論説

東証１部製造業の環境経営促進の決定要因と経営者特性に関する研究
A Study Concerning the Emergence of Eco Management Thinking,and the Characteristic of Managers Promoting Eco Management,
among Manufacturing Companies listed on the Tokyo Stock Exchange
山本 卓（Takashi YAMAMOTO）
一般財団法人日本不動産研究所

ためには，経営者の明確で一貫した経営方

1. 本研究の背景と目的針が浸透していることが不可欠である。
② 環境マネジメントシステムを構築するこ

近年，企業経営の領域において，地球環境問と。

題への関心が高まり，企業経営の中核に「環境環境経営を効率的に実施し，効率的に行経営」を位置づけている企業が増大している。

うための企業内の仕組みづくりが重要とな

我が国の企業の環境問題への取り組みは，各種り， こ れ を 環 境 マ ネ ジ メ ン ト シ ス テ ム

法制の整備 １，産業界の取り組み ２ を反映し，（EMS）と呼ぶ。このEMSは，全社的なマ

1990年代後半から2000年代前半にかけて顕著な

ネジメントシステムの一部を構成する。

進展を見せ，現在に至っている。本研究は，環③ 従業員への環境教育を実施すること。

境経営のこの本格始動期に着目し，環境経営促

環境経営の円滑な実施は，従業員の理解・進の決定要因を分析し，環境経営の導入メカニ協力があって初めて可能となる。
そのため，ズムの一旦を解明することで，今後の環境経営

企業研修プログラムのひとつとして環境関の展開の課題検討にかかる基礎資料を提供する

連の科目が組み込まれる必要がある。

ことを目的とする。なお，本研究における「環④ 事業活動における環境負荷低減を行うこ境経営」の定義は，（金原・金子，2005，３頁）と。

に準拠し，「個別組織の立場から，資源使用量

これは，事業活動におけるインプット側を減らし環境負荷を削減して，経済価値と環境の環境負荷低減とアウトプット側の環境負保全の両立をめざす経済活動の管理運営」とす

荷低減に分類される。前者は，資源，エネる。この環境経営の活動内容を，（白鳥，2009，

ルギー，水等を低減させることを指し，後22-25頁）に基づき，より具体化した形で示す

者は廃棄物排出，化学物質排出，排水等のと次の６点に集約される。

低減をいう。

① 環境経営に対する理念・方針を明確に策定すること。

⑤ 環境配慮製品，環境配慮事業を拡大すること。

環境経営は，企業の一部の部署のみで完

環境に配慮した製品・サービスの提供を結するものではなく，全社的な協力体制が行うことが，新分野への事業拡大へとつなあって初めて可能となるものである。そのがり，企業業績を促進させることになる。

論 説 東証１部製造業の環境経営促進の決定要因と経営者特性に関する研究［山本卓］

21

⑥ 環境取り組みの情報開示を行う。

128社を対象とした環境情報開示の決定要因の企業の環境取り組み内容を，社内外に公分析を行っている。環境開示の程度を示す指数

表することにより評価を受ける機会を設けを独自に構築したうえで，これを被説明変数とる。幅広い企業関係者のチェックが行われした回帰分析を実施した。その結果として，企ることにより，活動を進化させることが可

業規模が大きくなるほど開示行動が促進される能となる。

結果を得た。しかし，収益性を示すROAは有意な変数とはならなかった。このように，企業

上記が，環境経営の主な活動内容である。こ規模が大きくなるほど社会での注目度も高まのように環境経営の促進には全社的・継続的取り，企業に対する外的圧力も増すことになる。

り組みが必須であり，それは経営者の最重要経

このことが情報開示を促進することが明らかに

営判断事項に位置づけられる。そのため環境経なった。

営の促進は企業の財務特性や経営者の考え方に（Patten,1991）と同様の研究に，（Alnajjar,

大きく依存するものと考えられる。しかし，我2000） と（Bewley and Li,2000） が あ る。

が国の環境経営の推進を財務・経営者特性の視（Alnajjar,2000）は，1990年時点の米国企業500点から分析した先行研究は多くない。本研究は，社を対象とした分析を行っている。その結果，究明事項をより明確・具体化にしたうえで，実

情報開示行動を促進する要因として企業規模が証的検証を行い，環境経営のあり方を左右する抽出され，ROEは促進しない結果となった。

企業財務及び経営者の特性を明らかにする。こすなわち，ROEが高くなるほど情報開示のイ

れらを通じて，企業の関係者に環境経営の意思

ンセンティブは弱まる結果となった。
（Bewley

決定に資する基礎資料を提供することを目的と

and Li,2000）は，情報開示行動を促進する要する。具体的には，経営者に対しては，より効因として，企業のマスコミ報道記事の件数を設

果的に環境経営を実施するための具体的知見を定し，1993年時点の米国企業188社を対象とし提供し，投資家及び債権者に対しては，環境経た分析を行った。この結果として，報道記事の営の視点からの企業分析・評価・格付の手がか件数が多くなる企業ほど情報開示行動も促進さりを示すことを当面の目標とする。

