■ 国際会計研究学会 年報 2017 年度第 1・2 合併号

IFRS の適用と会計発生高アノマリー

中 川 豊 隆岡山大学

要旨

本論文の主目的は，日本における IFRS 任意適用企業と日本基準適用企業をサンプルとして会計発生高アノマリーを比較検証することである。会計発
生高アノマリーは Sloan［1996］の研究等によって良く知られた会計アノマ
リーであるが，国際会計研究の視点からは，このアノマリーを法域別に検証した研究や国際会計基準の適用がこのアノマリーに及ぼす影響を検証した研究が挙げられよう。また，これらの先行研究以外に，IFRS の適用が株式市場に及ぼす影響に関する研究や会計アノマリーの原因や変化を検証した研究が数多く行われている。本論文ではその意義をより明確にするため，それらの研究についても取り上げて検討した。具体的には，IFRS の適用が株式市場に及ぼす影響に関しては De George et al.［2016］を，会計発生高アノ マ リ ー を含 む 会 計 ア ノ マ リ ー の 研究 動 向 に 関 し て は Richardson et al.
［2010］と Chordia et al.［2014］を，会計発生高アノマリーと法域や国際会計基準の適用との関係に関しては Pincus et al.［2007］と Kaserer andKlingler［2008］を取り上げて内容を整理及び検討している。
その上で，本論文では，これらの研究にもとづき，IFRS を任意適用した日本企業を対象に会計発生高アノマリーを分析した。日本基準を適用する日
本企業の分析結果と IFRS を適用する日本企業の分析結果を比較すると，分析結果が同様である年度もあれば同様ではない年度もあることが確認できた。今後は，データの蓄積に伴い，会計基準以外の要因に関する検討や会計基準の具体的な相違点に関する分析も必要であると考える。

105

Ⅰ

序

向に関しては Richardson et al.［2010］とChordia et al.［2014］と Hou et al.［2017］

本論文の主目的は，日本における IFRS 任意を，会計発生高アノマリーと法域や国際会計基適用企業と日本基準適用企業をサンプルとし準の適用との関係に関しては Pincus et al.

て会計発生高アノマリーを比較検証すること［2007］と Kaserer and Klingler［2008］をである。会計発生高アノマリーは Sloan［1996］

取り上げて内容を整理及び検討する。

の研究等によって良く知られた会計アノマリ
アノマリーを法域別に検証した Pincus et al.

1． IFRS の適用が株式市場に及ぼす影響に関する先行研究［2007］や国際会計基準の適用がこのアノマリ

De George et al.［2016］は，IFRS 適用のー に 及 ぼ す 影 響 を 検 証 し た Kaserer and影響に関する研究を対象とした包括的なサー

Klingler［2008］が挙げられよう。本論文では，

ベイ研究である。この論文は，歴史的な視点にこれらの研究にもとづき，日本企業を対象としよる IFRS 適用の説明(1)，IFRS 適用の影響にた従来の会計発生高アノマリーに関する分析

関する実証研究，IFRS 研究の実証的な選択に結果を踏まえたうえで，IFRS を任意適用した関するメタ分析を扱っている。また，IFRS 適

日本企業を対象に会計発生高アノマリーを分用の影響に関する実証研究には IFRS の適用が析した。また，上記の先行研究以外に，IFRS

株式市場に及ぼす影響に関する先行研究が含の適用が株式市場に及ぼす影響に関する研究まれている(2)。本論文と特に関係するのはこのや会計アノマリーの原因や変化を検証した研部分であると考えて，ここに注目しておく。

ーであるが，国際会計研究の視点からは，この究が数多く行われている。本論文ではその意義

IFRS の適用が株式市場に及ぼす影響に関すをより明確にするため，それらの研究についてる先行研究から De George らが得た重要な知も取り上げて検討した。

見は，IFRS の適用は市場の流動性を高めたり

本論文の構成は以下の通りである。まず次節

資本コストを低下させたりすることが示されでは先行研究の内容を整理及び検討して仮説ているがそのようなベネフィットが全ての企を構築する。第三節ではサンプルと分析モデル

