証券経済研究第120号（2022.12）

企業の社会的責任（CSR）活動と社債の負債コスト
向

要

真

央

旨

本稿の目的は，企業の社会的責任（Corporate Social Responsibility: CSR）活動が日本の社債市場でどのように評価されているのかを明らかにすることである。企業の CSR 活動が株式市場においてどのように評価されているのかについては，海外のみならず日本でも先行研究によって調査されており，知見が蓄積されてきている。しかしながら，日本の社債市場を対象に分析を行っている研究は，筆者の知る限りまだ見当たらない。本稿では，日本の社債市場を対象に企業の CSR 活動と利回りスプレッドの関連性を実証的に分析することで，CSR 活動に関する情報が社債の負債コストの決定要因となっているのかどうかを検証した。実証分析の結果，CSR 活動の評価と社債の利回りスプレッドとの間にはマイナスの関連性が観察された。このことは CSR 活動に積極的（消極的）である
企業ほど，社債の負債コストは減少（増大）する傾向にあることを意味する。企業の CSR 活動に関する情報が社債の負債コストの決定要因となっていることが示唆された。
キーワード：社債市場・CSR・ステークホルダー理論・負債コスト・実証分析

目
1 ．はじめに

次
4.2

記述統計量と相関係数

2 ．先行研究のレビューと仮説の構築

5 ．実証分析の結果

3 ．リサーチ・デザイン

6 ．追加分析の結果

3.1

分析の概要

7 ．おわりに

3.2

リサーチ・デザイン

参考文献

4 ．サンプル選択と記述統計量
4.1

サンプル選択79

企業の社会的責任（CSR）活動と社債の負債コスト

うに評価されているのかについては依然として

1 ．はじめに解明されていない。社債市場において CSR 活動が重要な企業の取り組みであると認識されて本稿の目的は，企業の社会的責任（Corporate

いるのであれば，CSR 活動に関する情報が社

Social Responsibility: CSR）活動が日本の社債債の発行条件に影響を及ぼしているであろう。

市場でどのように評価されているのかを明らか

そこで本稿では，日本の社債市場を対象に企業にすることである。近年，市場原理主義に基づの CSR 活動と利回りスプレッドの関連性を実いた企業行動が行われる中で，企業行動と社会証的に分析することで，CSR 活動に関する情の利益の不一致があらわになっており，「市場報が社債の負債コストの決定要因となっているの失敗」が国際的な課題として顕在化してきてのかどうかを調査していく。

いる（橋村，2016）。ここでいう社会とは利害事実上，日本では信用格付が BB 以下である

関係者を意味しており，広義では地球環境にあ

社債（投資不適格債）は発行されておらず，米たり，狭義では株主に相当する（橋村，2016）。

国のようなハイ・イールド債市場は存在していこうした背景のもと，今日の企業には営利を追ない。先行研究（Easton, Monahan, and Vas-

求し利益を最大化させることだけではなく，vari, 2009）では，企業に関する情報が社債市「経済」・「社会」
・「環境」の 3 つの側面に焦点

場で評価される場合，その情報の利用はデフォをあてたトリプル・ボトムラインを意識した経

ルト・リスクの高い企業でより高まることが知営を行うことが求められている。

られる。したがって，ハイ・イールド債市場を

本稿で取り上げる CSR 活動は，この「社会」

含む米国の社債市場と比べて，日本の社債市場と「環境」の側面を捉えた企業行動の 1 つであ

では企業に関する情報が社債の利回りに与えるるといえる。株式投資家が企業の CSR 活動を

影響力は相対的に低くなるであろう。このようどのように評価しているのかについては，海外な特徴をもつ日本の社債市場においても，CSR

のみならず日本でも調査されており，CSR 活

情報が利回りの決定要因として利用されている動に対して株式市場がポジティブに反応していという証拠を提示できた点に本稿の貢献があるという結果とそうとは言い切れないという結る。

果の両方が観察されている。たとえば，伊藤

本稿の構成は以下の通りである。次節では先（2016）では，CSR 活動への取り組みが高く評

行研究のレビューと仮説の構築を行い，第 3 節

価されている企業で，株式リターンがより高くではリサーチ・デザインについて説明する。第なっていることが明らかにされている。かた4 節では，サンプル選択と記述統計量について

や， 湯 山・ 白 須・ 森 平（2019） で は，ESG 開述べる。第 5 節では実証分析の結果について提示に積極的な企業で，株式超過収益率が得られ示し，第 6 節では追加分析の結果を示す。最後

るとはいえないという証拠が提示されている。

の第 7 節では，本稿の総括を行う。

このように CSR 活動に対する日本の株式市場の評価については知見が蓄積されてきている
一方で，CSR 活動が日本の社債市場でどのよ

80

証券経済研究第120号（2022.12）

ホルダーとより良好な関係性（消費者満足度の向2 ．先行研究のレビューと仮説の構築

上，サプライヤーとの好条件な契約の締結，税金の優遇など）を構築することができる（Huang,
Hu, and Zhu, 2018）。この関係性は企業の収益固定的な請求権を有している社債投資家は，（費用）の増加（減少）に寄与すると考えられ約束の期日に元本を取り戻し，その間に生ずるるため，CSR 活動に積極的に取り組む企業のすべての利息を確実に回収する必要があるた

財務リスクは低下する公算がある2。

め，企業の財務リスクに強い関心を寄せている
1

また，CSR 活 動には「 保 険 的」
（insurance-（Easton, Monahan, and Vasvari, 2009）。しlike）な資産として評価されることによって，財たがって，社債投資家が投資意思決定の判断を

