築姿勢 ×財務報告
本文D の係数推定値の差は，0.11（z値=0.32）であった。また，紙面の制約のため交差項以外の係数推定値は割愛している。

38

社会情報学表－５
DEV EL の変数（構築姿勢 ）の単純傾斜
財務報告本文D ＝0かつ
財務報告志向D
財務報告志向D＝0のとき-0.04(-0.25)

＝1のとき

0.51
(2.66) ***財務報告見出しD ＝0のとき-0.04(-0.25)

第11巻２号2022

事後検定の結果

財務報告本文D財務報告見出しD

財務報告志向度

財務報告志向度

財務報告志向度

＝1のとき

＝1のとき

＝-0.51のとき
0.01(0.06)＝1.35のとき
0.22(1.43)＝4.29のとき
0.55(2.22) **0.37(1.49) †0.48(1.81) *ORIENTED の各変数の単純傾斜
財務報告志向D
構築姿勢 ＝-0.56のとき

構築姿勢 ＝0.30のとき

構築姿勢 ＝0.81のとき

構築姿勢 ＝1.16のとき

構築姿勢 ＝2.18のとき

財務報告本文D
構築姿勢 ＝-0.56のとき

構築姿勢 ＝0.30のとき

構築姿勢 ＝0.81のとき

構築姿勢 ＝1.16のとき

構築姿勢 ＝2.18のとき

財務報告見出しD構築姿勢 ＝-0.56のとき

構築姿勢 ＝0.30のとき

構築姿勢 ＝0.81のとき

構築姿勢 ＝1.16のとき

構築姿勢 ＝2.18のとき

財務報告見出しD －財務報告本文D構築姿勢 ＝-0.56のとき

構築姿勢 ＝0.30のとき

構築姿勢 ＝0.81のとき

構築姿勢 ＝1.16のとき

構築姿勢 ＝2.18のとき

財務報告志向度
構築姿勢 ＝-0.56のとき

構築姿勢 ＝0.30のとき

構築姿勢 ＝0.81のとき

構築姿勢 ＝1.16のとき

構築姿勢 ＝2.18のとき

0.39(1.01)

0.23(0.48)
0.81(1.47)
0.58(0.80)

0.17(1.52) †0.86(3.24) ***0.59(1.78)

1.14(4.80) ***0.79(2.81) ***1.26(3.26) ***0.67(1.38)

1.52(4.67) ***0.73(1.88) *0.26( 3.46) ***0.32(4.92) ***1.34(5.46) ***0.94(3.31) ***1.71(5.45) ***0.77(2.16) **0.36(5.64) ***1.90(5.27) ***1.35(3.23) ***2.23(5.38) ***0.88
1.89 *

0.47(5.36) ***上段には最終サンプルを用いて（１）式を推定した結果に基づいて求めた単純傾斜の推定値，下段（ ）内にはz値を示している。変数の定義は，表－１と同じである。有意性検定に際しては，クラスター・ロバスト標準誤差を用いている。ORIENTED としとして財務報告本文D と財務報告見出しDをともに用いた場合は，構築姿勢 の値を同じ値に固定したときのこれらの２変数の単純傾斜の差も示している。そして，この場合には，２変数の単純傾斜とその差について同時に３回検定を行う多重比較となるためHolm法により有意水準を調整している。なお，構築姿勢 の単純傾斜は，
ORIENTED の各変数のすべての観測値のときについて示している。ORIENTED の各変数の単純傾斜は，構築姿勢 の値が当初のサンプル全体の最小値，
当初のサンプルから最小値を取る企業を除いて下位25％，50％，75％，90%のときの５つの場合について左から順に示している。
＊＊＊
有意水準１％，＊＊有意水準５％，＊有意水準10％，†有意水準15％

務報告本文D の単純傾斜よりも大きく，構築姿勢

期待値のグラフ線は，財務報告志向度 の値を最小の値が当初のサンプルから最小値を取る企業を除値に固定した場合以外は顕著に右肩下がりにないて下位50％，75％，90%のときの３つの場合る。グラフ線は，財務報告志向度 の値をより大きには有意差があった。財務報告志向D や財務報告な値で固定したときほど全体的に低い。さらに，

志向度 の単純傾斜は，構築姿勢 の値が大きいとき

構築姿勢 の値が大きくなるとグラフ線間の乖離のほど大きく，構築姿勢 の値が当初のサンプル全体

程度も大きくなる傾向がある。したがって，内部の最小値のとき以外はすべて有意に正であった。

統制システムの構築に際する企業の積極性と財務

そして，交差項を構成するどちらか一方の変数の報告志向が，決算期末後45日超や50日超といっ値を単純傾斜を求めたときの各値に固定するととた適時ではない決算発表を回避することに相乗的もに交差項を構成するもう一方の変数以外の（１）に寄与すると言える。逆に，決算発表時期 の値が式の右辺に含まれている変数を統制したときの予