業や国で見られるわけではないという点であについて説明する。第四節では IFRS 適用企業，

ろう（De George et al.［2016］，pp.936-937）。

米国基準適用企業，日本基準適用企業を対象となぜなら，このことは IFRS が適用されたすべ

した分析の結果を示す。第五節では結論と今後ての法域で同じ経済的帰結が生じるとは限らの課題を述べる。

ないことを示唆している点で特徴的だからである。同じにならないケースがあるならば，Ⅱ

先行研究と仮説

IFRS の適用が日本の株式市場に及ぼす影響についても，他国における分析結果で代用せず，

本節では先行研究のサーベイと仮説の構築

日本企業を対象とした分析を複数の視点で行を行う。なお，先行研究については，具体的にう必要があると考えられる。このような観点かは，IFRS の適用が株式市場に及ぼす影響に関ら，本論文では，会計アノマリーを分析視点のしては De George et al.［2016］を，会計発生一つとして位置付けて分析を行っている。

高アノマリーを含む会計アノマリーの研究動106

IFRS の適用と会計発生高アノマリー

2.

会計発生高アノマリー等の会計
アノマリーに関する最近の研究

そして，これらの論文の内容については，10

次に，会計発生高アノマリーを含む会計アノ［2005］，Khan［2008］，Mashruwala et al.

マ リ ーに 関す る研 究動 向を 把 握す るた めに［2006］，Fairfield et al.［2003］，Beneish andRichardson et al.［2010］と Chordia et al.

Vargus［2002］，Desai et al.［2004］，Pincus［2014］と Hou et al.［2017］を取り上げる。

et al.［2007］）が Sloan［1996］の会計発生高良く知られているように，会計発生高アノマリ

アノマリーに関連した研究となっている。他

ーの研究については，Sloan［1996］がこのア方，それ以外の 2 論文（Hrishleifer and Teoh

ノマリーを発見してそれを利益の構成要素の［2003］，Bartov et al.［2000］）は，投資家の持続性の相違で説明した後，このアノマリーの知覚に関するモデル研究と利益発表後ドリフ

存在を支持する多くの実証的証拠が示されてトに関する研究である。以下，これらの 10 論

きた。Richardson et al.［2010］は，会計発生

文のうち会計発生高アノマリーに関する研究

高アノマリー等の会計アノマリーやファンダの概要を示しておく (4) 。なお，Pincus et al.

メンタル分析を対象にサーベイを行っている。

［2007］については別途説明するため，ここで一方，Chordia et al.［2014］は，アノマリー

は省略している。

論文中 8 論文（Xie［2001］，Richardson et al.

の減衰（attenuation）について取り上げていXie［2001］は Sloan［1996］の方法を用いる。また，Hou et al.［2017］はアノマリーのて Jones［1991］モデル等による裁量的会計発

再検証を行っている。

生高のミスプライシングの有無を検証しており，市場が裁量的会計発生高の持続性や 1 年先

（1）Richardson et al.［2010］

利益における含意を過大評価していることをRichardson et al.［2010］では，2000 年以発見した。

降に行われた会計アノマリーやファンダメン

Richardson et al.［2005］は会計発生高の信タル分析に関する研究を対象とした文献サー

頼性と利益の持続性を結び付けることで Sloan

ベイ及び会計発生高アノマリーや利益発表後［1996］を拡張し，投資家が信頼性の低い会計

ド リ フ ト （ post-earnings-announcement

発生高は持続性の低い利益をもたらすことをdrift）に対するリスクや取引費用の処理の影響十分に見通しておらずミスプライシングが生に関する分析が行われている (3) 。ここでは，じることを示した。また，最も信頼性が低い会