務リスクを安定させる効果もある（Huang, Hu,

行う場合，社債発行企業の財務リスクを推定

and Zhu, 2018）。たとえば，企業にまつわるネ

し，それに応じたプレミアムを要求しているでガティブなイベントが発生してしまったとしてあろう。すなわち，社債発行企業が負担する負も，積極的に CSR 活動を行っている評判の良債コストは主に財務リスクに依拠して決定されい企業はそれほど非難や罰則を受けないであろていると考えられる。

う。反対に，評判の悪い企業は，評判の良い企

企業の CSR 活動が社債市場でどのように評業と比べて訴訟される可能性が高い上に，訴訟価されているのかについては，海外の先行研究となった際にはより厳しい罰則が課される傾向（Oikonomou, Brooks, and Pavelin, 2014 ; Geにあると考えられる。罰則として企業に多額のand Liu, 2015 ; Huang, Hu, and Zhu, 2018）

罰金が課された場合，その支払いにより企業ので検証されており，概ねステークホルダー理論

財務リスクは上昇してしまうことになるし，一を支持する結果が得られている。ステークホル

層その企業の評判は悪くなってしまう。Hong

ダー理論とは，「企業が株主の要求だけを満たand Kacperczyk（2009）では，CSR に消極的すのではなく，潜在的に企業業績に影響を与えな企業ほどより高い訴訟リスクに晒されている

る他のステークホルダーに配慮することで，財ことが示されている。

務パフォーマンスを向上させることができる」という理論である（Freeman, 1984）。

さらに，利払い意欲（willingness to pay interest）の観点からも，積極的に CSR 活動を行っ

ステークホルダー理論に依拠して考えた場ている企業は責任ある企業とみなされ，社債投合，CSR 活動は企業の評判（corporate repu-

資家からより高い信頼性を獲得している公算がtation）に影響を与えることによって，財務リある（Huang, Hu, and Zhu, 2018）。これらのスクと間接的に関連すると考えられる（首藤・議論にしたがえば，社債投資家は CSR 活動に増子・若園，2006）。企業は CSR 活動に積極的

積極的（消極的）である企業ほど，デフォルに取り組み，良い評判を得ることで，ステーク

ト・リスクが低い（高い）と評価するため，当1 固定的な請求権とは，社債発行から償還までの期間において，確定した利息と元本が得られる権利のことである。
2 McGuire, Sundgren, and Schneeweis（1988）は CSR 活動に積極的な企業ほど，財務リスク（負債比率）が低下する傾向にあることを明らかにしている。

81

企業の社会的責任（CSR）活動と社債の負債コスト

該企業の社債に対して要求するプレミアムを引ほど，社債の負債コストは減少（増大）き下げる（上げる）であろう。結果として，する

CSR 活動に積極的（消極的）である企業の負3 ．リサーチ・デザイン

債コストは減少（増大）する公算がある。
Oikonomou, Brooks, and Pavelin（2014）
は米国企業の社債を対象に，企業の社会的活動と負債コストの関連性について調査している。

3.1

分析の概要

その結果，地域社会に向けた取り組みや製品の図表 1 は，本稿で実施する分析の概要につい安全性やその質の向上によって，社債の負債コて図示したものである。CSR データは，毎年ストは減少することが示された。Ge and Liu

11月下旬に発行される『CSR 企業総覧（ESG（2015）は，CSR の強みが増すほど（懸念が高編）』（東洋経済新報社）より入手しているた

まるほど），社債の発行時に要求される負債コ

め，11月末時点の情報を t 年度の CSR データ

ストが減少（増大）する傾向にあることを明らとして利用する。本稿では CSR 活動が社債のかにしている。さらに Huang, Hu, and Zhu

負債コストに及ぼす影響を調査するため，12月（2018）は，中国企業の社債を対象に分析を行

1 日から t 年度の期末までに発行された社債とい，CSR の評価が高い（低い）企業ほど，社

t 年度の CSR データを対応させ，t 年度の期首

債の負債コストは減少（増大）する傾向にあるから11月30日までに発行された社債には t－1という証拠を提供した。

年度の CSR データを対応させている。すなわ

以上のことから，日本の社債市場を対象とし

ち，社債発行時点で入手可能な CSR データにた場合も，企業の CSR 活動が積極的（消極的）依拠して，社債の発行条件が決定されているこであるほど社債の負債コストは減少（増大）すとを仮定した分析を実施する。

る傾向にあり，両者の間にはマイナスの関連性

また，財務情報については，t 年度の社債発が観察されると予測される。よって次のような行時点で入手可能な直近（t－1年度）の情報を仮説を構築する。

用いている。ただし，財務情報が一般に公表さ仮説：CSR 活動に積極的（消極的）な企業
図表 1

82

れるのは有価証券報告書が公表される決算年度
分析の概要

証券経済研究第120号（2022.12）

末の約 3 カ月後であるため，t－1年度末 3 カ月

用」，
「社会性」および「企業統治」の分野ごと

後以内に発行された社債については t－2年度に評価した格付と得点が掲載されている4。各分の財務情報を利用する。

野の格付は AAA，AA，A，B，C の 5 段階で3.2評価されており，AAA（C）の格付を得た企業

リサーチ・デザイン

は CSR 活動の取り組みに最も積極的（消極的）

本稿では，CSR 活動と社債の負債コストのであることを意味している。また，実証分析を

関連性を調査するために，以下⑴式を推定す

行 うた め に AAA に は 5 を，AA に は 4 を，Aる。

には 3 を，B には 2 を，C には 1 を割り当てる
ことで，格付を数値化する処理を施している。

Yspreadi,j,t＝β0＋β1CSRi,t＋β2BMi,t－1

得点は各分野の上位に限定して公表されてお＋β3ROAi,t－1＋β4leveragei,t－1

り，100点満点で表されている。

＋β5assetsi,t－1＋β6tangibilityi,t－1

本稿では，以下の⑵式と⑶式で示されるよう＋β7INCRi,t－1＋β8CRi,t－1に，「環境」，「人材活用」，「社会性」および＋β9regulatedi,t－1＋β10bondsizei,j,t「企業統治」の分野に付された格付と得点をそ＋β11maturityi,j,t＋β12ratingi,j,t