れることが明らかとなった。これは企業規模が大きくなるほど社会的注目度も高まり，それが

2. 先行研究と究明事項

報道記事件数の多さにつながっていると解釈される。しかし，ROAは有意な変数にはならな

本節では先行研究のレビューを行い，究明事
項の明確化を行う。
2‑1. 先行研究

かった。
さらに，（Cormier and Magnan,2003）は，説明変数を拡大し包括的な分析を試みている。

本研究は，環境経営推進の決定要因を明らか

彼らは，1992年から1997年までの米国企業246にすることにある。諸外国の会計研究の領域で社の財務データを分析した。その結果，情報開は，環境経営の主要施策として位置づけられる

示行動を促進する要因として，企業規模のほか，企業の環境情報開示行動に焦点を定めた研究が企業リスク，外国人持株比率，企業の報道件数比較的多くみられる。これらの研究手法を必要が抽出され，逆に非促進要因として，株式集中に応じて取り入れることは，本研究が予定する

度，負債比率が抽出された。これは，株式集中実証分析に実益がある。ここでは，環境情報の度が高い企業は，外部からの監視圧力が弱く，開示行動の決定要因にかかる実証研究の動行を

情報開示行動も十分促進されない傾向にあるこ

中心にみることにする。

とが明らかとなった。

（Patten,1991） は，1985年 時 点 の 米 国 企 業

22

企業家研究〈第８号〉 2011.7

豪州において，（Deegan and Rankin,1996）

と（Brown and Deegan,1998）が同様の問題意

柱のひとつである環境情報開示が促進されるこ識を有した研究を行っている。
（Deegan andとが明らかとなっている。またこれは企業の報

Rankin,1996）は，1990年から1993年までの豪道回数とも密接に関連している。企業規模が大州企業78社の年次報告書をサンプルとして，開きい企業は各方面への影響力が大きいため，社

示された環境情報についての当該企業に不利益

会的な関心も高い。このような背景があり，環をもたらす可能性のあるネガティブ情報件数と境 情 報 の 開 示 が 促 進 さ れ る。 他 の 変 数 に，それとは逆のポジティブ情報件数の量的比較を「ROA」，「ROE」，「負債比率」，「株式所有構造」

行った。その結果，ネガティブな開示情報は，を採用する研究が散見される。しかし，これらポジティブな開示情報に比較して有意に少ないの変数は，「企業規模」に比較して，明確かつことが明らかとなった。このことから，環境情一貫した傾向を示すまでには至っておらず，今

報開示について制度的な枠組みを設定し，情報後の追加的研究が待たれるところである。

開示を促進させる方策が必要であることが提言された。（Brown and Deegan,1998）は，1981

2‑2. 究明事項

年から1994年までの豪州企業の情報開示行動と上記の先行研究を踏まえながら，環境経営促

当該企業にかかる新聞，雑誌での報道件数との進の決定要因を明らかにする手がかりとして，関係を調査している。この結果，これらの報道

以下の２点を究明事項として設定する。

件数の増大は環境情報の開示行動を促進させて⑴ 環境経営促進企業の財務上の特性は何か？

いることが明らかとなった。これは，（Bewley

本研究は，企業の環境経営を推進する要因はand Li,2000）と整合性がとれたものである。

何かという問題に焦点をあてている。多くの先日本企業の環境経営促進の決定要因を分析し行研究では，企業の財務特性の違いが環境経営た研究に（Nishitani,2009）がある。当該研究促進のあり方を左右していることが明らかにでは，東証上場製造業433社がサンプルとなっなってきている。しかし，説明変数によってもており，ISO14001３の早期資格取得企業の財務傾向の違いがあり，ROAや負債比率等の変数的特性をプロビットモデルによって明らかにしの影響は十分明確に確認されていない。

ている。分析の結果，ISO14001企業の特徴とまた，経営者の環境経営促進の意思決定は，して，企業規模が大きい，ROAが高い，一般

当該企業の株式所有構造のあり方にも左右され事業法人持株比率が高い，輸出比率が高い等がる と 考 え ら れ る ４。（Cormier and Magnan,促進する要因として抽出された。しかし，浮動2003）は，米国企業の環境情報開示行動を対象

株比率は有意な変数とはならなかった。一般事とした分析において，促進させる要因として外業法人持株比率が高い企業の特徴として，株の国人持株比率を，非促進要因として株式集中度