３または４となる調整済み確率の期待値のグラフ

測直線は，基本的に，交差項を構成するもう一方

線は，財務報告志向度 の値を最小値に固定した場の変数の観測値の範囲内では交差しておらず，こ合以外は顕著に右肩上がりになる。グラフ線は，のもう一方の変数の値が大きくなるほど求めた予財財務報告志向度 の値をより大きな値で固定した
ときほど全体的に高い。さらに，構築姿勢 の値が（27）

測直線間の乖離の程度は大きかった。

決 算 発 表 時 期 の 調 整 済 み 確 率 の 期 待 値 は，大きくなるとグラフ線間の乖離の程度も大きくな

ORIENTED として財務報告志向度 を用いた場合る傾向がある。したがって，内部統制システムのについてのみ図－１にグラフで示している。決算

構築に際する企業の積極性と財務報告志向が決算

発表時期 の値が１または２となる調整済み確率の期末後45日以内や30日以内といった実務上適当

39

内部統制システムの構築に際する企業の積極性と財務報告志向が決算発表の適時性に与える影響―両者の交互作用効果に着目して―

記虎優子

0 .2 0

財務報告
志向度

0.18

0 .1 8- 0 .5 1
1 .3 5
4 .2 9

財務報告
志向度

0.17

- 0 .5 1
1 .3 5
4 .2 90 .1 60.17

0.15

0 .1 50 .1 4P（決算発表時期 =2）P（決算発表時期 =1）

0.13

0.12

0 .1 00.13

0 .1 20.11

0.08

0 .1 00.07
0.09

0 .0 50 .0 80.03

0.07- 0 .5 6

0 .3 00 .8 1

1 .1 62 .1 8- 0 .5 6

0 .3 0構築姿勢

0 .8 1

1 .1 62 .1 8

構築姿勢

0 .7 0

財務報告
志向度

0.68

0 .2 5- 0 .5 1
1 .3 5
4 .2 9

財務報告
志向度

0.23

- 0 .5 1
1 .3 5
4 .2 90.22
0.67

0 .2 00.18

P（決算発表時期 =4）P（決算発表時期 =3）

0 .6 50.63

0.62

0 .6 00.17

0 .1 50.13

0.12

0 .1 0
0.58
0.08

0.57

0.07

0 .0 5

0 .5 50.03- 0 .5 6

0 .3 00 .8 1

1 .1 62 .1 8- 0 .5 6

0 .3 00 .8 1

1 .1 62 .1 8

構築姿勢

構築姿勢

図－１ 決算発表時期 が取り得る値ごとの調整済み確率の期待値
最終サンプルを用いて，またORIENTED として財務報告志向度 を用いて（1）式を推定した結果に基づいて，表－５に示した単純傾斜を求めた際の構築姿勢 と財務報告志向度 の値の組み合わせごとに決算発表時期 の調整済み確率の期待値を求めて，折れ線グラフを作成している。変数の定義は，表－１と同じである。
横軸の参照線は，左から順に，構築姿勢 の値が当初のサンプル全体の最小値，当初のサンプルから最小値を取る企業を除いて下位25％，50％，
75％，90%の値のときにそれぞれ対応している。各グラフの３つの折れ線は，財務報告志向度 のすべての観測値のときにそれぞれ対応している。

とを示している（29）。この結果，仮説は支持される。

もしくはより望ましいとされるような適時の決算発表を行うことに相乗的に寄与すると言える。このように，決算発表時期 の取り得る値ごとの調整

６

済み確率の期待値の推移は，仮説と整合的であった（28）。

おわりに

本稿では，内部統制システムの構築に際する企以上の検証結果は，企業が内部統制システムの業の積極性と財務報告志向が決算発表の適時性に構築に積極的であることや財務報告を重視してい相乗的に寄与することを実証的に示した。さらに，ることが決算発表の適時性に相乗的に寄与するここれら２つの企業特性が，決算期末後45日超や40

社会情報学第11巻２号

2022

50日超といった適時ではない決算発表を回避す析視点としてまた決算発表という情報現象

ることに相乗的に寄与する一方で，逆に決算期末を分析対象としてそれぞれ位置付けて，証後45日以内や30日以内といった実務上適当もし券市場における情報の伝達過程を実証的にくはより望ましいとされるような適時の決算発表

