経営財務研究■論

Vol.39

No.1・2（2019.12）

文

経営者の在任期間と目標利益達成を意図した利益調整
石田

惣平

蜂谷

豊彦

（埼玉大学）（一橋大学）
要旨

本研究の目的は，経営者の在任期間と目標利益達成を意図した利益調整との関係を検証することにある。分析の結果，在任期間が短い経営者ほど目標利益達成を意図した利益調整を行う可能性が高い
ことが明らかとなっている。また，内部昇進の経営者よりも企業外部から雇われた経営者の方が，在任期間と目標利益達成を意図した利益調整との関係が強くなることを発見している。
キーワード： 経営者の在任期間，利益調整，目標利益，株主からの評価，経営能力

１

はじめに

Ali and Zhang（2015）は，在任期間が短いほど経営者は利益増加型の利益調整を行うことを報告している。経営者は様々な情報をもとに株主から経営能力 1）を評価されており，能力が低いとみなされた場合には交代させられる（Murphy and Zimmerman, 1993; Weisbach, 1988）。特に，在任期間が短いほど経営者を評価するための情報が少ないため，株主は経営能力の評価にあたり経営者自身が報告した会計利益に大きな比重を置かざるを得ない（Dikolli et al., 2014; Fama, 1980; Gibbons and Murphy, 1992;
Holmström, 1999; Pan et al., 2015）。このことが，在任期間が短い経営者に利益増加型の利益調整を行わせる誘因となる。交代させられてしまった場合には，経営者は将来得られたであろう高額の報酬や社会的な地位を失うことになる。在任期間が短い時ほど，利益数値が低いことによって交代させられる可能性は高いため，在任期間が短い経営者ほど利益増加型の利益調整を行う動機を強く有するのである。
ただし，在任期間が短い経営者が常に利益増加型の利益調整を行うとは限らない。これは，株主が会計利益の大きさに比例して連続的に経営者に対する評価を改定するのではなく，黒字や増益といった目標数値を達成できない場合に評価を下方に改めるためである。多くの実証研究では，経営者が交代させられる確率は会計利益の低下に伴って連続的に増加するのではなく，ある種の目標値を下回った場合に高まることが示されている（Dikolli et al., 2014; Huson et al., 2001; Kang and Shivdasani,
1995; Kaplan, 1994; 乙政 , 2004）。さらに，アンケート調査やインタビュー調査では，経営者は一定の利益水準を下回った場合に，外部者からの評価が下がると感じているといった回答が得られている
41

経営財務研究Vol.39

No.1・2（Graham et al., 2005; 須田・花枝 , 2008）。これゆえ，在任期間が短い経営者は目標数値を達成できそうもない場合に，利益増加型の利益調整を行うと予想される。
加えて，在任期間が短い時に，全ての経営者が目標利益達成を意図した利益調整を行うかも明らかではない。特に，経営者が内部昇進した者なのか，あるいは外部から雇われた者なのかでは，株主が経営者の能力を評価するにあたって利用できる情報量に差があると考えられる（Pan et al., 2015）。内部出身者は長期間にわたって就任先の企業で経営に携わっていた経験があるため，株主がその者の経営能力を評価するにあたって利用可能な情報は多い。他方，外部出身者は就任先の企業で働いていた経験がない，あるいはあったとしても非常に短いため，株主が外部出身者を評価する際に利用できる
情報は内部出身者のものよりも限られる。このことは，内部出身者よりも外部出身者の方が，在任期間が短い時に目標利益を達成できないことで株主からの評価が下がる可能性が高く，ゆえに目標利益達成を意図した利益調整を行う動機を強く有することを示唆している。この見解と整合して，先行研
究では外部出身者は就任初年度に利益増加型の利益調整を行うことが報告されている（首藤 , 2001）。
本研究は，在任期間が短い経営者ほど目標利益を達成するために利益調整を行うのか，また内部出身者と外部出身者とでは在任期間にともなう利益調整行動の変化に差異があるのかを検証する。なお，本研究では目標利益として黒字と増益を取り上げ，利益調整の尺度には裁量的会計発生高と異常
裁量的支出を統合した指標を用いている。また，入社して 4 年以内に経営者に就任した者を外部出身者と区分している。2005 年から 2012 年までの 17,764 企業・年のサンプルを用いて分析を行ったとこ
ろ，次の検証結果が得られている。ひとつには，在任期間が短い経営者ほど目標利益を達成するために利益調整を行うことが確認されている。もうひとつは，内部出身者に比べて外部出身者の方が，在任期間が短い時に目標利益達成を意図した利益調整を行う傾向が強いことが明らかとなっている。本研究はまた，在任期間が短い経営者が利益調整を行う際に会計的裁量行動と実体的裁量行動のどちらを選択するのかを検証している。分析の結果，在任期間が短い経営者は会計的裁量行動よりも実体的裁量行動を選好することがわかっている。
本研究の構成は次の通りである。第 2 節では，先行研究を整理し，本研究の仮説を提示する。第 3
節ではリサーチ・デザインとサンプルについて説明する。第 4 節では検証結果を報告する。第 5 節では頑健性分析，第 6 節では追加分析について述べる。第 7 節は本研究のまとめである。