Richardson et al.［2010］による引用分析を取計発生高を用いて分析を行うと，Sloan［1996］

り上げておく。

よりもヘッジポートフォリオリターンが大き彼らは，2000 年以降に行われた会計アノマ

くなるとした。

リーやファンダメンタル分析に関する研究をKhan［2008］は会計発生高アノマリーをリ対象に引用分析を行い，会計学のジャーナルをスクで説明しようとする研究であり，4 ファク

対象とした当該テーマに関する引用頻度の高ターモデルで測定した場合，会計発生高アノマ

い 10 論 文 を 示 し た 。 そ れ に よ れ ば ， The

リーに係るリターンのクロスセクションにおAccounting Review 誌に掲載された 6 論文とける変動の大部分がリスクで説明できること

Journal of Accounting and Economics 誌に掲を示した。

載された 4 論文の引用頻度が高くなっている。

Mashruwala et al.［2006］は Sloan［1996］107

による会計発生高アノマリーは固有株式リタ

る。このような流れの中で，本論文の分析は法ーンボラティリティの高い企業に集中して生域と会計基準によって会計発生高アノマリー

じるとし，また，会計発生高アノマリーは低位を説明することを試みていると位置づけられで出来高の小さい銘柄にみられるが，これは取る。

引費用が会計発生高のミスプライシングを利用する際の障壁になっていることを示唆する（2）Chordia et al.［2014］とした。

Chordia et al.［2014］は，米国市場を対象

Fairfield et al.［2003］は当期の ROA をコに流動性やトレーディング活動とアノマリー

ントロールすると，正味営業資産の成長の構成の関連性について分析し，近年のアノマリーを要素は 1 年先の ROA とひとしく負の関連性を利用した投資戦略にもとづくリターンの減少有するとし，会計発生高アノマリーは正味営業がヘッジファンドの運用資産額や空売り残高

資産のミスプライシングによるアノマリーのや株式の売買回転率によってもたらされてい一面である可能性を示唆した。

ることを証拠づけた研究である。また，流動性

Beneish and Vargus［2002］はインサイダを向上させたり取引費用を改善させたりする

ー取引と利益の質及び会計発生高のミスプラ

政策が市場の効率性を高めるとの主張も行わ

イシングの関係を検証し，利益増加型の会計発れている。具体的に言えば，流動性の増加やア

生高の持続性はインサイダー取引によって上ービトラージの増加によって，Fama-MacBeth

下することや，Sloan［1996］における会計発［1973］の係数やヘッジポートフォリオリター

生高のミスプライシングは利益増加型の会計ンが変化することが証拠づけられている。

発生高のミスプライシングによるものであること等を明らかにした。

表 1 の通り，先行研究にもとづき会計発生高
アノマリーを含む 12 種類のアノマリーが分析

Desai et al.［2004］は会計発生高アノマリ対象となっている。一方，分析期間については，

ーがグラマー株効果の現れの一つであるかど

米国では 1970 年代半ばの手数料の規制緩和にうかを検証しており，4 つの伝統的なバリュー

よって取引費用が減少し出来高が増加したと／グラマーの代理変数（売上高の成長，B/M，

いう認識にもとづき，1976 年から 2011 年まで

E/P，C/P）をコントロールしても，会計発生が対象とされている。

高は将来リターンと関連性を持つことを示した。

具体的には，アノマリーにもとづくロング・
ショートのリターンスプレッドと Fama-

先行研究の内容を概観してみると，この研究

MacBeth の係数をもちいた分析が行われてい領域では Sloan［1996］の影響を受けながら，る。ロング・ショートのリターンスプレッドの会 計 発生 高ア ノマ リー が観 察 され る原 因を分析では，12 項目それぞれについて，十分位

Sloan［1996］とは異なる視点で解き明かすこをもちいたロング・ショートヘッジポートフォとを試みた研究が進展していることが確認でリオの等ウェイト平均ローリターンが示されきる(5)。このように，会計発生高アノマリーはている。それによれば，NYSE/AMEX 上場企