れぞれ合計した値を CSR 格付（CSR_rating）＋yeardum＋industrydum＋εi,j,tと CSR 得点（CSR_score）として利用している。CSR_score は「 環 境 」，「 人 材 活 用 」，「 社⑴

会性」および「企業統治」の全分野で得点が表
ここで i は企業，j は社債，t は年度を表す。

示されている企業を対象に計算されている。実

本稿で使用する変数の定義の詳細は，図表 2 に

証分析においては CSR_rating あるいは CSR_

まとめられている。被説明変数は社債の負債コ

score の う ち， ど ち ら か 1 つ の 変 数 を ⑴ 式 のストを代理する利回りスプレッド（Yspread）

CSR 変数に代入して分析を行う。

である。利回りスプレッドは，社債のデュレーションと当該社債の発行日における国債のデュ
レーションを計算し，社債の利回りとデュレー

CSR_ratingi,t＝E_ratingi,t＋H_ratingi,t＋S_ratingi,t＋C_ratingi,t

⑵

ションが近似する国債の利回りの差額として計算されている3。
また，検証する変数は企業の CSR 活動の評

CSR_scorei,t＝E_scorei,t＋H_scorei,t＋S_scorei,t＋C_scorei,t⑶

価 を 捉 え る CSR 変 数 で あ る。CSR 変 数 は，『CSR 企業総覧（ESG 編）』の CSR 評価に基づ

さらに，社債の負債コストに影響を及ぼすと

い て 計 算 さ れ る。
『CSR 企 業 総 覧（ESG 編 ）』考えられるコントロール変数を Shuto, Kitaga-に は， 企 業 の CSR 活 動 を「 環 境 」，「人材活wa, and Futaesaku（2017）や Huang, Hu, and

3 社債の利回りスプレッドの計算方法について，詳しくは向・乙政（2021）を参照されたい。
4 『CSR 企業総覧（ESG 編）』に掲載されている CSR データは，東洋経済新報社によるアンケート調査の結果に基づいて作成さ
れている。

83

企業の社会的責任（CSR）活動と社債の負債コスト
図表 2
変

変数の定義

数

定

義

Yspread

社債発行時の利回りスプレッド（＝社債利回り－デュレーションが近似した国債の利回り）

E_rating「環境」分野に付された格付

H_rating「人材活用」分野に付された格付

S_rating「社会性」分野に付された格付

C_rating「企業統治」分野に付された格付

E_score「環境」分野に付された得点

H_score「人材活用」分野に付された得点

S_score「社会性」分野に付された得点

C_score「企業統治」分野に付された得点

CSR_rating

CSR 格付（⑵式から得た測定値）

CSR_score

CSR 得点（⑶式から得た測定値）

BM

簿価時価比率（＝自己資本／株式時価総額 ）ROA

ROA（＝税金等調整前当期純利益／期首資産合計）

leverage

負債比率（＝負債合計／資産合計）

assets

企業規模（＝資産合計の自然対数）

tangibility

有形固定資産（＝有形固定資産／資産合計）

INCR

インタレスト・カバレッジ・レシオ（＝税金等調整前当期純利益／支払利息）CR

流動比率（＝流動資産／流動負債）

regulated

規制産業ダミー（＝企業が電気・ガス業に属していれば 1 ，それ以外なら 0 を設定したダミー変数）

bondsize

社債発行規模（＝社債の発行額（億円）の自然対数）

maturity

償還期間（＝社債の償還期間（年）の自然対数）

RIrating

信用格付スコア（＝ AAA に19を，AA＋に18を，AA に17を，AA－に16を，A＋に15を，
A に14を，A－に13を，BBB＋に12を，BBB に11を，BBB－に10を，BB＋に 9 を，BB に
8 を，BB－に 7 を，B＋に 6 を，B に 5 を，B－に 4 を，CCC に 3 を，CC に 2 を，C に 1を割り当てた値）

rating

信用格付（＝信用格付スコア（RIrating）を被説明変数に，CSR 変数を説明変数に挿入した回帰モデルを推定し，そこから得た残差の値）

Zhu（2018）に依拠して組み入れている。具体の 信 用 格 付 で 代 理 し て い る が，RI は 企 業 の的には，企業特性をコントロールする変数とし

CSR 活動を評価要因の 1 つとして信用格付をて BM，ROA，leverage，assets，tangibility，

決定している可能性がある。その場合，信用格

INCR，CR，regulated を加え，社債特性をコン

付をそのまま回帰式に含めることは，回帰式のトロールする変数として bondsize，maturity，

推定に多重共線性の問題を生じさせることに

rating を⑴式に加えている。

なってしまう。この問題に対処するために，信rating は格付投資情報センター（以下，RI）

84

用格付をスコア化した変数である信用格付スコ

証券経済研究第120号（2022.12）

ア（RIrating）と検定する CSR 変数をそれぞ

済新報社）と『株価 CD-ROM』（東洋経れ被説明変数と説明変数に設定した回帰式を推済新報社）に収録されていない企業によっ定し，そこで得られた残差を信用格付の変数て発行された社債（rating）として分析に利用する。この処置を③銀行業，証券・商品先物取引業，保険業，行うことで，rating は CSR 活動の影響を除い

