Topアドミニストレーション

第 22 巻第 1 号(2015)ISSN 2187-378X

会計発生高アノマリーと予想利益修正アノマリー
山西佑季、中川豊隆

1．はじめに本稿の目的は、会計発生高アノマリー及び予想利益修正アノマリーの意義について検討することである。前者は会計発生高とキャッシュフローの持続性の違いに起因する利益の持続性の違いを市場が十分には理解していないことで生じると考えられるアノマリーであり（Sloan〔1996〕）、後者は予想利益の修正が行われたときに予想利益の修正に含まれる情報を十分には織り込んでいないことで生じると考えられるアノマリーである（Stickel〔1991〕）。
本稿でこれら二つのアノマリーを取り上げる理由は、両者の検証が同時に行われるケースが存在するからである（Barth and Hutton〔2004〕）。即ち、会計発生高アノマリーや予想利益修正アノマリーについては、従来はそれぞれのアノマリーについて個別に分析されてきたものが、両者を同時に分析することでそれらのアノマリーの関係について考察する方向で研究が深化していること見ることができるのである。このような研究の深化が持つ意義を理解するためには、各アノマリー及びその関係に関する知見を整理して検討を加えておく必要がある。このような認識にもとづき、会計発生高アノマリー、予想利益修正アノマリー及び両者の関係について考察することが本稿の狙いである。

2．会計発生高アノマリー
Sloan〔1996〕は、会計発生高アノマリーに関する先駆的研究である。彼は、会計発生高とキャッシュフローの持続性の違いに着目した。即ち、会計発生高はキャッシュフローよりも持続性が低く、会計発生高をより多く含む利益の持続性は相対的に低い点に注目した。そして、当初はこの持続性の違いが株価に十分に反映されていないが、将来的には持続性の違いを反映するように株価が調整されることになると考えて、会計発生高にもとづく投資戦略によって異常リターンが獲得できるかどうかを分析した。彼の分析結果は、会計発生高が上位 10％の銘柄をショートポジション、下位 10％の銘柄をロングポジションとする投資戦略をとることで年率 10.4％の異常リターンが生じるというものであった。
その後、Sloan〔1996〕の研究に関して多くの研究が行われたが、それらの研究については、Richardson et al.〔2010〕が Sloan〔1996〕以降に行われた会計発生高アノマリーに関する研究について会計発生高アノマリーを説明する仮説、頑健性、リスク、取引費用、加法性の視点から総合

154

目次へTop的に検討を行っている。以下、これに沿って主要な論点を整理しつつ検討を加える。
Richardson et al.〔2010〕は、会計発生高アノマリーを説明する仮説について、先行研究を三種類に分けて検討している。一つ目は、Sloan〔1996〕の仮説を吟味した研究であり、これには、Aliet al.〔2000〕、Zach〔2005〕、Kothari et al.〔2007〕、Hrichleifer et al.〔2004〕が挙げられる。このうち、Ali et al.〔2000〕では洗練された投資家によってフォローされている銘柄の異常リターンがより低くなってはいないことが示されている。洗練された投資家の方がそうではない投資家よりも会計発生高の性質をより正しく理解しているはずであるから、これはナイーブな固定化仮説と整合しないことになる。また、Zach〔2005〕は、会計発生高の反転を示す証拠がほとんどないことを示し、Kothari et al.〔2007〕は、過大評価された企業にはその過大評価を継続するインセンティブはあるが過小評価された企業にはその過小評価を延長するインセンティブはないことを示した。
他方、Hrichleifer et al.〔2004〕は、現金主義的な収益性（cash profitability）を予想する際に会計上の収益性だけに目を奪われていることで、正味営業資産のミスプライシングが説明できるとした。
これはナイーブな固定化仮説と整合している。
二つ目は、利益マネジメント（earnings management）や会計上の歪み（accounting distortions）と結びつけた研究である1。これらの研究は、Sloan〔1996〕の仮説を否定するわけではなく、会計発生高をより詳細に検討したものである。例えば、Xie〔2001〕は、裁量的会計発生高のミスプライシングが会計発生高アノマリーの原因であるとし、Cheng et al.〔2006〕も経営者による利益マネジメント行動に着目した検証を行った。また、Richardson et al.〔2005〕は、信頼性の低い会計発生高は正当に評価されないとした。
三つ目は、新規投資との関係を分析した研究である。例えば、Fairfield et al.〔2003〕は、会計発生高の持続性の低さは収益性の成長に起因している可能性があると主張した。また、資産回転率の変化に着目した研究に Richardson et al.〔2006a〕がある。
次に、会計発生高アノマリーの頑健性については、サンプルの選択、異常リターンの計算方法、Mishkin テスト、外れ値、国際比較の観点から研究が行われてきたという。これらの研究で頑健ではない証拠が示されることがあるが、その検証に問題もあるという。例えば、Kraft et al.〔2006〕
は、1％分の極端なリターンを除外すると小さな会計発生高に対して生じる正のリターンが減少することを示したが、データエラー以外のリターンはすべて妥当な観測値であるという（Richardson et al.〔2010〕）。また、様々なサンプルによって頑健性が確認されてもいる。
会計発生高アノマリー研究におけるリスクの取扱いは、会計発生高アノマリーをミスプライシングで説明するのかそれともリスクにもとづいて説明するのかという論点を生み出す2。これには、5 種類の資産評価モデルを比較した Khan〔2008〕の研究がある。また、会計発生高と将来のリターンとの関係が相関関係なのかそれとも因果関係なのかを区別することは重要である。なぜなら、リターンと所与の属性との共分散はリスクにもとづく説明と整合し、特性に起因したリターンは1