２

先行研究と仮説構築

経営者は様々な情報をもとに株主から経営能力を評価されており，能力がないと判断されれば交代させられる（Murphy and Zimmerman, 1993; Weisbach, 1988）。とりわけ，これまでの研究からは経営者によって報告された利益数値が著しく低い場合，経営者が交代させられる確率は高まることが報告されている（Dikolli et al., 2014; Huson et al., 2001; Kang and Shivdasani, 1995; Kaplan, 1994; Murphy andZimmerman, 1993; Weisbach, 1988; 乙政 , 2004）。このことは，経営者によって定期的に報告される利益数値には経営能力が反映されているものと株主が推察していることを示唆している。
他方，Dikolli et al.（2014）は，経営者の在任期間が経営者交代と会計利益の関係に影響を及ぼすことを理論的かつ実証的に示している。経営者の在任期間が長くなると，株主は経営者が過去に報告した会計利益を参照できるだけでなく，経営者がこれまでにとった戦略や行動など，経営能力を評価するための情報を多く取得できるようになるので，経営者の在任期間が長期にわたるほど経営能力を評価する際の不確実性は緩和される（Fama, 1980; Gibbons and Murphy, 1992; Holmström, 1999; Pan et al.,42

経営者の在任期間と目標利益達成を意図した利益調整2015）。それゆえ，経営者の在任年数が長い（短い）ほど，株主が経営者の能力を評価する際に利用可能な情報が多く（少なく）なり，新たに報告された利益数値に対する比重が減少（増加）し，結果として経営者交代と会計利益の関係は弱く（強く）なる。
在任期間が短い時ほど経営者交代と会計利益の関係が強くなることは，在任期間が短い経営者に利益増加型の利益調整を行わせる誘因となる。経営者は交代させられてしまうと，交代させられなければ得られたであろう高額な報酬や社会的な地位を失うことになる。とりわけ，在任期間が短い時ほど，利益数値が低いことによって経営者が交代させられる可能性は高いので（Dikolli et al., 2014），在任期間が短い経営者は高額な報酬や社会的な地位を失うことを恐れて，利益増加型の利益調整を行うと考えられる。近年の研究からは，この予想と整合的な結果が得られている。たとえば，経営者の在任期間と利益調整の関係を検証した Ali and Zhang（2015）は，在任期間が短い経営者ほど利益増加型の利益調整を行うことを報告している。
しかし，本研究は在任期間が短い経営者が常に利益増加型の利益調整を行うわけではないと考える。これは，株主が報告された会計利益の大きさに比例して連続的に経営者に対する評価を改定するのではなく，黒字や増益といった目標数値を達成できない場合に評価を改めるためである。これまで多くの実証研究において，赤字あるいは減益になった場合に，経営者が交代させられる確率が高くなることが確認されている（Dikolli et al., 2014; Huson et al., 2001; Kang and Shivdasani, 1995; Kaplan, 1994;
乙政 , 2004）。これら一連の発見事項は，株主は経営者が黒字や増益といった目標数値を達成できない場合に，経営者に対する評価を引き下げることを示唆するものである。
加えて，Graham et al.（2005）や須田・花枝（2008）が行ったアンケート調査では，半数以上の役員は一定の利益水準を達成できなかった場合に外部者からの評価が下がると感じているといった調査結果が報告されている。さらに，Graham et al.（2005）が先のアンケート調査と同時に行ったインタビュー
調査では，ある役員から「目標となる利益水準を達成できないと職を失うと考えている」との回答が得られている。つまり，経営者自身も目標利益を達成できない場合，株主からの評価が下がり，交代させられる可能性が高まると認識しているのである。ここまでの議論から，在任期間が短い経営者ほど目標利益達成を意図した利益調整を行うことが予想される。そこで，次の仮説を導出する。
仮説1：在任期間が短い経営者ほど目標利益達成を意図した利益調整を行う可能性が高い。
また，在任期間が短い時に，全ての経営者が目標利益達成を意図した利益調整を行うかも定かではない。特に，内部昇進の経営者と，外部から雇われた経営者とでは，就任時点における経営能力を評価するための情報量に差があるため（Pan et al., 2015），目標利益を達成できなかった場合に評価が引き下げられる可能性も異なると考えられる。外部出身者は就任先の企業で働いていた経験がない，あるいは働いていたとしてもその期間は非常に短いため，外部出身者の経営能力を評価する際に利用できる情報量には限りがある。日本では，外部出身者が経営者となる場合，大株主から派遣されることも多いが（Kang and Shivdasani, 1995; 首藤 , 2000），派遣元と派遣先の企業で必要とされる経営能力には乖離が存在するため，株主が経営者としての能力を評価する際に用いることができる情報は少ないといえる。
これに対して，内部出身者は就任先の企業で経営に携わっていた経験があり，またその期間も長期にわたるため，株主が内部出身者を評価するにあたって利用できる情報量は外部出身者の情報量に比べて多い。そのため，在任期間が短い時に，内部出身者よりも外部出身者の方が目標利益を達成できないことで株主からの評価が引き下げられる可能性が高く，ゆえに目標利益達成を意図した利益調整
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No.1・2を行う動機を強く持つと考えられる。首藤（2001）では，外部出身者は就任初年度に利益増加型の利益調整を行うことが報告されており，上記の見解と整合的な結果が得られている。ここまでの議論から，本研究は次の仮説を設定する。
仮説2：企業内部で昇進した経営者よりも，企業外部から雇われた経営者の方が，在任期間が短い時に目標利益達成を意図した利益調整を行う可能性が高い。