解 明 す る も の で あ る。 そ れ ゆ え， 正 村を行うことに相乗的に寄与することも明らかにし（2003）に従えば，本研究は社会情報学

た。このように，決算発表の適時性に相乗的に影に類する研究である。

響を及ぼす内部統制システムに係る企業特性を具（３）適時開示の表題に基づいて手作業でできる体的に解明したことが本稿の貢献である。

限り漏れなく収集している。

本稿で得られた証拠は，企業の自主的な姿勢や（４）決算日と基本方針についての適時開示に記認知が決算発表の適時性に影響を及ぼしており，載されている基本方針の制定ないし改定にかつその影響が相乗的であることを示している。

ついての取締役会決議日を比較することそれゆえ，制度的に要請なり規制なりによって必で，基本方針をマッチングしている。ただずしも直接的な対応を図らずとも決算発表の適時し，後に取締役会決議日を訂正する適時開性を確保し得ることが示唆されるわけであるから，示が公表されている場合には，訂正後の取内部統制に対する企業の意識改革を促すような何締役会決議日を用いている。

らかの施策が望まれる。内部統制に係るどの側面（５）本稿では，検証に必要な一部の変数の作成

が財務報告の適時性に相乗的に影響を与えているにあたって基本方針についての適時開示をのかをさらに解明することが今後の課題である。

利用しており，また財務データに基づく変数を決算期ごとに作成している。そのため，

謝辞

サンプルとした期間を通じて上場を継続し本研究は，JSPS科研費 JP19K02027の助成をており基本方針についての適時開示を行い受けたものです。

得る企業で，かつ決算期末現在において有効な基本方針をマッチングできた企業にサ

注

ンプルを限定する必要がある。ただし，平（１）内部統制とは，「事業体の取締役会，経営者

成17年制定会社法施行日よりも前に基本

およびその他の構成員によって実行され，業方針について適時開示していた企業もサン

務，報告およびコンプライアンスに関連する

プルに含めている。また，金融業の財務諸目的の達成に関して合理的な保証を提供す

表の勘定科目は一般事業会社とは大きく異るために整備された１つのプロセス」であるなっており，財務データに基づく変数を適（Committee of Sponsoring Organizations

切に作成できないため，金融業に該当しな

of the Treadway Commission, 2013＝ 八い企業にサンプルを限定する必要がある。

田・箱田監訳，2014）。

なお，検証に際して各企業の観察されない（２）正村（2003）は，社会情報学は情報現象

異質性（各企業固有の効果）をコントロー

に関する総合的で学際的な研究として組織ルするために，複数の決算期に係るパネルされるとして，分析視点と分析対象の両面

データを用いている。

か ら 情 報 を 捉 え て い る。 本 稿 は， 記 虎（６）基本方針についての適時開示回数からマッ（2017, 2018, 2021）と同様に，基本方チングされている基本方針の改定回数をう針についての適時開示という情報現象を分まく推定できるように，平成17年制定会

41

内部統制システムの構築に際する企業の積極性と財務報告志向が決算発表の適時性に与える影響―両者の交互作用効果に着目して―

記虎優子

社法により基本方針の決定が明文で義務付て い た と し て も， 遅 く と も ３ か 月 後 のけられてすぐの時期に着目する必要があ

2006年７月29日までには施行後初の取締る。さらに，基本方針を決定する必要が生役会を開催して基本方針を決定する必要がじたタイミングをサンプルとした企業間であったことによる（会社法の施行に伴う関同じくする必要がある。しかし，平成17係法律の整備等に関する法律の施行に伴う

年制定会社法の施行前にすでに基本方針の経過措置を定める政令14条，会社法363条

決定が明文により義務付けられていた委員２項）。

会等設置会社であった（商法特例法21条（７）当初のサンプルから変則決算に該当するの７第１項２号［平成17年法律87号廃止

13社についてのパネルデータ14社―年と前］）と確認できた企業は，サンプル候補

ROA の作成に必要なデータをデータベーには含まれていなかった。なお，平成17スから入手できなかった８社についてのパ

年制定会社法の施行前に委員会等設置会社

ネルデータ８社―年を順に除いた上でであったかどうかは，日経NEEDS-Cgesに

ROA の下位１％以下に該当すれば，ROA含まれている「委員会等設置フラグ」のデーの値が異常に小さいと判断している。なお，

タを利用するなどして，施行日からみて直ROA の値が著しく大きい場合はなかった

前に開催された定時株主総会の対象となるため上限の異常値処理はしていない。

事業年度の有価証券報告書記載ベースで判（８）下記の値がそれぞれ負となる場合に，債務断している。

超過であるとみなしている（連結優先かつ加えて，当該企業が基本方針について

日本基準優先で選択）。

行った１回目の適時開示から基本方針の改連結・日本基準の場合：純資産－新株予定についてである旨がすでに明示されてい約権－少数株主持分

ただし，ここでいうて何回目かの改定をしたときからしか適時「少数株主持分」は，2015年４月１日以開示していないと推定された167社につい後を期首日とする決算期の「非支配株主持てのパネルデータ196社―年をサンプルか分」に相当する。