利益マネジメントは経済実態とほとんど無関係な会計利益における歪みの原因であるが、利益マネジメントの一形態である利益平準化はある条件下で会計利益が永続的利益を反映する能力を改善する。
（Subramanyam〔2014〕p.95）
2 ミスプライシングによる説明やリスクによる説明の妥当性の比較という視点は、他の会計アノマリー研究でも見られる。

155

目次へTop

ミスプライシングにもとづく説明が妥当であることを示唆するからである（Daniel and Titman〔1997〕、Richardson et al.〔2010〕）。
会計発生高と取引費用の関係については、実際の取引費用の定量化が困難であるため、代替的な尺度を利用した研究が行われており、例えば、Mashruwala et al.〔2006〕の個別銘柄ボラティリ
ィティや株価や出来高などを利用した研究、Lev and Nissim〔2006〕のアクティブな機関投資家に着目した研究がある。また、洗練された投資家の存在によってアノマリーが減少することを示唆）。
した研究があるが（Collins et al.〔2003〕）、これに反する研究もある（Ali et al.〔2003〕
ここでの加法性（additivity）は、会計発生高アノマリーが他のアノマリーと区別されるかどうかということである。多くの研究が会計発生高アノマリーは他のアノマリーとは別のアノマリーであることを証拠づけている（Collins and Hribar〔2000〕、Barth and Hutton〔2004〕、Cheng and Thomas〔2006〕）。また、会計発生高アノマリーと他のアノマリーとの関係については、投資及び財務のアノマリーとの関係が注目されるという（Dechow et al.〔2008〕〔2006b〕）。
、Richardson et al.〔2006a〕
以上、Richardson et al.〔2010〕に沿って Sloan〔1996〕を嚆矢とする会計発生高アノマリーの研究を分類整理した。ここでは、これを踏まえ若干の検討を加えておきたい。まず、会計発生高アノマリーは利益マネジメント研究と結びつきうるという点が確認できるが、この場合の会計発生高アノマリーの説明方法はリスクよりもミスプライシングとの親和性が高いと考えられる。なぜなら、このような場合には会計発生高の性質に起因したアノマリーが検証されているのであるか
ら、それによって明らかにされているのは会計発生高と将来リターンとの因果関係ということになるからである。また、機関投資家に着目した研究が行われているが、これは経時的にアノマリーの程度が変化する可能性を示唆すると考えることができる。さらには、投資主体や投資行動がアノマリーに及ぼす影響という論点が浮かび上がる。このように、会計発生高アノマリーの研究については、利益マネジメントの研究と結びつけたり、経時的に会計発生高アノマリーの程度が変化するかどうかを検証したりする研究上の動機が存在すると考えられる。
最後に、日本における会計発生高に関する研究動向について簡単に触れておきたい。浅野〔2001〕
は、会計発生高のプライシングについて分析し、裁量的会計発生高もプライシングされている証拠を示した。また、野間〔2005〕は、会計発生高の質が資本コストに影響を与えることを示した。
会計発生高の質が低い場合には、相応のプレミアムが要求されるという。竹原〔2006〕は、Kasznik〔1999〕の CFO 修正ジョーンズモデルにより算定した裁量的会計発生高について、それを用いた投資戦略により異常リターンが獲得可能であること、アノマリーに季節パターンがあること、裁量的会計発生高と業績予想（東洋経済予想）の改訂に相関があることを証拠づけた。