３

リサーチ・デザイン

3.1

目標利益達成を意図した利益調整仮説の検証にあたり，まず目標利益を設定する必要がある。これまでの研究からは，赤字や減益になった場合に，経営者が交代させられる確率が高まることが明らかとなっている（Dikolli et al., 2014;
Huson et al., 2001; Kang and Shivdasani, 1995; Kaplan, 1994; 乙政 , 2004）。加えて，Graham et al.（2005）
や須田・花枝（2008）のアンケート調査によれば，半数以上の役員が黒字や増益を達成すべき目標数値に据えていることが報告されている 2）。これらの研究成果は，経営者は黒字や増益を達成できないと株主からの評価が下がり，交代させられる確率が高まると認識していることを示唆している。そこ
で，本研究は当期純利益が黒字か，あるいは増益であるかに注目する。
また，本研究では利益調整の尺度として会計的裁量行動と実体的裁量行動の双方を統合した尺度を用いる。目標利益達成を意図した利益調整行動に影響を与える要因を検証している首藤（2007）では，利益調整の方法として会計的裁量行動にのみ焦点をあてている。しかし，会計的裁量行動は会計上の見積もりなどを変更することで利益調整を行う手法であるため，過度な利益調整は会計監査人から是正するよう求められるなど，その利用には制約が付きまとう（Graham et al., 2005; Zang, 2012; 須田・
花枝 , 2008）。それゆえ，経営者は会計的裁量行動のみを用いて目標利益を達成しようとするのではなく，会計的裁量行動と実体的裁量行動を組み合わせながら目標利益の達成を試みると考えられる 3）。
このような状況を想定した場合，会計的裁量行動にのみ注目すると，本来利益調整を行って目標利益を達成している経営者をそうでない者と区分してしまう可能性がある。たとえば，会計的裁量行動
によって 15 億円，実体的裁量行動によって 15 億円の利益調整を行い，最終的に 20 億円の当期純利益を計上した経営者がいるとする。この時，会計的裁量行動にのみに注目すると，利益調整前の当期純利益は 5 億円となり，この経営者は利益調整を行わずとも黒字を確保できた経営者と区分されてしまう。こうした可能性を排除するために，本研究は会計的裁量行動と実体的裁量行動の双方を統合した尺度を用いて，目標利益達成を意図した利益調整の尺度を作成する。具体的な作成方法は以下の通りである。
はじめに，会計的裁量行動の変数である裁量的会計発生高を推定する。裁量的会計発生高の推定には，Jones（1991）と Dechow and Dichev（2002）が考案したモデルを統合した McNichols（2002）のモデルを用いる。具体的にはまず，（1）式を産業・年ごとに最小二乗法で推定する 4）。ここで，TACi,t は t
期会計発生高 5），CFOi,t（CFOi,t⊖1，CFOi,t+1）は t 期（t⊖1 期，t+1 期）営業キャッシュ・フロー，CREVi,tは t 期売上高変化額，PPEi,t は t 期末有形固定資産 6），Ai,t⊖1（Ai,t，Ai,t⊖2）は t⊖1 期末（t 期末，t⊖2 期末）
総資産である。続いて，⑴式の推定から得られた残差（εi,t）に Ai,t⊖1 を乗じることで，t 期裁量的会計発
生高（DACi,t）を算出する。DACi,t が正に大きな値をとるほど，利益増加型の利益調整が行われている44