相互持合い傾向が強く，長期的視点からの経営を指摘した。また，（Nishitani,2009）は，日本が行われていることが指摘される。日本企業の企業の促進要因として一般事業法人持株比率の環境経営の特徴として，短期的な企業業績の向高さを指摘した。このように先行研究では，日上の追求というより，長期的な基本経営政策の米で株式所有構造の影響度に温度差が感じらひとつとして位置づけられていることが示唆され，追加的検証の必要性がある。本研究では，れる。

株式所有構造のあり方を財務上の重要な特性に以上の先行研究のレビューから，分析上重要と考えられるいくつかのキーワードが浮上す位置づけ分析を行う。
⑵ 環境経営促進企業の経営者特性は何か？

る。多くの先行研究では，「企業規模」に着目

環境経営促進の意思決定は，企業を取り巻くした分析が行われている。ほとんどの分析結果

ステーク・ホルダーのあり方ばかりでなく，さは，企業規模が大きくなるほど環境経営活動のらに経営者５それ自体の特性にも左右されると論 説 東証１部製造業の環境経営促進の決定要因と経営者特性に関する研究［山本卓］

23⴫ 㪈㩷 䉰䊮䊒䊦ડᬺ㩿㪌㪍㪏 ␠㪀䈱ၮᧄ⛔⸘㊂㩷
表１ サンプル企業（568社）の基本統計量
変数
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㩷（表注）・財務データは，単独ベースの数値であり，各社の有価証券報告書から取得した。
・表中の（2003）とは，2003年３月に終了する決算をいう。（1998）も同様。
・「トービンのQ」は，企業の時価株式総額＋簿価負債総額を簿価総資産額で除した数値を採用し，この場合の株価デー
タについては，各調査年にかかる５月末日にかかるものを採用した。
・「ROA」は総資産利益率を示す。なお，分子となる利益に当期利益を採用した。
・「負債比率」は，総負債を総資産で除した。
・「Ln総資産」は，総資産の自然対数変換値である。
・「売上高変化率」は，過去５ヶ年の総売上高の変化率をいう。
・「役員持株比率」は，『役員四季報上場会社版』（東洋経済新報社），「外国人持株比率」，「金融機関持株比率」，「一般
事業法人持株比率」，「特定株比率」は，『日経会社情報』（日本経済新聞社）に基づいた。
・「特定株」とは，固定株（上位10位の株主持株），役員持株，自己株式の合計をいう。
・「社長在職期間」は，『役員四季報上場会社版』に基づき調査した。
・「社長専門分野ダミー」は，『役員四季報上場会社版』に基づき，理系大学の卒業であれば，１をそれ以外の場合は，０を割り当てた。
・「社長出身母体ダミー」は，『役員四季報上場会社版』に基づき，関連会社からの移籍である場合には，１をそれ以外の場合は，０を割り当てた。
・「技術系役員比率」は，『役員四季報上場会社版』に基づき，全役員のうち理系大学出身者の比率を計算した。
・「役員平均在職期間」は，『役員四季報上場会社版』に基づき調査した。
・「役員平均年齢」は，『役員四季報上場会社版』に基づき調査した。
・「環境経営実施の意思表示ダミー」は，有価証券報告書の「対処すべき課題」に環境経営に言及している場合には１を，言及していない場合には０を割り当てた。
出所：筆者の作成による（以下の表もすべて同様）。

24

企業家研究〈第８号〉 2011.7

考えられる。環境経営の促進の程度と経営者のに積極的に取り組む企業を識別することにし

経歴，経験，環境経営に対する関心・理解等とた。これらの考え方に基づき，1998年期データの関係を定量的に明らかにする必要がある。上と2003年期データを分析する基本モデルを以下記の株式所有構造に着目した分析は，経営者ののとおり設定した。

外的側面に着目したものであるのに対して，この経営者特性に着目した分析は経営者の内的側〈1998年期モデル〉

面を対象としている。このように，外的・内的

以下の２つのモデルを活用し，株式所有構造の双方に焦点をあて，経営者の意思決定の特性に関する変数にも着目し，環境経営の決定要因

をより明確にする意図がある。

を分析し，経営者の意思決定のあり方を浮き彫りにさせる。

3. 実証分析

一つ目のモデルは，ISO14001早期認証取得の有無に着目し，ロジット回帰分析９を活用し，

3‑1. サンプル①式のモデルに基づき分析する。
被説明変数は，本研究では，環境経営の重要度が高い製造業

ISO14001早期認証取得企業であれば１が，非を対象とし，東京証券取引所第１部上場製造業取得企業であれば０が割り当てられる。二つ目のうち，1984年期から2003年期まで連続上場しのモデルは，日経環境経営度指標総合ランキンている３月決算企業で，合併・吸収等の企業再