会計アノマリー研究の中でも活発に研究が行業を対象とした場合，PROFIT を除くすべてのわれている領域であり，また，その過程で様々項目について，有意な月次リターンが獲得されな説明方法が展開されてきたことが確認できるという。例えば，会計発生高アノマリーのリ

108

IFRS の適用と会計発生高アノマリー

ターンは 0.33％（t=2.84），利益発表後ドリフ

NYSE/AMEX 上場企業を対象とした場合，12トのリターンは 0.739％（t=6.65）である。

項目中 10 項目でアノマリーにもとづくヘッジ

Fama-MacBeth の係数をもちいた分析は，リリターンの減衰が証拠づけられている（このうスク調整リターンと規模や簿価時価比率等の

ちの 8 項目で有意な減衰が観察されている）。

企業特性との回帰分析である。プライシングがまた，アノマリーの減衰は，Fama-MacBeth

正確であれば係数は非有意となるが，結果はの係数をもちいた場合にも観察されている。

12 項目のうち TURN と PROFIT を除くすべ

このように，米国市場では近年アノマリーが観察されにくくなっている。本論文では，米国てが有意となっている。
これらの分析とともに，アノマリーの減衰に
関 す る分 析が 行わ れて いる 。 分析 の結 果，
表1基準を採用する日本企業についても分析対象としている。

Chordia et al.［2014］におけるアノマリー項目

項目

意味

①

SIZE

株式の市場価値の自然対数②

BM

ある暦年内の会計期末における簿価／その暦年における 12 月末の時価

③

TURN

株式の売買回転率（出来高／発行済株式総数）の対数④

R1

ラグ付の 1 か月間のリターン（リバーサル）

⑤

R212

11 か月間の累積リターン（モメンタム）

⑥

ILLIQ

非流動性

⑦

ACC

会計発生高

⑧

AG

資産の成長

⑨

ISSUE

新株発行

⑩

IVOL

固有ボラティリティ

⑪

PROFIT

収益性（利益／簿価）⑫

SUE

標準化期待外利益
出典：Chordia et al.［2014］，p.43 より作成

（3）Hou et al.［2017］

るので確認しておく必要があると考えて，ここ

会計アノマリーの減衰に関する研究とは別で取り上げた（Hou et al.［2017］，p.49）。

に，過去のアノマリー研究を再検証した研究もその分析結果は，領域別（trading frictions，ある。Hou et al.［2017］は，米国企業を対象

intangibles, profitability, value-versus-growth,にデータ処理や検証基準を変更して過去の実

momentum, investment）に整理されている

証分析を再検証し，分析対象となった 447 のアが，Sloan［1996］の会計発生高アノマリーが

ノマリー項目のうちの 286（64％）のアノマリ

属する investment の領域ついては，分析項目

ー項目が 5％水準で有意でないこと等を示したの総数に対する 5％水準で非有意となった項目

Sloan

数の割合は最も低く，約 29％となっている（表［1996］の会計発生高アノマリーも含まれてい2）。この点で，モメンタム，会計発生高アノマ(6) 。この研究における分析対象項目に

109

リー，B/M，E/P などの項目は依然として 5％

アノマリーが観察され続ける場合もある。どの水準での統計的有意性が認められやすい傾向

ような変更を加えると分析結果がどのようににある(7)。なお，Sloan［1996］の会計発生高

変化するのかということは，各アノマリーの性

アノマリーについては統計量は下落したもの

質に関する理解を深めるために役立つかもしの 5％水準での有意性が確認された。

れない。

このように，データ処理や検証基準をより厳

本論文の分析は会計基準の相違が会計発生

しくするとこれまで観察されていたアノマリ

高アノマリーに及ぼす影響に焦点を当てておーが観察されなくなる場合がある一方で，デーり，データ処理や検証基準の変更が分析結果にタ処理や検証基準を同じように厳しくしても及ぼす影響については扱っていない。