その他金融業に属する企業によって発行さた信用格付の情報を捉えることができていると

れた社債

5

考えられる 。
最後に，yeardum と industrydum を⑴式に挿入している。yeardum は年度ダミー変数であり，industrydum は証券取引所が定める業種分類に基づく業種ダミー変数である。なお，本④年度決算の決算月数が12カ月ではない企業
によって発行された社債⑤必 要な CSR データが欠損する企業によって発行された社債⑥必要な財務情報あるいは株価データが欠損

稿では CSR に関する変数，信用格付に関するする企業によって発行された社債変数およびダミー変数を除いたすべての変数に⑦必要な社債データが欠損する社債

対して上下 1 ％でウィンソライゼーションを⑧ RI から信用格付が付されていない社債行っている。
その結果，763社債が最終サンプルとして

4 ．サンプル選択と記述統計量

残った7。年度別の社債数をみると，2016年は19社債，2017年は216社債，2018年は221社債，

4.1

サンプル選択2019年は272社債，2020年は35社債である8。本稿の分析で利用する社債データは，『公社債発本稿で分析対象とする社債は，2016年 4 月か行銘柄一覧』（日本証券業協会）から入手してら2020年 3 月までの間に発行された公募普通社

おり，国債データは財務省の『国債金利情報』

6

債である 。ここから，以下のような社債をサから取得する。CSR データは『CSR 企業総覧

ンプルから取り除いている。

（ESG 編）』から手作業で入手している9。財務
データと株価データは，それぞれ東洋経済新報①『CSR 企業総覧（ESG 編）』に収録されていない企業によって発行された社債

社の『財務データ・ダイジェスト版』と『株価CD-ROM』から取得している。

②『 財務データ・ダイジェスト版』（東洋経5 信用格付けの代理変数として RIrating を用いた場合も，本稿で得られた結果に変化はないことを確認している。
6 『CSR 企業総覧（ESG 編）』は2016年に発行された2017年度版から年に 1 度の頻度で毎年発行されているため，本稿は調査期間の初年度を2016年に設定している。
7 本稿では，CSR 活動と社債の負債コストの関連性に着目しているため，企業が適用する会計基準については考慮していない。
なお，サンプルを日本の会計基準を適用する企業に限定した場合も，本稿で得られた分析結果と同様の結果が得られることを確認している。
8 2016年（2020年）の社債数は，『CSR 企業総覧（ESG 編）』の発行から約 1 ⑷カ月の間に発行された社債に限られるため，少なくなっている。
9 『CSR 企業総覧（ESG 編）』については，2017年度版から2020年度版までのものを利用している。

85

企業の社会的責任（CSR）活動と社債の負債コスト
図表 3
変

数

Yspread（％）
CSR_rating
CSR_scoreBM
ROA
leverage
assetstangibility
INCR
CR
regulatedbondsizematurity
RIrating

記述統計量

観測値数

平均値

標準偏差

最小値

Q1

中央値

Q3

最大値

763
763
721
763
763
763
763
763
763
763
763
763
763
763

0.347
17.726342.020
0.976
0.065
0.623
13.7260.472
25.204
1.305
0.284
4.947
2.227
14.7690.118
2.504
41.197
0.398
0.104
0.153
1.028
0.242
39.168
0.652
0.451
0.551
0.660
1.548

0.092
7.000
80.0000.126－0.0110.220
11.2740.028－9.035
0.449
0.000
3.912
0.693
11.0000.270
17.000333.500
0.692
0.025
0.518
13.022
0.264
5.041
0.705
0.000
4.605
1.609
14.0000.332
18.000348.400
0.965
0.047
0.636
13.6890.455
10.977
1.265
0.000
4.605
2.302
15.0000.411
20.000363.200
1.239
0.064
0.733
14.4120.725
26.126
1.681
1.000
5.298
2.708
16.0000.735
20.000389.700
1.996
0.646
0.895
16.4690.819
203.609
3.593
1.000
6.551
3.912
18.000（注） 各変数の定義については図表 2 を参照。

4.2

記述統計量と相関係数も投資不適格債が含まれていない。
図表 4 にはピアソンの積率相関係数について

図表 3 には，各変数の記述統計量を示したも表示されている。なお， 5 ％水準で有意な相関のである。利回りスプレッド（YSpread）の平係数については太字で示されている。YSpread

均値は0.347％となっている。日本で発行されと CSR_rating（CSR_score）の相関係数は－0.216

る社債には，国債の利回りに平均して約0.35％（－0.284）であり，どちらも統計的に有意となっ上乗せした利回りが設定されていることが示さている。CSR 格付や CSR 得点と社債の負債コれた。

ストとの間にはマイナスの相関関係が観察され

CSR 活動を表す変数をみていくと，CSR 格付ており，CSR 活動に積極的な企業ほど，要求（CSR_rating）の 平 均 値 は17.726で ある。CSR