グ点数に着目し，トービット回帰分析10を活用

編にかかわっていない568社を抽出した。

し，②式のモデルに基づき分析する。被説明変

当該568社にかかる基本統計量を示すと，表１のとおりとなる。

数には，サンプル企業の日経環境経営度指標総合スコアランキングが，１-100位であれば３点が，101-200位であれば２点が，201-300位であ

3‑2. 分析方法

れば１点が与えられ，300位圏外であれば０点⑴ 分析基本モデル

が割り当tてられる。

環境経営促進企業の財務特性に着目する

ISO14001早期認証取得の有無（０，１）＝α0 ＋ α1ROA ＋ α2トービンのQ ＋α3

基本モデル
本分析は，日本の環境経営の本格始動期（1990

売上高変化率 ＋α4負債比率＋ α5 従年代後半-2000年代前半）を対象とする。1996

業員数 ＋α6Ln総資産 ＋α7役員持株比

年よりISO14001の認証が開始され，急速に産率 ＋α8外国人持株比率

業界に普及した。 2009年12月における累計認

関持株比率＋ α9金融機＋ α10一般事業法人持株証件数は全国ベースで20,586件６となっており，

比率 ＋α11特定持株比率 ＋α12「土地資現在では当該認証の取得に稀少性はなく，環境

産変化率/トービンのQ変化率」＋ ε

経営実施の最低条件を示している意味しかな（①式）

い。しかし，1998年３月末時点の累計取得事業

1998年日経環境経営度指標総合ランキング点数

所数は，400件 ７ のみであり，この時点におい（０，正値）＝て認証取得企業は，環境経営に積極的に取り組

α0 ＋ α1ROA ＋ α2トービンのQ ＋α3

む企業として位置づけることができる。本分析

売上高変化率 ＋α4負債比率

では，1998年３月末時点までに当該認証を取得

業員数 ＋α6Ln総資産 ＋α7役員持株比

し た ケ ー ス を，「 早 期 取 得 」 と し た。 ま た，

率 ＋α8外国人持株比率 ＋ α9金融機関

1997年より，日本経済新聞より日経環境経営度

持株比率

指標総合スコアランキング ８ が公表されてお率 ＋α11特定持株比率 ＋α12「土地資産り，このランキングデータに基づき，環境経営

変化率/トービンのQ変化率」＋ ε＋ α5 従＋ α10一般事業法人持株比論 説 東証１部製造業の環境経営促進の決定要因と経営者特性に関する研究［山本卓］

25

である。

（②式）

「ROA」
：企業の収益性を示す変数。収益性〈2003年期モデル〉

が高い企業は，環境経営に積極的に取り組む余2003年期のデータを対象に，日経環境経営度

裕があると考えられる。
「トービンのQ」：企業

指標総合ランキング点数に着目し，②式と同様

パフォーマンスを示す変数。企業パフォーマンにトービット回帰分析を活用し分析する。

スが高い企業は，環境経営に積極的に取り組む

2003年日経環境経営度指標総合ランキング点数

余裕があると考えられる。「売上高変化率」：企（０，正値）＝業の成長性を示す変数。成長性が高い企業ほど，

α0 ＋ α1ROA ＋ α2トービンのQ ＋α3

技術革新が旺盛であり，積極的に環境経営に取

売上高変化率 ＋α4負債比率＋ α5 従り組むことが考えられる。「負債比率」：企業の業員数 ＋α6Ln総資産 ＋α7役員持株比

財務健全性を示す変数。負債比率が高く，財務率 ＋α8外国人持株比率 ＋ α9金融機関

健全性に問題のある企業は，環境経営に取り組＋ α10一般事業法人持株比

む余裕がないと考えられる。「従業員数」：企業率 ＋α11特定持株比率 ＋α12「土地資産の人的規模を示す変数。従業員数が多い企業ほ変化率/トービンのQ変化率」＋ ε

ど，社会に与える影響度が高く，積極的に環境（③式）

経営に取り組むことが考えられる。「Ln総資

持株比率

産」：企業の資産規模を示す変数。
「従業員数」
環境経営促進企業の経営者特性に着目すると同様，資産規模が大きい企業ほど，社会的注

基本モデル

目度が高く，積極的に環境経営に取り組むこと

上記の③式に準じて，2003年期のデータを対が考えられる。「役員持株比率」：経営者支配力

象に，日経環境経営度指標総合ランキング点数を示す変数。役員持株比率が高い企業は，外部に着目したトービット回帰分析を活用する。具

からの監視・規律が弱くなる。
「外国人持株比体的には，以下の④式のモデルを活用すること率」：外国人投資家の影響力を示す変数。外国になるが，上記の①②③式では株式所有構造に