3．予想利益修正アノマリー
予想利益修正アノマリーとは予想利益修正情報の公表に対する株価反応の遅れである。公表される予想利益にはアナリスト予想利益や経営者予想利益がある。ここでは、このうちアナリスト予想利益の修正に関するアノマリーを扱った Stickel〔1991〕を取り上げて、予想利益修正アノマリーの意義について検討する。
Stickel〔1991〕は、アナリスト予想利益の修正は即時的には株価に反映されず、予想修正後に予想修正と同一の方向へ株価のドリフトが生じることを示した。つまり、アナリスト予想利益の156

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修正は株価に影響を及ぼすが、市場はその情報を瞬時には消化していないことを明らかにした。
その研究は、アナリスト予想の修正とコンセンサス予想の修正に関する尺度を用いて異常リターンとの関係を分析している。そこでの尺度は、基準化期待外予想利益（SUF：scaled unexpectedforecast）であり、以下の（1）式から（5）式で計算される。つまり、①アナリスト予想の修正であるかコンセンサス予想の修正であるかということ、②伝統的 SUF であるかアップデートされたSUF であるかということ、にもとづいて 4 種類の SUF がある。
TISUF（TISUF：traditional individual SUF）と UISUF（UISUF：updated individual SUF）は、アナリスト予想利益の修正に関する SUF である。𝐹𝑅𝐶𝑆𝑇𝑖,𝑎,𝑡 は、t 日におけるアナリスト a による i 社の予想 EPS である。したがって、TISUF は、t 日よりも ν 日前の予想 EPS との差を表す。一方、
UISUF は、予想利益と予想利益の期待値との差を表す。𝐸𝑡−1 (𝐹𝑅𝐶𝑆𝑇𝑖,𝑎,𝑡 )が t-1 日時点の予想利益の期待値であり、（3）式は、アナリスト予想利益の期待値がその時点の予想利益をアップデートして予測されることを表している。コンセンサス予想の修正（𝐶𝑂𝑁𝑆𝑋𝑖,𝑡−1 − 𝐶𝑂𝑁𝑆𝑋𝑖,𝑡−𝑣 ）は、ア
ナリスト a による予想の後で公表された新情報の代理変数であり、コンセンサス予想とアナリス
ト予想との差（𝐶𝑂𝑁𝑆𝑋𝑖,𝑡−𝑣 − 𝐹𝑅𝐶𝑆𝑇𝑖,𝑎,𝑡−𝑣 ）は、コンセンサス予想に近いアナリスト予想の公表にかかるプレッシャーの代理変数である。
コンセンサス予想に関する基準化期待外予想利益には、TCSUF（traditional consensus SUF）とUCSUF（updated consensus SUF）とがある。このうち、TCSUF は、各月の 15 営業日目と最終営業日に計算される。TCSUF は、コンセンサス予想間の差額を表し、UCSUF は、アップデートされたコンセンサス予想間の差額を表す。
このように、Stickel〔1991〕では、4 種類の基準化期待外予想利益（TISUF、UISUF、TCSUF、UCSUF）にもとづいて異常リターンとの関係に関する分析が行われている。
TISUF の算定式
𝑇𝐼𝑆𝑈𝐹𝑖,𝑎,𝑡 = (𝐹𝑅𝐶𝑆𝑇𝑖,𝑎,𝑡 − 𝐹𝑅𝐶𝑆𝑇𝑖,𝑎,𝑡−𝑣 )/𝐹𝑅𝐶𝑆𝑇𝑖,𝑎,𝑡（1）