ら除く必要がある。最後に，当該企業が基連結・米国基準の場合：資本金＋資本剰

本方針について行った１回目の適時開示に余金＋利益剰余金＋その他の包括利益累計

おいては基本方針の改定についてである旨

額－自己株式がたとえ明示されていなくても取締役会決

個別・日本基準の場合：純資産－新株予議日が2006年７月30日以降となっていて約権最初の基本方針を設定したとみるには決議（９）尤度比検定（likelihood-ratio test）では，日が遅すぎる38社についてのパネルデー

どの検証式についても各企業の観察されな

タ65社―年も除く必要がある。これは，い異質性（各企業固有の効果）の分散はゼ

平成17年制定会社法の施行前に委員会等ロであるとの帰無仮説を１%水準で棄却し設置会社（商法特例法１条の２第３項［平たため，プールドモデルよりもランダム効

成17年法律87号廃止前］）ではなかった大果モデルが支持される。

会社である取締役会設置会社は，平成17（10）決算日から通期の決算発表日までの日数差

年制定会社法の施行に伴いたとえ施行日前がたとえ同じであっても決算発表時期 の値

日の2006年４月30日に取締役会を開催しが変わる場合と変わらない場合とでは決算

42

社会情報学第11巻２号

2022

発表の早期化要請の観点からは決算発表の（16）DEVELとORIENTED の各変数の単純傾斜

適時性の程度は大きく異なるから，順序尺

は，（１）式の被説明変数であるロジット度を用いることが望ましい。なお，上場会に対する限界効果を示すにとどまるためで社の通期の決算発表は「決算期末後30日ある。

（決算期末が月末である場合は翌月）」以（17）標準偏差が小さい変数は測定の信頼性を内に行うのがより望ましく，「決算期末後高めることには寄与しないため，こうした45日（決算期末後45日目が休日である場

変数の主成分負荷がより小さくなる分散共合には翌営業日）」以内に行うのが適当で分散行列を用いた主成分分析の方が相関行あるとされている。また，「決算期末後50列を用いた主成分分析よりも好ましい性質

日（決算期末後50日目が休日である場合を有しているとされる（村上ほか，1999）。

はその翌営業日）」を超えて決算発表をす（18）（１）式の推定に際してDEVEL として改定

る場合にはその理由などを開示するよう要

経験済み回数 を用いると多重共線性が強く請されている。

懸念されたため，定量化の方法を工夫して（11） 交 差 項 の 係 数 は 定 数 を 付 加 し て 変 数 をいる。

rescaleし て も 変 化 し な い（Aiken et al.

（19）本稿では，次の２つの点で記虎（2021）

1991, pp.28-31）。そのため，交差項を構

よりも企業の財務報告志向の定量化の方法

成する変数のうち構築姿勢 と財務報告志向を改善している。まず，機械コーディング

度 は正負両方の値を取り得るが，交差項のを行うことで，テキスト分析の客観性と信係数の符号の解釈には影響を及ぼさない。

頼性をより確保している。次に，企業の財（12）後述のように，財務報告見出しD ＝１とな

務報告志向が表象されているとみることのるときの方が財務報告本文D ＝１となるとできる言及が単に基本方針の中で出現してきよりも企業が財務報告を重視している度いるかどうかだけでなく，基本方針のどこ合いが強いと解釈できるためである。

で出現しているのかも加味している。

（13）単純傾斜（Aiken et al., 1991, p.12）は，（20）認知的組織科学では，企業の言語資料に交差項を構成する２変数のうち一方の変数

は企業の認知が表象されているので，逆にの値を固定したときにもう一方の変数が被企業の言語資料の内容を分析することで企説明変数に及ぼす限界効果を示している。

業の認知を可視化することができるとされ交互作用効果が有意に認められても，交差ている（喜田 2007）。会社法下において項を構成する一方の変数が取る値によって明文で列挙されている基本方針として定めもう一方の変数の単純傾斜が有意に変化す