人持株比率が高い企業は，外部からの監視・規関する説明変数が採用されていたが，それに替律が強くなる。「金融機関持株比率」：金融機関

えて経営者そのものの属性に関する変数が採用の影響力を示す変数。金融機関持株比率が高いされている。

企業は，金融機関からの監視・規律が強くなる。
「一般事業法人持株比率」：株式持合いの程度を

2003年日経環境経営度指標総合ランキング点数示す変数。一般事業法人持株比率が高い企業は，（０，正値）＝

外部からの監視・規律が弱い反面，経営者裁量

α0 ＋ α1ROA ＋ α2トービンのQ ＋α3性の高い環境経営が行われる可能性がある。
「特売上高変化率 ＋α4負債比率＋ α5Ln定持株比率」：安定株主の存在程度を示す変数。

総資産 ＋α6社長在職期間 ＋α7社長専「一般事業法人持株比率」と同様に，経営者裁門 分 野 ダ ミ ー ＋ α8 社 長 出 身 母 体 ダ

量性の高い環境経営が行われる可能性がある。

＋ α9技術系役員比率 ＋α10役員「土地資産変化率/トービンのQ変化率」：土地

平均在職期間 ＋α11役員平均年齢 ＋α12

資産効率性を示す変数。84年期から03年期（98

環境経営実施の意思表示の有無ダミー年期）の変化率を対象とし，土地資産の変化率＋εに対する企業パフォーマンス指標の変化率の割

ミー

（④式）

合を示している。当該変数が小さいほど，土地⑵ 説明変数
説明変数設定の着眼点を示すと以下のとおり

26

企業家研究〈第８号〉 2011.7

資産増加率に比して，企業パフォーマンス増加
率が高まることを意味し，より効率的な企業不動産マネジメントが実施されていることが推定され，環境経営についても高い効果が期待でき

3‑3. 分析結果る。「社長在職期間」：社長の影響力を示し，在⑴ 環境経営促進企業の財務特性にかかる分析職期間が長い社長は，経営者裁量性が高いと考結果えられる。「社長専門分野ダミー」：技術系の経1998年期のデータに基づいたISO14001早期歴を持つ社長は，環境経営に対する理解や実施

認証取得の有無にかかる①式の分析結果は表２

意欲が高いと考えられる。「社長出身母体ダに示されている11。当該分析は，ロジット回帰

ミー」：親会社から派遣された社長は，親会社分析によって実施された。分析パターンとして，の経営方針の影響を受けると考えられる。
「技「製造業」サンプル568社について，説明変数を

術系役員比率」：技術系役員の比率が高い企業

入れ替えて，３つのモデルで分析を行った。さほど，環境経営の技術面での質的高さが期待で「機らに業種の絞込みを行い，「化学」153社12，きる。「役員平均在職期間」：在職期間が長いほ械」196社13についての分析も実施した。

ど，経営者裁量性が高いと考えられる。「役員当該分析結果の特徴として，第１に「Ln総平均年齢」：年齢が若いほど積極的経営が期待資産」が有意にポジティブな変数になっているできる。「環境経営実施の意思表示ダミー」：環ことが指摘できる。これは，資産規模の大きい

境経営実施を明確に意思表示している経営者ほ企業が積極的にISO14001の早期認証取得に動ど，積極的な環境経営が実施されていると考えいたことを示している。第２の特徴点として，られる。

「一般事業法人持株比率」及び「特定持株比率」

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表２ ISO14001早期認証取得の有無に着目した分析結果（ロジット回帰分析）‫ޓ‬⵾ㅧᬺࡕ࠺࡞

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‫ޓ‬（表注）＊＊＊は１%水準で有意，＊＊は５%水準で有意，＊は10%水準で有意であることを示す。

⴫3論 説 東証１部製造業の環境経営促進の決定要因と経営者特性に関する研究［山本卓］

⴫2

⴫2

27

が有意にポジティブな変数になっていることでポジティブな変数になっていることである。

ある。これは，安定株主が多く占め，経営者に

表２との大きな相違点として，「外国人持株

とって安定的な株式所有構造である企業ほど比率」の影響の程度が異なる点である。1998年

ISO14001の認証取得に熱心であったことがわの日経環境経営度指標総合ランキングのデータ

かる。企業不動産のあり方との関連性であるが，においては，外国人投資家が環境経営の促進要「土地資産変化率/トービンのQ変化率」の係数因となっていることがわかる。また，「ROA」の符号はマイナスであるが，有意になっていなが促進要因になっている点も相違点となっていい。また，「化学」と「機械」との業種別でのる。企業不動産のあり方との関連性についても，比較を行うと，「化学」のサンプルを前提とし表２の分析結果と比較してより明確な傾向が確た分析において，より鮮明な傾向が浮き彫りと認できる。すなわち，「製造業−モデル３」になっている。