UISUF の算定式

𝑈𝐼𝑆𝑈𝐹𝑖,𝑎,𝑡 = (𝐹𝑅𝐶𝑆𝑇𝑖,𝑎,𝑡 − 𝐸𝑡−1 (𝐹𝑅𝐶𝑆𝑇𝑖,𝑎,𝑡 )) /𝐹𝑅𝐶𝑆𝑇𝑖,𝑎,𝑡（2）

𝐸𝑡−1 (𝐹𝑅𝐶𝑆𝑇𝑖,𝑎,𝑡 ) = 𝐹𝑅𝐶𝑆𝑇𝑖,𝑎,𝑡−𝑣 + 𝛽̂0 + 𝛽̂1 (𝐶𝑂𝑁𝑆𝑋𝑖,𝑡−1 − 𝐶𝑂𝑁𝑆𝑋𝑖,𝑡−𝑣 ) + 𝛽̂2 (𝐶𝑂𝑁𝑆𝑋𝑖,𝑡−𝑣 −𝐹𝑅𝐶𝑆𝑇𝑖,𝑎,𝑡−𝑣 ) （3）
TCSUF の算定式
𝑇𝐶𝑆𝑈𝐹𝑖,𝑡 = (𝐶𝑂𝑁𝑆𝑖,𝑡 − 𝐶𝑂𝑁𝑆𝑖,𝑡−𝑝 )/𝐶𝑂𝑁𝑆𝑖,𝑡157（4）

目次へTopUCSUF の算定式
𝑈𝐶𝑆𝑈𝐹𝑖,𝑡 = (𝑈𝐶𝑂𝑁𝑆𝑖,𝑡 − 𝑈𝐶𝑂𝑁𝑆𝑖,𝑡−𝑝 )/𝑈𝐶𝑂𝑁𝑆𝑖,𝑡（5）

一方、異常リターンについては、（6）式の累積異常リターンの平均値（MCAR：mean cumulativeabnormal returns）が用いられている。なお、P は半月の数である。
𝑀𝐶𝐴𝑅(𝑎,𝑏) = ∑𝑃𝑠=1 𝑀𝐶𝐴𝑅𝑠,(𝑎,𝑏) /𝑃（6）

Stickel〔1991〕では、上記で示した尺度を用いて SUF と異常リターンとの関係が分析され、予想利益の修正が株価に影響を与えていることや、その情報はゆっくりと消化されていることが示されている。つまり、予想利益の修正後に異常リターンが予想修正と同じ方向にドリフトし続けるということが発見されたのである3。本稿では、このような現象を予想利益修正アノマリーと呼んでいる。

4．会計発生高アノマリーと予想利益修正アノマリーの同時検証
これまで見てきたように、会計発生高や予想利益の修正にもとづいた投資戦略によって異常リターンが獲得できることを示唆する研究がある。それでは、これら二つのアノマリーを同時に利用した場合のリターンは、それぞれを単独で用いた場合のリターンと比べてどうなるであろうか。
このような視点から行われたのが Barth and Hutton〔2004〕である。以下、このような研究の意義について検討を加える。
まず考えなければならないのは、Barth and Hutton〔2004〕が会計発生高とアナリスト予想利益の修正と同時に取り上げたのはなぜかという点であろう。その研究では会計情報が持つ企業評価上のインプリケーションに関する投資家の理解をアナリストが促進しうると考えている。即ち、実績利益の構成要素である会計発生高から読み取ることができる利益の持続性をアナリスト予想利益の修正からも読み取ることができるのではないかと考えているのである。しかしながら、投資家はこれらの持続性に関する情報を即時には株価に十分に反映させてはいないために、会計発生高だけではなくアナリスト予想利益の修正についても将来の異常リターンとの間に関連性が生じるのである。
Barth and Hutton〔2004〕はこのような考え方にもとづいて分析を行い、主に以下の分析結果を得ている。第一に、アナリスト予想利益の修正は当期の会計発生高をコントロールしても将来の利益変動と有意な正の関連性を持つというものである。これは上記で述べたアナリスト予想利益の修正が企業評価上のインプリケーションを持つということと一致する。つまり、実績利益情報が提供していない企業評価上のインプリケーションをアナリスト予想利益の修正が提供していると考えることができる。