なければならない事項（会社法348条３項

ることを意味するだけで，単純傾斜の大き

４号，362条４項６号，399条の13第１項

さや有意性は一定でないためである。

１号ロハ，416条１項１号ロホ，会社法施（14）構築姿勢 が右に歪んだ分布となっている

行 規 則98条，100条，110条 の4,112条）

ことを踏まえ，これらの５つの値を選定しには財務報告に係る事項は含まれていないている。

ので，基本方針の中で財務報告について何（15）後述のように，①～③の昇順に企業が財らかの言及を自発的にしていれば，企業が務報告を重視している度合いがより強いと内部統制システムの構築に際して財務報告解釈できるためである。

を重視していることが基本方針に表象され43

内部統制システムの構築に際する企業の積極性と財務報告志向が決算発表の適時性に与える影響―両者の交互作用効果に着目して―

記虎優子ているとみることができる。さらに，本稿

か②財務報告本文D と財務報告見出しD ででは基本方針の決定が平成17年制定会社

ある場合には，求めた予測直線がこれらの法により明文で義務付けられてすぐの時期

変数の観測値の範囲内で交差していた。しの基本方針に着目することで，他社の基本

かし，これらの変数はいずれもダミー変数

方針についての開示動向の影響を受けて基であるので，観測値としては０か１の２値

本方針の内容が単なる表向きのものとなっしか取らず，交差点はこれらの変数の値がてしまう可能性も極力排除されている。

それぞれ①0.08と②0.08ないし0.10のと（21）基本方針の改定部分のみが開示されていきで極めて零に近かったため，実質的にはる場合には，それ以外の部分についてはす

交差していないとみて差し支えない。なお，

でに適時開示されている直近の基本方針の予測直線のグラフは割愛している。

内容を引き継いでいるとみなして言及の出（28）ORIENTED として財務報告志向D を用い

現の有無を識別している。また，言及全体た場合や財務報告本文D と財務報告見出し

が別の言及に完全に包摂されている場合にD をともに用いた場合の決算発表時期 の調は，重複して出現しているとは識別してい整済み確率の期待値のグラフは割愛していない。さらに，同じ言及が同一の基本方針

るが，これらの場合にも調整済み確率の期の中で繰り返し出現している場合と１回し待値の推移は仮説と整合的であった。

か出現していない場合を区別していない。

（29）本稿では，企業の財務報告志向が表象さ（22）ただし，財務報告志向度 は，①財務報告

れているとみることのできる言及が基本方

志向D ＝０かつ財務報告見出しD ＝０のと針のどこで出現しているのかを加味して企き（＝－0.51），②財務報告志向D ＝１か業の財務報告志向を定量化している。しかつ財務報告見出しD ＝０のとき（＝1.35），

し，言及がどこで出現しているのかではな③財務報告志向D ＝１かつ財務報告見出し

くどの言及が出現しているのかが企業が財

D ＝１のとき（＝4.29）にそれぞれ対応す

務報告を重視していることを一層強く（まる３値のみを取る。

たは一層弱く）表象している可能性を否定（23）各変数の中央値やダミー変数の値が１とできない。そこで，財務報告志向D ＝１となる企業の割合は表－３から割愛している。

なる企業のうち財務報告本文D ＝１となる（24）改定経験済み回数 ＝０かつ最大改定回数 ＝

企業群の１つ以上の企業と財務報告見出し

０で構築姿勢 の最小値をとる企業は，最終D ＝１となる企業群の１つ以上の企業に共サンプルの59.79％に相当する1,481社―

通して出現している（11種類のうち１つ年である。

以上の）言及だけが出現している企業（3464（25）変数間の相関係数を示した表は割愛して4社―年）を残して同様に検証を行った。こいる。

のサブサンプル（811社についてのパネル（26）交互作用効果の検出力は一般的に低いの

データ2,331社―年）では出現する言及ので（VanderWeele, 2015, 283）
，有意傾向

種類数は両群で同じであるから，言及が基であっても実質的には有意であるとみて差本方針のどこで出現しているのかをより反し支えない。

映して，企業の財務報告志向が定量化され（27）ただし，値を固定していない交差項を構ていることになる。そして，サブサンプル

成するもう一方の変数が①財務報告志向Dを用いても最終サンプルを用いたときとほ

44

社会情報学第11巻２号

2022

Auditing 18（2）, pp.139-154.

ぼ同様の推定結果が得られたことから，検証結果は特定の言及の出現に影響を受けて

喜田昌樹（2007）『組織革新の認知的研究―認知おらず頑健である。なお，この場合の推定

変化・知識の可視化と組織科学へのテキストマ

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