おいて「土地資産変化率/トービンのQ変化率」

表３は，1998年の日経環境経営度指標総合ラが有意にマイナスになっており，企業不動産のンキングのデータに基づいた②式の分析結果が効率的活用の環境経営における重要性が示唆さ示されている。分析の基本的枠組みは，表２の

れている。
⴫ 2

分析に準拠している。表２のISO14001早期認

2003年期のデータに基づいた日経環境経営度

証取得の有無に着目した分析結果（製造業全体）

指標総合ランキングにかかる③式の分析結果はと共通している点は，「Ln総資産」，「一般事業

表４に示されている。当該分析は，表３の分析

法人持株比率」及び「特定持株比率」が有意にと同様にトービット回帰分析によって実施され⴫ 㪊㩷 㩷 㪈㪐㪐㪏 ᐕᣣ⚻ⅣႺ⚻༡ᐲᜰᮡ✚ว䊤䊮䉨䊮䉫䈮⌕⋡䈚䈢ಽᨆ⚿ᨐ㩿䊃䊷䊎䉾䊃࿁Ꮻಽᨆ㪀㩷
表３ 1998年日経環境経営度指標総合ランキングに着目した分析結果（トービット回帰分析）‫ޓ‬⵾ㅧᬺࡕ࠺࡞

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企業家研究〈第８号〉 2011.7
⴫4

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( ＊＊＊は１%水準で有意，)᦭ ＊＊は５%水準で有意，᦭ ＊は10%水準で有意であることを示す。
᦭
（表注）

28

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表４ 2003年日経環境経営度指標総合ランキングに着目した分析結果（トービット回帰分析）‫ޓ‬⵾ㅧᬺࡕ࠺࡞

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表５ 2003年日経環境経営度指標総合ランキングに着目した分析結果（経営者特性・トービット回帰分析）‫ޓ‬(2) ⅣႺ⚻༡ଦㅴડᬺߩ⚻༡⠪․ᕈߦ߆߆ࠆಽᨆ⚿ᨐ
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（表注）＊＊＊は１%水準で有意，＊＊は５%水準で有意，＊は10%水準で有意であることを示す。

4. ⠨ኤ


論 説 東証１部製造業の環境経営促進の決定要因と経営者特性に関する研究［山本卓］

29

ている。分析パターンは前記②式の1998年期の系役員比率」が，製造業サンプルにおいてプラ分析と同様である。

ス有意となっていることが理由である。これは「製造業」を対象とした財務特性上の分析結

理系のバックグラウンドを持つ役員比率が高ま果の特徴として，第１に「負債比率」が，1998

るほど環境経営の成果が高まることを示してい年期と異なり，有意にネガティブな変数となっる。化学サンプル，機械サンプルでは有意ではていることが指摘できる。これから財務状態がないが，プラスとなっている。また，「環境経安定した企業ほど充実した環境経営を行ってい営実施の意思表示ダミー」も，製造業・化学サることを意味している。第２として，1998年期

ンプルで，プラス有意となっている。

の分析と同様に，「Ln総資産」が有意にポジティ
ブな変数となっており，資産規模が大きい企業

4. 考察

ほど環境経営を促進していることがわかる。また，株式所有構造上の特徴として，「金融機関本研究では，1998年期及び2003年期の各種

持株比率」，「一般事業法人持株比率」及び「特データに基づいた環境経営促進の決定要因に関

定持株比率」が有意にポジティブな変数になっする分析を行った。これらの分析結果を総合的ており，これについても1998年期の分析結果とに考察すると次のとおりとなる。

の類似性が認められる。

第１に，財務特性に関係した変数では，一貫

また，企業不動産との関係では，表３の分析

して「Ln総資産」が有意にポジティブな変数

結果と比較した場合に，より鮮明に「土地資産となったことである。これは，米国などの先行変化率/トービンのQ変化率」が有意にネガティ研究と同じであり，企業規模が大きく社会的にブな変数となっており，効率的な企業不動産管も注目度の高い企業には環境経営実施の強いイ

理を実施してきた企業ほど，より充実した環境

ンセンティブが働くといえる。

経営が実施されていることが定着した結果と
なった。

さて，
「ROA」
，
「売上高変化率」，「負債比率」に着目し，1998年期（表３）及び2003年期（表４）の分析結果を比較した場合に，時期の違い⑵ 環境経営促進企業の経営者特性にかかる分による温度差が顕著に浮き彫りとなっている。

析結果

1998年期では，「ROA」が有意にポジティブと

環境経営促進企業の経営者特性について，なり，「売上高変化率」が有意にネガティブと2003年期の日経環境経営度指標総合ランキング

なっているが，「負債比率」は影響していない。

データに基づいた④式の分析結果は表５に示さこれに対して，2003年期では，「ROA」及び「売れている。当該分析は，表４の分析方法と基本

上高変化率」は影響せず，「負債比率」が有意的には同じであるが，説明変数を株式所有構造にネガティブとなっている。

に関するものから経営者特性に関するものに入れ替えている。

1998年 期 に「ROA」 及 び「 売 上 高 変 化 率 」が影響ある要因として抽出された背景として，分析結果の第１の特徴として，環境経営におバブル崩壊後の製造業不況と関係していると考ける社長の影響力は僅少であることである。
「社