3

その分析結果は、ベータ・リスクの変化や予想利益の修正と利益発表後ドリフト（PEAD：post-earnings- announcement drift）との関連性では説明できないという。

158

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Top

第二に、アナリスト予想利益の修正は会計発生高にもとづく投資戦略を洗練するために利用できるというものである。即ち、予想利益を上方修正した銘柄については最小の会計発生高を持つ銘柄をロングポジションとすることで正の将来リターンが生じ、予想利益を下方修正した銘柄については最大の会計発生高を持つ銘柄をショートポジションとすることで負の将来リターンが生じる。
この点に関する数値を抽出したのが表 1 及表 2 である4。予想利益を上方修正した銘柄について最小の会計発生高をロングポジションとすることで生じる 1 期先リターンは 12.9％、予想利益を下方修正した銘柄について最大の会計発生高をショートポジションとすることで生じる 1 期先リターンは-15.6％となっている。これは、会計発生高にもとづく投資戦略をとる際に予想利益修正を加味することでより多くのリターンを獲得することができることを示唆する。実際、会計発生高にもとづく投資戦略のみを取る場合には、最小の会計発生高をロングポジションとすることで生じる 1 期先リターンは 4.1％、最大の会計発生高をショートポジションとすることで生じる 1 期先リターンは-11.4％となっている（表 1）。
第三に、二つのアノマリーを同時に利用した複合的投資戦略をとることで、会計発生高やアナリスト予想利益の修正をそれぞれ単独で用いた場合に比べてより多くのヘッジリターンを獲得することができるというものである。即ち、複合的投資戦略にもとづくリターンは、会計発生高にもとづく投資戦略のみによって獲得されるリターンとアナリスト予想利益の修正にもとづく投資戦略のみによって獲得されるリターンの合計を上回るということである。これは、会計発生高に含まれる情報とアナリスト予想利益の修正に含まれる情報は、独立的なものではなく相互関係を持つことを表す。
この点に関する数値を抽出したのが表 1 及び表 3 である。即ち、表 1 は会計発生高やアナリスト予想利益の修正をそれぞれ単独で用いた場合のリターンであり、1 期先の数値を確認すると、会計発生高にもとづく投資戦略によって獲得されるリターンは 15.5％、アナリスト予想利益の修正にもとづく投資戦略によって獲得されるリターンは 5.5％となっている。
これに対して表 3 は、二つのアノマリーを同時に利用した複合的投資戦略のリターンである。具体的に言えば、各投資戦略のヘッジリターンの合計が 21％であるのに対して、一貫的（consistent）サンプルにおけるヘッジリターンが 28.5％となっている。ここで、一貫的サンプルとは、①ｔ年度の利益発表月にアナリスト予想利益が上方修正されかつｔ年度の会計発生高が負の値をとる観測値及び②ｔ年度の利益発表月にアナリスト予想利益が下方修正されかつｔ年度の会計発生高が正の値をとる観測値をいう。それ以外は非一貫的（inconsistent）サンプルに含まれる。これらの数値から、複合的投資戦略にもとづくリターンが会計発生高にもとづく投資戦略のみによって獲得されるリターンとアナリスト予想利益の修正にもとづく投資戦略のみによって獲得されるリターンの合計を上回ることが確認できる。
このように、Barth and Hutton〔2004〕は、①会計発生高の大きさとアナリスト予想利益の修正は将来の利益の持続性に関するインプリケーションを持つこと、②アナリスト予想利益の修正は

4

表 1 から表 3 について、分析対象年度は 1981 年から 1996 年であり、数値は各年の規模調整済みリターンの平均である。

159

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Top

会計発生高にもとづく投資戦略を洗練するために利用できること、③会計発生高やアナリスト予想利益の修正をそれぞれ単独で用いた場合に比べて複合的投資戦略をとることでより多くのヘッジリターンを獲得することができること、を明らかにしている。
表 1：会計発生高と予想利益修正を単独で用いた場合のヘッジリターン
会計発生高
ポートフォリオ