される社債の負債コストは低い傾向にあること

格付は 4 分野に付された格付を合計した値としが示された。

て計算されているため， 1 分野あたりの平均格

CSR_rating と CSR_score との間の相関係数は付が 4 （AA）以上であることがわかる。CSR

0.925であり，非常に高いことが示されている。

得点（CSR_score）の平均値は342.020となってCSR_rating と CSR_score を回帰式に同時に組いる。

み入れて推定した場合，多重共線性の問題が生信用格付（RIrating）の最小値は11.000であじることが予想されるため，本稿ではそれらのり，これは RI の BBB 格に相当する。上述し変数をそれぞれ別の回帰式で推定する。その他

たように，日本には米国のようなハイ・イールの説明変数間の相関係数はさほど高くなっておド債市場は存在しておらず，本稿のサンプルにらず，多重共線性の問題は発生しないと考える10。

10 VIF 値を計算したところ，VIF 値が10以上を示す変数は観察されなかった。この結果から，本稿の分析で用いる回帰式において，多重共線性の問題は深刻ではないと考える。

86

証券経済研究
図表 4
変数① Yspread

①

②

③

④

⑥

相関係数
⑦

⑧

⑨

⑪

⑫

⑬

⑭

1.000

－0.284

0.925

1.000

④ BM

0.068

0.030

0.082

⑤ ROA

0.145 －0.045 －0.174 －0.238⑥ leverage

0.118 －0.075 －0.097

1.000

0.222 －0.179⑧ tangibility－0.119 －0.071

0.039⑨ INCR－0.0390.073 －0.297

0.324 －0.575

0.183 －0.368

1.000

⑩ CR

－0.041 －0.020 －0.004 －0.208

0.077 －0.704

0.069 －0.610

0.419⑪ regulated－0.053

0.006

0.006

⑫ bondsize

0.012

0.212

0.236 －0.045⑬ maturity

0.200 －0.001 －0.040 －0.036 －0.111

0.059

0.285

0.228 －0.398

1.000－0.274－0.447

0.342

1.000

⑦ assets⑭ RIrating

⑩

1.000

② CSR_rating －0.216③ CSR_score⑤

第120号（2022.12）

0.066 －0.182

0.178 －0.220

0.339 －0.259

1.000

0.552 －0.126

0.610 －0.241

0.129 －0.074

1.000
1.000

0.643 －0.340 －0.501

0.372 －0.058

1.000

0.145 －0.005

0.035

1.000

0.125

0.100

0.267 －0.210 －0.208

0.099－0.2021.000

0.294 －0.051 －0.107 －0.231

0.583

0.166

0.077

0.290

0.259

0.060

0.045

1.000

（注） 左下三角行列はピアソンの積率相関係数である。 5 ％水準で有意な相関係数については太字で示されている。また，各変数の定義については図表 2 を参照。

減少（増大）していく傾向にある。

5 ．実証分析の結果

これらの結果は，仮説 1 を支持しており，ス
テークホルダー理論を裏付ける証拠である。日図表 5 には，回帰式⑴を最小二乗法で推定し本の社債市場において，CSR 活動に関する情た結果が表示されている。t 値の算出には，企報と利回りスプレッドとの間に有意な関連性が業を単位としたクラスター頑健手法に基づく標確認された。CSR 活動に対する企業の取り組

準誤差を利用している。また紙幅の都合上，年みは発行利回りを決定する 1 つの要因となって度ダミー（yeardum）と産業ダミー（industrydum）

おり，CSR 活動に積極的（消極的）である企に関する結果は省略している。

業ほど負債コストは減少（増大）することが示

まず，CSR 格付と社債の負債コストとの間唆された。

の関連性についてみていく。コラム⑴で示され最後に，図表 5 に表示されるコントロール変

る CSR_rating の係数は予測符号通り－0.0081

数の分析結果について述べていく。ROA の係数である。その t 値は－3.79と高く，統計的に 1 ％はプラスの値で，統計的に有意となっている11。

水準で有意となっている。次に，CSR 得点と社

leverage の係数はプラスの値であり， 5 ％水準

債の負債コストとの間の関連性についてコラム

で統計的に有意である。負債比率が高い企業ほ⑵で示された結果を観察する。CSR_score の係

ど，社債の負債コストは増大していく傾向にあ数は予測符号通りに－0.0006であり，統計的にる。tangibility の係数はマイナスの値であり，1 ％水準で有意となっている。企業の CSR 格

5 ％水準で統計的に有意である。regulated に付や CSR 得点が高く（低く）なるにつれて，ついては，コラム⑴で示された係数は－0.1320

当該企業が発行する社債に設定される利回りはで統計的に有意であるが，コラム⑵では0.090

11 Shuto, Kitagawa, and Futaesaku（2017）では，企業の収益性が高くなるほど社債の負債コストは減少していく傾向にあることが観察されており，本稿で得られた結果と整合的ではない点に留意が必要である。

87

企業の社会的責任（CSR）活動と社債の負債コスト
図表 5

重回帰分析の結果

予測符号
Constant
CSR_rating（－）

CSR_score

（－）

BM
ROA
leverage
assetstangibility
INCR
CR
regulatedbondsizematurity
ratingyeardum
industrydum
Adjusted R2
観測値数

⑴

⑵

0.3010＊＊（2.60）－0.0081＊＊＊（－3.79）0.1653（1.50）－0.0041（－0.25）0.1051＊＊（2.44）
0.1399＊＊（2.27）－0.0104（－1.48）－0.0911＊＊（－2.10）－0.0001（－1.06）0.0054（0.61）－0.1320＊＊＊（－4.37）0.0409＊＊＊（4.99）
0.0790＊＊＊（8.64）－0.0350＊＊＊（－5.95）－0.0006＊＊＊（－4.60）－0.0097（－0.56）0.1033＊＊（2.31）
0.1405＊＊（2.11）－0.0127＊（－1.69）－0.0943＊＊（－2.04）－0.0001（－0.65）0.0040（0.38）
0.090 ＊＊＊
（2.71）
0.0436＊＊＊（4.95）
0.0811＊＊＊（8.31）－0.0321＊＊＊（－5.18）