経営者の在任期間と目標利益達成を意図した利益調整ことを意味する。
（TACi,t / Ai,t⊖1） = β0 + β1（CFOi,t⊖1 / Ai,t⊖2） + β2（CFOi,t / Ai,t⊖1） + β3（CFOi,t+1 / Ai,t）⑴+ β4（CREVi,t / Ai,t⊖1）+ β5（PPEi,t / Ai,t⊖1） + εi,t

次に，実体的裁量行動の変数である異常裁量的支出を推計する。本研究は Roychowdhury（2006）が考案したモデルを用いて，異常裁量的支出の推定を行う。まず，⑵式を産業・年ごとに最小二乗法でSi,t⊖1 は t⊖1 期売上高，Ai,t⊖1 の定義は⑴式と同じである。そして，推定する。EXPi,t は t 期裁量的支出額 7），
t 期異常裁量的支出（DEXPi,t）⑵式を推定して得られた残差（τi,t）に Ai,t⊖1 を掛け合わせることによって，を計算する。DEXPi,t は負の方向に大きな値をとるほど，経営者が利益増加型の利益調整を行っていることを示している。
（EXPi,t / Ai,t⊖1） = γ0 + γ1（1 / Ai,t⊖1） + γ2（Si,t⊖1 / Ai,t⊖1） + τi,t⑵

続いて，利益調整前当期純利益を計算する。t 期当期純利益（Ei,t）から DACi,t を引き，DEXPi,t を足し戻した値が t 期利益調整前当期純利益（EBEMi,t）である。そして，EBEMi,t を用いて，黒字確保を意図した利益調整の変数（POS_EMi,t）と増益達成を意図した利益調整の変数（INC_EMi,t）を作成する。
POS_EMi,t は EBEMi,t が 0 未満かつ Ei,t が 0 以上であれば 1，それ以外は 0 をとるダミー変数である。
POS_EMi,t が 1 の値をとる場合，経営者が利益調整を行って黒字を確保していることを意味する。
INC_EMi,t は EBEMi,t が Ei,t⊖1 未満かつ Ei,t が Ei,t⊖1 以上であれば 1，それ以外は 0 をとるダミー変数である。
INC_EMi,t が 1 の値をとる時，経営者が利益調整を行って増益を達成していることを示している。

3.2

経営者の在任年数

次に，経営者の在任年数を計算する。本研究では，社長の職に就く者を経営者と定義する。これは，日本の取締役会において社長が最も強い権限を有しており，それゆえ社長が会社の最高責任者として広く認知されているためである（Kang and Shivdasami, 1995; Kaplan, 1994; 乙政 , 2004; 首藤 , 2001）。そして，社長である経営者の在任年数を，図 1 のように計算する。図 1 からわかる通り，前任の経営者が交代した年を新任の経営者の在任年数の 1 年目とし，それ以降を 2 年目，3 年目として数える。
そして，上記の計算方法にもとづいて経営者の在任年数の変数（TENi,t）を作成する。
なお，分析を行うにあたっては，本研究では経営者の在任年数の自然対数（LN（TENi,t））を用いる。
経営者の在任期間と利益調整との関係を検証している Ali and Zhang（2015）では，在任年数が 3 年以下である経営者を就任間もない経営者とし，就任間もない経営者であれば 1，それ以外は 0 とするダ
図１