表2

Hou et al.［2017］における統計的有意性の喪失状況

領域

喪失項目数

総項目数

喪失割合（喪失項目数÷総項目数）

trading frictions

95

102

93％

intangibles

77

103

75％

profitability

46

79

58％

value-versus-growth

37

68

54％

momentum

20

57

35％

investment

11

38

29％

（Hou et al.［2017］，table1, table3, table4 より作成）

3． IFRS の適用と会計発生高アノマ
リーの関係に関連する先行研究

ードローの法域の多くでは会計発生高アノマ（1）Pincus et al.［2007］の分析の関心事は，日本企業が IFRS を任意適

Pincus et al.［2007］はコモンローの法域で用すると，このような分析結果に変化が生じる

アノマリーが生じやすいことを企業統治等でリーが観察されないというものである。本論文のかどうかということである。

説明した研究である。この研究では，コモンロ
ーの法域（オーストラリア，カナダ，香港，イ（2）Kaserer and Klingler［2008］

ンド，マレーシア，シンガポール，タイ，イギ

Kaserer and Klingler［2008］は，ドイツ企

リス，アメリカ）とコードローの法域（デンマ

業を対象に国際会計基準の適用と会計発生高ーク，フランス，ドイツ，インドネシア，イタ

アノマリーの関係について検証した研究であリア，日本，オランダ，スペイン，スイス，台る。

湾）を対象に，会計発生高アノマリーに関する

Mishkin テストによれば，ドイツ基準に準拠

分 析 が行 われ てい る。 なお ， 分析 手法 は，している企業については利益の構成要素に関Mishkin テストと将来異常リターンとの回帰

する過剰反応や過小反応は観察されないが，国分析である(8)。

際会計基準に準拠した場合には利益の構成要

分析結果の要点は，会計発生高アノマリーは素に関する過剰反応が観察されたというコモンローの法域で生じやすく，日本を含むコ（Kaserer and Klingler［2008］，pp.853-854）。

110

IFRS の適用と会計発生高アノマリー

また，Kothari et al.［2005］の指摘にもとづえた場合と比べて，コンバージェンスされた日

き，線形回帰モデルによる検証も行っている。

本基準から IFRS に切り替えた場合の方が，日その分析結果によると，会計発生高アノマリー

本基準から IFRS への会計基準の切り替えの影

は国際会計基準の適用等を行った企業により響は相対的に小さいと考えることができるこ多く生じている可能性が高いという（Kasererとから，IFRS 適用企業であるか日本基準適用

and Klingler［2008］，pp.855-857）。そして，企業であるかということが，会計発生高アノマ

国際会計基準がドイツで広まる前段階の 2000

リーの分析結果にそれほど大きな影響を及ぼ

年以前に会計発生高アノマリーを示す証拠はさない可能性も考えられる。つまり，この考えないが，2000 年から 2002 年の期間については

方は，単純に「会計基準の相違はアノマリーに会計発生高に対する市場の過剰反応が観察さ影響を及ぼさない」と述べているのではなく，れるとしている（Kaserer and Klingler［2008］，「会計基準の相違が大きくないのであれば，会

pp.857）。

計基準の相違はアノマリーに大きな影響を及

この先行研究にもとづくならば，日本企業にぼさないだろう」と述べているのである。

よる IFRS の任意適用の拡大は日本市場におけ

このように，コードローの法域であることやる会計発生高アノマリーに影響を及ぼす可能コンバージェンスの進展は IFRS を任意適用し性があると考えることができる。日本はドイツても会計発生高アノマリーに関する分析結果と同じコードローの法域でもあり，この点につは変わらないという考えと結びつきやすく，

いて検証する必要があると考えられる。

IFRS の任意適用という事実それ自体を強調することは IFRS を任意適用すると会計発生高ア

4.