える。この時期に，多くの製造企業は，経営構

長在職期間」の符号はいずれのケースにおいて造の改革に取り組んでいる。売上の不調に対しもマイナスとなっており，在職期間の長い社長て，収益改善を成功させた企業が，環境経営をの企業の環境経営パフォーマンスはプラスに作積極的に導入したと解釈することができる。環用しない。第２の特徴点として，役員の技術ス

境経営は，環境負荷低減を通じて資源・エネル

キル水準が環境経営の水準向上の下支えになっギー利用の効率化がなされ，一方では環境事業ていると推定できることである。それは「技術に力を入れることにより，新たな顧客ニーズを30

企業家研究〈第８号〉 2011.7

生み出すことができる。これらは，企業価値向分があることが示唆されている。

上を目的としている点で通常の経営活動と軸を第３に，経営者特性に関係した変数では，「社

同じにしている。経営構造の改革と環境経営導

長在職期間」がネガティブになる傾向がみられ入とは親和性があると解釈できる。

る。このことから，在職期間が長く社内影響力

その後の製造業の業況が徐々に回復しつつの大きい社長の存在は，必ずしも実効性ある環あった2003年期では，「ROA」は有意な変数と境経営の実施に結びつかないことが示唆されてはならず，企業の収益性は環境経営を促進するいる。これは，バブル崩壊後の企業経営の変革

要因に積極的に位置づけにくくなっている。し期では，在任期間が長くても，環境経営を取りかし，その反面「負債比率」が有意にネガティ込める経営者とそうでない経営者の双方が存在ブとなり，財務状態の安定性がより重視される

していたことが背景にあると考えられる。なお，ようになった。このようなことから，環境経営

化学企業のサンプルでは，「社長在職期間」がは，バブル崩壊後から経済回復期の製造業の企

有意にネガティブな変数になっていることに留

業変革に一定の影響を与えたことが推定され意する必要がある。この理由として，バブル崩る。

壊後に経営者交代があり新規に就任した社長

第２に，株式所有構造に関係した変数では，が，環境経営の導入に積極的であったというこ（Nishitani,2009）がISO14001早期認証取得の有とも考えられる。これについては，サンプル企無に着目した分析において「一般事業法人持株業を個別具体に分析・検証する必要がある。ま比率」が有意にポジティブな変数であることをた一方で，「技術系役員比率」がポジティブと発見したように，本分析においても一貫して同なる傾向がみられ，社長レベルより役員レベル様な傾向になることが確認された。またこれとの資質が重視されることが示されている。さら整合性がとれるように，「特定持株比率」も有に，「環境経営実施の意思表示ダミー」が有意意にポジティブとなっている。これらのことかにポジティブとなる傾向も注目される。これは，ら，日本においては，経営者にとっての株式所

役員間で，環境経営を企業において重要施策と有構造上の安定性が環境経営を顕著に促進する

位置づけ共通認識を持ち，それを有価証券報告要因となることが検証された。この安定性に書を通じて対外的にも明らかにすることが，環よって長期的視点からの環境経営が可能となる

境経営パフォーマンスに直結することが示唆さた め で あ る。 米 国 企 業 を 分 析 対 象 と し た

れている。経営者層で意思の統一がとれており，（Cormier and Magnan,2003）では，株式集中

明確に環境経営のビジョンを表明している企業

度の高さが環境経営促進のマイナス要因となるの成果が大きいことが裏付けられている。これことと際立った違いを示している。また，「金らは，（白鳥，2009）が，環境経営成功企業の融機関持株比率」が有意にポジティブとなる傾特徴に，トップ経営者の環境経営に対する明確

向から，経営者にとっての株式所有構造の安定なビジョンの存在，環境経営推進の中心となる性とともに，銀行による規律づけも影響を与え中核層の能力の高さ等を指摘していることと整ていることが示唆されている。さらに，企業不合性がとれる14。

動産の効率的活用は，実効性のある環境経営を左右していることも確認された。これは，1998

5. 要約と今後の課題

年と2003年の双方の日経環境経営度指標総合ランキングに着目した分析において裏付けられて本研究の結果を要約すると以下のとおりとな

おり，2003年の分析結果より強い傾向をみるこる。

とができる。環境経営が目的とする効率性の向・日本企業の環境経営のあり方は，①短期的な上と企業不動産の効率的活用とに重なり合う部

実利を追わない長期的な視点，②外部のス論 説 東証１部製造業の環境経営促進の決定要因と経営者特性に関する研究［山本卓］

31

テーク・ホルダーの圧力によらない経営者の自主的な取り組み，③大企業では役員の技術水準が明確な促進要因となって，組織的な環

年に環境アピールを行い，1997年には環境自主行動
計画を公表している。
３

I S O（I n t e r n a t i o n a l O r g a n i z a t i o n f o r
Standardization:国際標準化機構）が，1996年に環境