経営者の在任年数の計算方法
前任経営者が交代した年

４年目

５年目

前任経営者の在任年数

６年目

１年目

２年目

３年目

４年目

新任経営者の在任年数

45

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No.1・2

ミー変数が分析に用いられている。これは，株主が経営者の能力を評価する際の不確実性は経営者の在任年数が 1 年目から 3 年目にかけて一定であり，それゆえ経営者が利益増加型の利益調整を行う可能性も 1 年目から 3 年目の間では変わらないことを仮定するものである。
しかし，Pan et al.（2015）は，株主が経営能力を評価する際の不確実性は，経営者の在任期間が長くなるにつれて減少し，かつその減少幅は小さくなることを報告している。このことは，経営者が利益増加型の利益調整を行う可能性は，経営者の在任年数が 1 年目から 3 年目までで一定ではなく，1 年
目から 3 年目の間においても減少し，またその減少幅は一定ではなく，経営者の在任期間が長くなる
につれて小さくなることを示唆している。これゆえ，経営者の在任年数の生値や Ali and Zhang（2015）のような就任間もない経営者を特定するダミー変数を用いるよりも，経営者の在任年数の自然対数を用いた方が妥当であると考えられる。

3.3

外部出身の経営者

また，先に提示した仮説を検証するためには，経営者が内部出身者であるか，あるいは外部出身者
であるかを特定する必要がある。本研究は首藤（2001）に倣い，内部出身者と外部出身者を区分する。
具体的には，入社して 4 年以内に経営者に就任した者を外部出身者，それ以外を内部出身者とし，外部出身者の変数（OUTi,t）を構築する。OUTi,t は経営者が外部出身者であれば 1，それ以外は 0 をとるダミー変数である。入社 1 年目に経営者に就任した者を外部出身者と限定しないのは，外部から経営者を雇う場合，ただちに経営者に就任させるのではなく，一度取締役に就任させたのちに，数年の期間をおいて経営者とすることが多いためである（Kang and Shivdasami, 1995; Pan et al., 2015; 首藤 ,2001）。

3.4

分析モデル

仮説 1 を検証するにあたっては，⑶式の二項ロジット・モデルを最尤法により推定する。被説明変数は POS_EMi,t か INC_EMi,t のいずれかである。黒字を目標利益とする場合には POS_EMi,t，増益とする場合には INC_EMi,t を被説明変数に用いる。⑶式の説明変数において，本研究が注目するのは
LN（TENi,t）である。LN（TENi,t）の係数が有意な負の値をとる場合，在任期間が短い経営者ほど目標利益達成を意図した利益調整を行っている確率が高いこと，
すなわち仮説 1が支持されることを意味する。
POS_EMi,t or INC_EMi,t = φ0 + φ1LN（TENi,t）+ φ2OUTi,t + φ3FINALi,t + φ4OWNi,t + φ5AGEi,t+ φ6LN（MVi,t）+ φ7MTBi,t + φ8LEVi,t + φ9ROAi,t + φ10INSTi,t + φ11INDi,t⑶+ φ12AGROWTHi,t + φ13EGROWTHi,t + φ14YEARi,t + φ15INDUSTRYi,t + υi,t⑶式には，説明変数としていくつかのコントロール変数を追加的に組み込んでいる。第 1 に，経営者特性である。本研究では退任年ダミー（FINALi,t），経営者持株比率（OWNi,t），経営者年齢（AGEi,t）を⑶式に含める。経営者が過度な報酬を得たとしても，退任後に返還させることは困難であるため，退任を間近に控えた経営者ほど利益調整を行って多くの報酬を得ようとする（Dechow and Sloan,
1991）。ゆえに，FINALi,t と AGEi,t の係数は正であると予想する。また，経営者の株式保有割合が高くなると，経営者と株主の利害が一致するようになり，経営者は利己的な行動をとらなくなる（Jensen
and Meckling, 1976）。先行研究からは経営者持株比率が高い企業の経営者ほど利益調整を行わないことが報告されている（Warﬁeld et al., 1995）。よって，OWNi,t の係数の予想符号は負である。
46