Yes
Yes
0.608
763

Yes
Yes
0.616
721

（注） 下 段 は t 値 を 示 す。t 値 の 算 出 に あ た っ て は， 企 業 に 関 す る One-way clusterrobust の手法に基づく標準誤差を用いている。また各変数の定義については図表 2 を参照。＊＊＊1％水準で有意，＊＊ 5 ％水準で有意，＊10％水準で有意。

で統計的に有意となっており，一貫した結果が表す rating の係数はマイナスの値であり， 1 ％得られていない。

水準で統計的に有意である。社債発行時に付さbondsize と maturity の係数はともにプラス

れた信用格付がより上位になるほど，当該社債の値であり，統計的に 1 ％水準で有意になってに要求される負債コストは減少していくことがいる。償還期間が長い社債ほど，また発行規模示唆された。

が大きい社債ほど，社債の負債コストは増大していく傾向にあることが判明した。信用格付を88

証券経済研究第120号（2022.12）

能性が考えられる。

6 ．追加分析の結果

本稿では，社債の負債コストに影響を及ぼすとされる要因をコントロール変数として回帰式

本稿では，得られた分析結果の頑健性を確認⑴に組み入れているが，その他にも社債の負債するために， 3 つの追加分析を実施している。

コストと CSR 活動の評価の両方と相関をもつ変第 1 に，「環境」，「人材活用」，「社会性」およ

数が欠落変数として存在しているかもしれない。

び「企業統治」の分野に付された格付や得点がたとえば，コーポレート・ガバナンスや企業文

負債コストと関連しているかどうかを検証す化などは企業の負債コストと CSR 活動の評価のる。本稿では，CSR 活動の評価を上記 4 分野

両方に影響を与える要因になることが想定されの格付と得点をそれぞれ合計した値で測定してる。そのような場合，CSR 活動に積極的（消極いる。それら 4 分野における活動の中でも負債的）である企業ほど社債の負債コストが減少（増コストの決定要因となっている分野となってい大）するという本稿で得られた結果は，コーポない分野があるかもしれない。

レート・ガバナンスや企業文化などの欠落変数

そこで格付や得点を分野ごとに検証することによってもたらされている公算がある。

で，どの分野における活動が負債コストと関連

そこで，この内生性の問題に対処するためしているのかを鮮明にする。具体的には，⑴式に，操作変数法を用いた分析を実施した。具体の回帰式に 4 分野の格付あるいはスコアを組み的には，Ghoul, Guedhami, Kwok, and Mishra

入れて，推定を行った。分析の結果， 4 分野に（2011）を参考にして，CSR_rating と CSR_score

おける格付とスコアに関する係数はすべて統計について同業他社の中央値を求め，それらの値的に有意にマイナスとなっていた。このことかをそれぞれ CSR_rating_median と CSR_score_

ら「環境」，「人材活用」，「社会性」および「企median として定義している12。CSR_rating_me-

業統治」に関する CSR 活動の評価は，社債のdian と CSR_score_median を 操 作 変 数 と し て利回りスプレッドと有意に関連することが示さ

利用して，二段階最小二乗法で⑴式を推定しれた。

た13。操作変数法を用いた分析の結果について

第 2 に，内生性の問題に対する処置として操は，図表 6 のパネル A で表示される。CSR_rating

作変数法を用いた分析を行った。CSR 活動との係数は予測符号通り－0.3026であり，統計的

負債コストの関連性を検証する際，CSR 活動に 1 ％水準で有意となっている。また，CSR_score

を代理する変数が内生性の問題を引き起こすこの係数も－0.0041となっており，統計的に 1 ％とにより，推定結果にバイアスが生じている可水準で有意である。本稿で得られた検証結果

12 Ghoul, Guedhami, Kwok, and Mishra（2011）では，CSR スコアの操作変数として，企業が属する業種における CSR スコアの平均値を利用している。しかしながら，本稿のサンプルには同業他社が少ない企業も存在しており，そのような企業が属する業種の平均値は，操作変数としての役割を果たさないと考えられる。したがって，本稿では同業他社の中央値を利用している。なお，操作変数として企業が属する業種における CSR_rating の平均値と CSR_score の平均値を利用した場合も，同様の結果が得られることを確認している。
13 CSR_rating_median と CSR_score_median が操作変数として妥当かどうかを確認するために，「操作変数にかかる係数はすべてゼロ」という仮説を F 統計量から検定している。その結果，いずれの操作変数についても， 2 段階最小二乗法の第 1 段階での F 統計量は10を超えていた。このことは，これらの操作変数が妥当であることを示している。