仮説の構築

以上の先行研究にもとづいて仮説を構築する。Pincus et al.［2007］にもとづけば，日本
はコードローの法域であることから会計発生

ノマリーが生じやすくなるという考えと結びつきやすい。
以上の考察にもとづき下記の二つの帰無仮説を設定する。

高アノマリーは観察されにくいということになり，Kaserer and Klingler［2008］にもとづ

帰無仮説 1：IFRS を任意適用する日本企業にけば，IFRS の任意適用によって日本でも会計ついて，将来異常リターンと会計発生高との間発生高アノマリーが観察されやすくなるかもに有意な負の関連性はない。

しれない。しかし，Chordia et al.［2014］にもとづけば，コモンローの法域である米国であ

帰無仮説 2：日本基準を適用する日本企業につってもアノマリーが減衰していることから，会

いて，将来異常リターンと会計発生高との間に計基準とは無関係に会計発生高アノマリーが有意な負の関連性はない。

いっそう観察されにくくなっているかもしれない。

Ⅲ

サンプルとモデル

かに日本におけるコンバージェンスの進展を

1.

サンプル

無視することはできない。即ち，コンバージェ

サンプルは次の通りである。分析対象企業

ンスされていない日本基準から IFRS に切り替

は，2017 年 3 月時点で IFRS を任意適用する

また，これらの先行研究にもとづく考察のほ111

東京証券取引所第 1 部に上場する 3 月決算企業（複数上場も含む）である。なお，金融業は除

Ⅳ

分析結果

いている。分析対象年は 2014 年度から 2016

上述のモデルを利用して，IFRS 任意適用企年度までである。分析に必要なデータは eol 及業とそのペアサンプルである日本基準適用企

びヤフーファイナンスを使用して収集した(9)。

業，米国基準適用企業とそのペアサンプルであ

また，IFRS 任意適用企業のペアサンプルにつる日本基準適用企業を対象に，2014 年度から

いても分析を行う。ペアサンプルは，上記の2016 年度までのプーリング OLS 及びパネル分

IFRS 任意適用企業と同一の業種区分で総資産

析（変量効果，固定効果），並びに年度別のクの近い日本基準適用企業を選択した(10)。なお，

ロスセクション回帰分析を行った(12)。

米国基準適用企業に関する分析も行っている

IFRS 適用企業に関する結果を見ると，2016

が，分析対象年度及びペアサンプルの選択基準

年度について会計発生高アノマリーが観察さは同じである。欠損及び外れ値等を考慮した結れる。また，この年度は OCF と EP について

果，IFRS 任意適用企業のサンプル数は 117 とも将来異常リターンと有意な関連性が生じてなった(11)。

いる。ただし，OCF の係数符号は負の値となっている。一方，IFRS 適用企業のペアサンプ

2.

分析モデル

ルである日本基準適用企業についても 2016 年

分析モデルは Pincus et al.［2007］の異常リ

度に会計発生高アノマリーが観察される。ま

ターン回帰モデルを利用する。このモデルでた，OCF についても同様であった。しかしなは，会計発生高アノマリー，キャッシュフロー

がら，会計発生高アノマリーに係る p 値はアノマリー，企業規模アノマリー，EP アノマ

IFRS 適用企業の方が小さくなっていることがリー，BM アノマリーについて同時に検証す確認された。他方，2014 年の結果は両者で異る。AR は決算後の 7 月から翌年の 6 月末までなるが，サンプル数が小さい点には注意を要すの異常リターン，ACC は会計発生高，SIZE はるであろう。

時価総額，EP は EPS/株価，BM は簿価/時価，

次に米国基準適用企業については，すべてのOCF は営業活動によるキャッシュフローであ

年度でアノマリーは観察されなかった。一方，る。ACC と OCF は総資産でデフレートしてい

米国基準適用企業のペアサンプルである日本

る。ACC，SIZE，EP，BM，OCF は十分位数

基準適用企業については，SIZE，EP が将来異を利用して 0 から 1 の値をとるように基準化す

常リターンと有意な関連性を持つ年度があるる。

ことが観察された。日本基準は米国基準とコン
バージェンスを行っているわけではないため，
この結果は，会計基準の相違がアノマリーの分
析結果に影響を及ぼしうることを示唆しているのかもしれない。しかし，米国基準適用企業
は IFRS 適用企業よりもサンプル数が小さい点には注意を要するであろう。