境経営の推進が有効となること等に集約でき

マネジメントのために開発したシステム規格である。

る。

ISO14001は，環境保全活動について，環境方針を策定し，PDCAサイクルを循環させることにより継続

・バブル崩壊後の経営改革の実施と環境経営の導入は，相反するものではなく，収益改善を行い，企業価値の向上を目的としている点で的改善を行うことを要求する。
４

コーポレート・ガバナンスの特性は株式所有構造と密接に関係しているという考え方に基づく。株式

軸を同じにしている可能性があることが推定

所有構造は構成する株式の所有割合により定量的にできる。

性格づけを行うことが可能という前提で，多くの実・環境経営の成果を出している企業の経営者特性として，役員レベルの資質が重視され，役証研究が実施されている。
５

本研究での経営者は，企業の代表者（社長）のみ
でなく，役員をも含む概念とする。

員間で環境経営の重要性の認識が共有されて６ （財）日本適合性認定協会の公表数値に基づいた。

いることが指摘できる。

７

同上

また，今後の研究課題として以下の諸点が指８

日本経済新聞社が毎年公表する「環境経営度調査」

摘される。

に基づく。当該調査は，上場企業・株式公開企業約4000社を対象とした大がかりなものとなっている。

・本研究の実証分析は，1998年期と2003年期と総合スコアは，個別指標（「運営体制」，「環境教育」，「ビに調査対象期間が限定されたものとなっていジョン」，「汚染リスク」，「資源循環」，「製品・温暖化・る。そのため長期的視点で考察すべき環境経物流対策」）を統計的分析手法により，それぞれに重営の原因と結果の関係の明確な分析に一定のみをつけて合成されている。
９

ロジットモデルは，実証会計理論の分野で多用さ限界があったと考えられる。この課題を克服れる確率モデルの一つであり，概要は以下のとおりするために，調査対象期間の拡大や，個別企である。線形確率モデルでは，以下のように変数x（r業のケーススタディを積極的に導入すること個）の線形結合で表現される。

にする。

Z＝β0＋β1X 1＋β2X 2＋…＋βrxr
しかし，線形確率モデルでは，推定確率が０と１の・本研究は，東証１部製造業を対象としたもの

区間に入る保証がないという問題がある。ロジット

であり，比較的社歴が古い大企業が中心とモデルでは，この推定確率を０と１の間に収めるたなっている。したがって，本研究で得られた

めに，上記の線形結合をロジット変換し，以下のと知見は，企業全般にあてはまる普遍的なもの

おり表現する。
p（x）＝exp（z）/（１＋exp（z））＝１/（１＋exp（-z））

ではないと考えられる。例えば，環境関連ビ

これを変形すると，

ジネスで新たな市場を創造し，かつ環境保全

log
（p
（x）
（
/ １-p
（x）
）
）
＝ β０＋β1X1＋β2X2＋…＋βrxrと生産性を両立させるようなイノベーションを行っている「ベンチャー企業」も重要な研究対象と考えられる。大企業とベンチャー企
業の環境経営促進の決定要因の比較分析についても重要な研究論点になると考える。

となる。
10

被説明変数の正規性を仮定し，最尤法でパラメータを推定する分析で，本件のように被説明変数が０
若しくは正値の場合に適用が馴染む。
11

紙幅の都合上説明変数間の相関行列は割愛するが，分析上問題のない範囲内の相関係数を示している（表３，表４，表５の分析おいても同様）
12

【注】
１

1993年に環境基本法が，2000年に循環型社会形成推進基本法が，2002年には土壌汚染対策法がそれぞれ公布され，環境政策における基本的法制が整備されるに至っている。

２32

経団連は，1991年に地球環境憲章を制定し，1996

企業家研究〈第８号〉 2011.7

当該「化学」の区分には，
「化学」
，
「繊維」，
「医薬」

の各業種に属する企業が抽出されている。
13

当該「機械」の区分には，「機械」，「電機」の各業種に属する企業が抽出されている。
14 （白鳥，2009，115-133頁）は，自動車メーカー及び住宅メーカーをケーススタディとして，経営トッBeaver,W.,P.Kettler and M.Scholes “The Association

プと中核層との関係を検証している。

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論 説 東証１部製造業の環境経営促進の決定要因と経営者特性に関する研究［山本卓］

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