89

企業の社会的責任（CSR）活動と社債の負債コスト
図表 6

追加分析の結果

パネル A：操作変数法を用いた分析結果
予測符号
CSR_rating（－）

CSR_score（－）

企業特性のコントロール変数
社債特性のコントロール変数
yeardum
industrydum
Adjusted R2
観測値数

⑴

⑵
＊＊＊

－0.3026（－8.50）－0.0041＊＊＊（－8.62）
Yes
Yes
Yes
Yes
0.602
744

Yes
Yes
Yes
Yes
0.610
705

パネル B：ヘックマンの 2 段階推定法を用いた分析結果
予測符号
CSR_rating（－）

CSR_score（－）

R_Mills1⑴－0.0112（－3.98）－0.0007＊＊＊（－4.42）－0.0008（－0.02）

R_Mills 2
企業特性のコントロール変数
社債特性のコントロール変数
yeardum
industrydum
Adjusted R2
観測値数

⑵
＊＊＊

－0.0281（－0.60）
Yes
Yes
Yes
Yes
0.625
763

Yes
Yes
Yes
Yes
0.639
721

（注） 下段は t 値を示す。t 値の算出にあたっては，企業に関する One-way cluster-robust の手法に基づく標準誤差を用いている。また各変数の定義については図表 2 を参照。＊＊＊ 1 ％水準で有意，＊＊ 5 ％水準で有意，＊10％水準で有意。

は，内生性の問題に対しても一定の頑健性を有回答した企業に限られている。CSR 活動に積していることが明らかになった。

極的な企業ほど，その活動を世間にアピールし第 3 に，サンプル・セレクション・バイアスて，良い評判を獲得するために，アンケートにに対する処置として，ヘックマンの 2 段階推定

回答するインセンティブは高いはずである。

法を用いた分析を実施した。本稿では CSR にしたがって，『CSR 企業総覧（ESG 編）』に関するデータを『CSR 企業総覧（ESG 編）』か掲載されている企業は，掲載されていない企業

ら 入 手 し て い る。『CSR 企 業 総 覧（ESG 編 ）』よりも CSR 活動に積極的に取り組んでいる可は，アンケート調査をもとに作成されているた能性がある。また上述したように，CSR_score

め，そこに掲載されている企業はアンケートには「環境」，「人材活用」，「社会性」および「企90

証券経済研究第120号（2022.12）

業統治」の全分野で得点が表示されている企業＋β6maturityi,j,tを対象に計算されており，CSR 活動に消極的＋β7RIratingi,j,t＋εi,t⑷

な企業は CSR 得点の分析で用いたサンプルに含まれていないことが想定される。
以上のことから，本稿の分析で用いたサンプ

CSR_score_dumi,t＝β0＋β1BMi,t－1＋β2assetsi,t－1

ルは相対的に CSR 活動を積極的に行っている＋β3tangibilityi,t－1

企業から構成されており，サンプル・セレク＋β4CRi,t－1

ション・バイアスの問題が生じていることが考＋β5maturityi,j,t

えられる。このような状況において，CSR デー＋β6RIratingi,j,t＋εi,t⑸タが入手可能である企業をサンプルとして得られた本稿の分析結果は，社債発行企業全体をサ

ここで，CSR_rating_dum（CSR_score_dum）

ンプルとした場合の分析結果と同様の傾向が観は，『CSR 企業総覧（ESG 編）』に掲載されて察されるとは限らない。

おり，少なくとも 1 分野で格付（得点）を取得

サンプル・セレクション・バイアスの問題にしている社債発行企業であれば 1 ，それ以外の対する分析方法の 1 つとして，ヘックマンの 2

社債発行企業には 0 を割り当てたダミー変数で段階推定法がある。ヘックマンの 2 段階推定をある15。社債発行企業のサンプルに対して⑷式行う場合， 1 段階目と 2 段階目でどのような変と⑸式をそれぞれ推定した後，線形予測（linear

数を用いて定式化するかが重要となってくる。

prediction）を行い，そこから逆ミルズ比を測

そこで，回帰式⑴に組み入れた説明変数から，定する。 2 段階目の推定を行うために，ステッ

1 段階目と 2 段階目で用いる変数をそれぞれス

プワイズ法によって選択された変数と逆ミルズ

14

テップワイズ法によって選択した 。そこで選比を表す変数を回帰式に組み入れた以下の⑹と択された変数に依拠して， 1 段階目の推定に用⑺式を定式化する。

いる回帰式として以下の⑷式と⑸式を定式化しYspreadi,j,t＝β0＋β1CSR_ratingi,tている。

＋β2R_Mills1i,t＋β3BMi,t－1
CSR_rating_dumi,t＝β0＋β1BMi,t－1＋β4ROAi,t－1＋β5tangibilityi,t－1＋β2assetsi,t－1＋β6bondsizei,j,t＋β7maturityi,j,t＋β3tangibilityi,t－1＋β8ratingi,j,t＋yeardum＋β4CRi,t－1＋industrydum＋εi,j,t⑹＋β5bondsizei,j,t
14 本稿では，ステップワイズ法を実施するために，STATA の「stepwise」コマンドを利用している。変数の選択で基準とす
る有意水準（significance level）は10％に設定している。
15 社債発行企業には，①2016年 4 月から2020年 3 月までの間に公募普通社債を発行している企業，②『財務データ・ダイジェ
スト版』と『株価 CD-ROM』に収録されている企業，③銀行業，証券・商品先物取引業，保険業，その他金融業に属さない企業，④年度決算の決算月数が12カ月である企業，⑤回帰式⑴の推定に必要な変数が入手可能な企業の 5 つの要件を満たす企業をサンプルとして抽出する。