112

IFRS の適用と会計発生高アノマリー
表3

分析結果

IFRS 適用企業
2014

2015

2016

2014-2016

N

19

43

55

117

ACC

0.234

0.103

-0.376**-0.041

SIZE

0.120

-0.151-0.149-0.093EP-0.071-0.185

0.198**

0.029

BM

0.226

0.092

-0.034

0.019

OCF

0.300

0.219

-0.323**

0.036

cons

-0.515-0.1580.308**-0.059日本基準適用企業（IFRS 適用企業のペアサンプル）
2014

2015

2016

2014-2016

N

18

44

52

114

ACC

-0.390*-0.035-0.216*-0.135

SIZE

0.053

-0.013-0.075-0.036EP0.370*-0.1560.048-0.007BM-0.298**-0.053-0.010-0.055OCF-0.251-0.284-0.213*-0.197

cons

0.144

0.136

0.227

0.143

2016

2014-2016

米国基準適用企業
2014

2015

N

21

19

16

56

ACC

0.112

-0.012

0.200

0.035

SIZE

0.232

-0.2130.022-0.027EP-0.283

0.007

0.114

0.033

BM

0.184

0.442

0.031

0.245*

OCF

0.239-0.062

0.022

0.074

cons

-0.289*-0.139-0.228-0.229日本基準適用企業（米国基準適用企業のペアサンプル）
2014

2015

2016

2014-2016

N

20

19

17

56

ACC

0.148

0.413

0.028

0.121

SIZE

-0.359-1.129**0.024-0.607**EP-0.348*-0.5890.234*-0.137BM-0.015-0.446-0.297-0.439*

OCF

0.233

0.199

0.103

0.110

cons

0.053

0.462

-0.0070.338（注）**は両側 1％有意，*は両側 5%有意であることを表す。年度別回帰については OLS（ロバスト）の分析結果を表す。2014-2016 年度の分析については，F 検定，Hausman 検定，Breusch and Pagan
検定にもとづきプーリング OLS の結果を示している。

113

Ⅴ

結論と今後の課題

既に述べたように，本論文の主目的は，IFRS
を任意適用する日本企業と日本基準を適用する日本企業を対象として会計発生高アノマリ
ーを比較検証することである。日本基準を適用する日本企業の分析結果と IFRS を適用する日
本企業の分析結果を比較すると，結果が同様である年度もあれば同様ではない年度もあることが確認できる。また，比較的サンプル数の大
きい 2016 年度については，会計発生高アノマ
リーに係る p 値は IFRS 適用企業の方が小さくなっていることが確認された。
本論文では会計基準の相違に焦点を当てて，会計発生高アノマリーに関する検証を行ったが，会計発生高アノマリーの相違が生じる原因は会計基準の相違だけではないため，会計基準
以外の要因に関する検討を行う必要がある。また，本論文の分析では会計基準の具体的な相違点には言及しておらず，具体的にどの部分がどのように異なることで分析結果にどのような相違が生じうるのかということを考察して検証することも今後の課題である。

注（1）そこでは，IFRS 適用の目的である財務報告の質の向上と比較可能性の改善について論じられている。前者については，公正価値会計を念頭に，経済的に発展した国で便益のある会計がそれ以外の場所ではそうではないかもしれないことが指摘されている。後者については，財務報
告の質は会計基準によってだけではなく国の法制度や文化等によっても決まることから，IFRS
がグローバルな収斂を達成して比較可能になったとしても，財務報告の質の収斂が達成されるかどうかについては疑問が投げかけられてきたという。
（De George et al.［2016］，pp.903-907）（2）IFRS 適用の影響に関する実証研究について
は，IFRS と財務報告の質に関する研究，IFRSの株式市場への影響に関する研究，IFRS と企業の意思決定に関する研究，IFRS と負債契約に関する研究，IFRS の受託責任及び企業統治