予想利益修正

サンプル数

1 期先2 期先

1（低）

2,087

0.041

-0.005

2

2,092

0.023

0.021

3

2,094

0.008

-0.004

4

2,095

0.006

0.011

5

2,0920.005

6

2,096

7

サンプル数

1 期先

2 期先

上方修正

4,841

0.012

-0.009

0.004

修正なし

7,310

0.012

0.011

0.004

0.002

下方修正

8,776

-0.043-0.0172,096-0.009-0.0018

2,093-0.034-0.0039

2,093-0.042-0.019

10（高）

2,089

-0.114-0.054

0.155

0.049

0.055

0.008

ヘッジリターン

符号

表中の太字部分は両側 5%水準で有意に 0 ではないことを示している。
出典：Barth and Hutton〔2004〕table2 を一部省略。
表 2：アナリスト予想利益の修正による会計発生高にもとづく投資戦略の洗練
下方修正
ポートフォリオ

上方修正

サンプル数

1 期先

2 期先

サンプル数

1 期先

2 期先

1（低）

891

-0.001

0.005

515

0.129

0.008

2919

-0.006-0.008

506

0.010

0.044

3934

-0.023-0.018

463

0.027

0.007

4878

-0.014

0.007

526

0.004

0.006

5

863

-0.033-0.012503

0.046-0.022

6842-0.025-0.019489

0.027-0.0267880-0.038-0.014

459

0.027

0.035

8

890

-0.061-0.013455-0.014-0.0399858-0.078-0.032431-0.049

0.005

10（高）

821

-0.156-0.065494-0.104-0.074

0.155

0.069

0.233

0.082

ヘッジリターン

表中の太字部分は両側 5%水準で有意に 0 ではないことを示している。
出典：Barth and Hutton〔2004〕table3,panelA を一部省略。

160

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Top

表 3：会計発生高と予想利益修正の両方を用いた投資戦略によるリターン
一貫的
ポートフォリオ

非一貫的

サンプル数

1 期先

2 期先

サンプル数

1 期先

2 期先

1（低）

515

0.129

0.008

1,572

0.017

-0.005

2506

0.010

0.044

1,586

0.025

0.016

3463

0.027

0.007

1,631

0.004

-0.002

4526

0.004

0.006

1,569

0.004

0.014

5503

0.046

-0.022

1,589-0.007

0.012

6494

0.020

-0.026

1,602-0.001

0.009

7510

0.014

0.035

1,586-0.013-0.0098711-0.049-0.0191,382-0.024

0.008

9

858

-0.078-0.032

1,235-0.024-0.01410（高）821-0.156-0.0651,268-0.086-0.047

0.285

0.073

0.103

0.042

ヘッジリターン

表中の太字部分は両側 5%水準で有意に 0 ではないことを示している。
出典：Barth and Hutton〔2004〕table3,panelB を一部省略。

5．結び
本稿では、会計発生高アノマリー、予想利益修正アノマリー及び両者を用いた投資戦略の意義について説明した。このうち、会計発生高アノマリーとは会計発生高とキャッシュフローの持続性の違いに起因する利益の持続性の違いを市場が十分に理解していないことで生じると考えられるアノマリーであり（Sloan〔1996〕）、他方、予想利益修正アノマリーとは予想利益の修正が行われたときに予想修正に含まれる情報を十分に織り込んでいないことで生じると考えられるアノマリーである（Stickel〔1991〕）。さらに、両者を用いた投資戦略では、会計発生高やアナリスト予想利益の修正をそれぞれ単独で用いた場合に比べてより多くのリターンを獲得することができるという実証的証拠があることを確認した（Barth and Hutton〔2004〕）。
このように、これまでの研究では、会計発生高アノマリーと予想利益修正アノマリーが観察され、なおかつこれら二つのアノマリーによる投資戦略の効果も観察されているのであるが、これらの点を踏まえると今後の研究課題として以下の論点が浮かび上がってくると思われる。第一に、日本の市場でもこれらのアノマリーは観察されるのか否かということである。先行研究は米国における分析であり、これがそのままのかたちで日本の市場でも観察されるとは限らない。実証的証拠の蓄積が必要であろう。第二に、これらのアノマリーの経時的変化はどのようになっているのかということである。経時的変化が重要なのはアノマリーが観察される原因を説明するためのアプローチに影響を及ぼしうるからである。第三に、もしそれが観察された場合にどのように説明するべきなのかということである。これは第二の論点とも関係するアノマリー研究における本質的な課題である。

161

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