91

企業の社会的責任（CSR）活動と社債の負債コスト

Yspreadi,j,t＝β0＋β1CSR_scorei,tように評価されているのかについては，海外の＋β2R_Mills2i,t＋β3BMi,t－1

みならず日本でも先行研究によって調査されて＋β4ROAi,t－1＋β5assetsi,t－1

きているが，日本の社債市場を対象に分析を＋β6tangibilityi,t－1

行っている研究は，筆者の知る限りまだ見当た＋β7bondsizei,j,t＋β8maturityi,j,tらない。

＋β9ratingi,j,t＋yeardum＋industrydum＋εi,j,t

そこで本稿では，日本の社債市場を対象に企⑺

業の CSR 活動と利回りスプレッドの関連性を実証的に分析することで，CSR 活動に関する

R_Mills1は⑷式から推定された逆ミルズ比

情報が社債の負債コストの決定要因となっていを，R_Mills2は⑸式から推定された逆ミルズ比

るのかどうかを検証した。実証分析の結果，を表している。 2 段階目の推定では，CSR 格

CSR 活動に積極的（消極的）である企業ほど，付の分析で用いたサンプルに対して⑹式を，社債発行時の利回りスプレッドは減少（増大）CSR 得点の分析で用いたサンプルに対して⑺する傾向にあることが示された。企業の CSR式を推定する。

活動に関する情報が社債の負債コストを決定す⑹式と⑺式をそれぞれ推定した結果は，図表6 のパネル B に示されている。R_Mills1と R_る際の 1 つの要因となっていることが示唆された。

Mills2の係数はどちらも統計的に有意な水準に

最後に，残された課題について述べる。本稿

達していない。このことは，本稿で利用したサでは，社債の発行市場を対象に，発行される社

ンプルにおいて，サンプル・セレクション・バ

債の利回りに対して CSR 活動の評価がどのよ

イアスが生じていないことを意味している。

うな影響を及ぼしているのかを調査している。

CSR_rating の係数と CSR_score の係数はそれしかしながら，企業は社債を毎年定期的に発行

ぞれ－0.0112と－0.0007であり，ともに 1 ％水するわけではないので，CSR 活動の評価の変準で統計的に有意となっている。この分析結果化に対する社債利回りの変化を分析することやは本稿で得られた結果と一致しており，企業の因果関係を調査する場合に頻繁に利用される

CSR 活動と社債の負債コストの間にはマイナ

DID（Difference in Difference）分析の手法をスの関連性が観察された。

用いて分析することはできていない。日本証券業協会の『公社債店頭売買参考統計値』には，7 ．おわりに

流通市場における社債価格の気配値が日次ベースで公表されているため，社債価格のデータと近年，企業には「経済」・「社会」・「環境」の本稿で用いた社債データから流通市場における

3 つの側面に焦点をあてたトリプル・ボトムラ

社債の利回りを計算することが可能である。そインを意識した経営を行うことが求められておれを利用することによって，CSR 活動の評価

り，この「社会」と「環境」の側面を捉えた企の変化に対する分析や DID 分析を実施でき，

業 行 動 の 1 つ が CSR 活 動 で あ る と 考 え ら れ

CSR 活動と社債の負債コストとの因果関係をる。企業の CSR 活動が株式市場においてどのより鮮明にすることができるであろう。

92

証券経済研究

また，本稿で利用した『CSR 企業総覧（ESG

第120号（2022.12）

ジャーナル』第57巻第10号，72-83頁。

編）』の CSR データが，アンケート調査の結果

Easton, P., Monahan, S. and Vasvari, F.（2009）“Initialに基づいて作成されている点にも留意が必要で

evidence on the role of accounting earnings inある。企業は CSR 評価を高めるために，そのアンケート調査に対して恣意的に虚偽の回答を行っている可能性も考えられなくはない。その場合，本稿で提示した結果から，CSR 活動に

the bond market,” Journal of Accounting Research, Vol.47, No.3, pp.721-766.
Freeman, E.（1984）Strategic management, Pitman.
Ge, W. and Liu, M.（2015）“Corporate social responsibility and the cost of corporate bonds,” Journal

対する実際の取り組みが社債市場で評価されてof Accounting and Public Policy, Vol.34, No.6,

いるとは言い切れない。今後は第 3 者によってpp.597-624.

評価された CSR データを用いた分析を併せてGhoul, S., Guedhami, O., Kwok, C. and Mishra D.

実施することで，本稿で得られた結果との比較（2011）“Does corporate social responsibility af-

を行っていきたい。たとえば，Bloomberg で提供されているデータベースには Bloomberg
が独自に算出した ESG 開示スコアが収録されている。

fect the cost of capital?,” Journal of Banking &Finance, Vol.35, No.9, pp.2388-2406.
Hong, H. and Kacperczyk, M.（2009）“The price ofsin,” Journal of Financial Economics, Vol.93,
No.1, pp.15-36.
Huang, J., Hu, W. and Zhu, G.（2018）“The effect of

参

考

文

献

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伊藤正晴（2016）「ESG ファクターと株式リターン

McGuire, J., Sundgren, A. and Schneeweis, T.（1988）との関係」『証券アナリストジャーナル』第54巻“Corporate social responsibility and firm finan-

第 7 号，39-48頁。

cial performance,” The Academy of Management

首藤惠・増子信・若園智明（2006）「企業の社会的責Journal, Vol.31, No.4, pp.854-872.

任（CSR）活動とパフォーマンス」『Waseda Uni-

Oikonomou, I., Brooks, C. and Pavelin, S.（2014）“The

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Shuto, A., Kitagawa, N. and Futaesaku, N.（2017）“The

向真央・乙政正太（2021）「租税負担削減行動が社債

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116号，61-82頁。

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湯山智教・白須洋子・森平爽一郎（2019）「ESG 開（久留米大学商学部専任講師）

示スコアとパフォーマンス」『証券アナリスト

93