114への影響に関する研究，IFRS の監査証明への影響に関する研究，IFRS に特有の属性に関する研究に区分して整理されている。
（3）2000 年以前の研究動向については，例えばKothari et al.［2001］がある。
（4）なお，Hrishleifer and Teoh［2003］は，情報の表示方法の選択や投資家の注意力や情報処理能力に限界がある場合に表示方法の違いが市場価格に及ぼす影響をモデル化した。Bartov etal.［2000］は機関投資家による保有は利益発表
後ドリフトと負の相関関係があり，機関投資家による保有を説明変数とした場合，企業規模や取引費用は利益発表後ドリフトに関する増分説
明力を殆ど持たないことを示した。
（5）また，会計発生高アノマリーだけではなく利益発表後ドリフトも依然として会計アノマリー研
究における重要な研究領域の一つであると言うこともできるだろう。なお，会計発生高アノマ
リーも利益発表後ドリフトも会計アノマリーであるという点で共通しているが，前者は会計発
生高を多く含む利益に対する投資家の過剰反応が原因で生じると考えられている会計アノマリーであるのに対して，後者は決算発表後の株価反応の遅れ，即ち利益サプライズに対する投資家の過小反応が原因で生じる会計アノマリーであるという点で異なる（Collins and Hribar［2000］，p.102）。
（6）t 値のカットオフポイントを 3 にすると，380
項目（85％）が非有意になるという。また，有意となった 161 の項目については，q ファクターモデルがその多くを説明するという。（Houet al.［2017］，pp.1-2）（7）なお，5％水準での統計的有意性が認められた
会計アノマリー項目には，利益サプライズ（1か月），累積異常リターン（1 か月），累積異常リターン（6 か月），累積異常リターン（12 か月），アナリスト予想利益修正（1 か月），アナ
リスト予想利益修正（6 か月），簿価株価比率，
簿価 6 月末株価比率，四半期簿価株価比率（12か月），利益株価比率，四半期利益株価比率（1か月），四半期利益株価比率（6 か月），四半期利益株価比率（12 か月），キャッシュフロー株
価比率，四半期キャッシュフロー株価比率（1か月），四半期キャッシュフロー株価比率（6 か月），四半期キャッシュフロー株価比率（12 か月），本源的価値株価比率，アナリストベースの本源的価値株価比率，企業簿価株価比率，営業会計発生高，非現金正味運転資本の変動，流動
営業資産の変動，非流動正味営業資産の変動，
非流動資産の変動，正味金融資産の変動，金融負債の変動，裁量的会計発生高，ROE（1 か月），

IFRS の適用と会計発生高アノマリー

ROE の変動（1 か月），ROE の変動（6 か月），
ROE の変動（12 か月）等がある。
（8）Pincus et al.（2007）における分析モデルの式
は ， Mishkin テ ス ト に ついて は
，
∗
∗
∗
であ
り，将来異常リターンとの回帰についてはとである。なお，NI=
純利益，ACC=会計発生高，OCF=営業活動によるキャッシュフロー，AR=異常リターン，SIZE=
規模，EP＝EPS/株価，BM=簿価/時価である。
上付きの dec は十分位数により 0 から 1 の値に基準化されていることを表す。なお，日本企業∗を対象とした Mishkin テストではについて棄却されず，OCF を含む回帰分析では が有意に負とならない。
（9）必要に応じて各社の決算短信や有価証券報告書も参照している。
（10）業種についてはペアサンプルを確保するために大分類（東証）を利用している。
（11）AR は上下 5％をウィンザライズした。
（12）なお，利用可能なデータの制約によりサンプル数が一致しない場合もある。

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