経営者の在任期間と目標利益達成を意図した利益調整

第 2 に，企業特性である。まず，企業規模（LN（MVi,t））と時価簿価比率（MTBi,t）を組み込む。成長
企業ほど市場からの期待が高く，目標利益を達成できなかった場合の失望感が大きいため（Skinnerand Sloan, 2002），目標利益を達成するために利益調整を行うと考えられる。ゆえに，LN（MVi,t）の係数は負，MTBi,t の係数は正であると予想する。次に，負債比率（LEVi,t）である。負債での資金調達には一定水準の利益を確保することを規定した財務制限条項が付されることがあるが（中村・河内山 ,2015），
当該条項に抵触すると企業には追加的なコストの負担が強いられる（首藤 , 2007）。そのため，負債残高が多い企業の経営者ほど利益調整をして一定の利益水準の確保に努めるだろう。このことから，LEVi,t の係数は正の値をとるだろう。また，企業業績（ROAi,t）を組み込む。先行研究から，利益調整と企業業績との間にシステマティックな正の相関があることが確認されている（Kotheri et al.,2005; Roychowdhury, 2006）。よって，ROAi,t の係数は正であると予想する。
第 3 に，コーポレート・ガバナンスである。高品質なコーポレート・ガバナンスを有する企業では，経営者の機会主義的行動が抑制されるため，コーポレート・ガバナンスの質が高い企業の経営者ほど目標利益達成を意図した利益調整を行いにくくなると考えられる。とりわけ，これまでの研究からは
機関投資家持株比率や社外取締役比率が高い企業ほど，経営者の行動が規律付けられるため，経営者
は利益調整を行わなくなる傾向にあることが確認されている（Bushee, 1998; Klein, 2002）。本研究ではこれら先行研究の知見を活かして，機関投資家持株比率（INSTi,t）および社外取締役比率（INDi,t）を組み込む。INSTi,t と INDi,t の係数はともに負の値をとると予想される。
第 4 に，総資産成長率（AGROWTHi,t）と従業員数成長率（EGROWTHi,t）をコントロールする。先行研究からは，経営者の在任期間にともなって総資産成長率および従業員数成長率が高くなることが確認されている（Pan et al., 2016）。一方で，総資産成長率と会計発生高の間には負，従業員数成長率と裁量的支出の間には正の相関があると考えられる。たとえば，総資産成長率が高い企業は設備投資に積極的であるゆえ，減価償却費の負担額が大きくなり，結果として会計発生高が負の方向に大きくなる。また，従業員数成長率が高い企業は研究開発支出や給料などの負担額が大きくなるため，裁量的支出は正の方向に大きくなるだろう。このことは，総資産成長率と従業員数成長率は目標利益達成を意図した利益調整の変数とシステマティックな負の相関があり，それゆえこれらの要因をコントロー
ルしない場合，経営者の在任期間と目標利益達成を意図した利益調整の変数の間に見かけ上の負の相関が生じる可能性があることを示唆している。そこで，本研究では AGROWTHi,t と EGROWTHi,t を組み込む。AGROWTHi,t と EGROWTHi,t の係数の予想符号は負である。
仮説 2 の検証にあたっては，⑷式の二項ロジット・モデルを最尤法により推定する。被説明変数は⑶式同様，POS_EMi,t と INC_EMi,t のいずれかである。⑷式の説明変数において本研究が関心を寄せるのは LN（TENi,t）× OUTi,t の係数である。LN（TENi,t）× OUTi,t の係数が有意な負の値をとる場合，仮説 2 が支持されたことを意味する。なお，⑷式には⑶式同様，説明変数として追加的にコントロール
変数を組み込んでいる。また，⑶式と⑷式には時間効果と産業効果をコントロールするために，年ダ
ミー（YEARi,t）および産業ダミー（INDUSTRYi,t）を含めている。産業ダミーは日経業種中分類をもとに作成している。全ての変数の詳細な定義については表 1 を参照してほしい。
POS_EMi,t or INC_EMi,t = η0 + η1LN（TENi,t）+ η2OUTi,t + η3LN（TENi,t）× OUTi,t + η4FINALi,t+ η5OWNi,t + η6AGEi,t + η7LN（MVi,t）+η8MTBi,t + η9LEVi,t + η10ROAi,t + η11INSTi,t⑷+ η12INDi,t + η13AGROWTHi,t+ η14EGROWTHi,t + η15YEARi,t + η16INDUSTRYi,t + ωi,t
なお，⑶式と⑷式の係数の有意確率は，年のクラスタリングに対して頑健な標準誤差にもとづいて
47

経営財務研究Vol.39

No.1・2

表１
変

変数の定義

数

定

義

被説明変数
POS_EMi,tt 期に黒字確保を意図した利益調整を行っていれば 1 それ以外は 0 をとるダミー変数。
ここで，t 期利益調整前当期純利益が 0 未満かつ t 期当期純利益が 0 以上であれば，t 期に黒字確保を意図した利益調整を行っていると分類する。t 期利益調整前当期純利益は t
期当期純利益から t 期裁量的会計発生高を引き，t 期異常裁量的支出を足した値である。
t 期裁量的会計発生高は McNichols（2002）が考案したモデル，t 期異常裁量的支出はRoychowdhury（2006）が考案したモデルを用いて推定している。

INC_EMi,tt 期に増益達成を意図した利益調整を行っていれば 1 それ以外は 0 をとるダミー変数。
ここで，t 期利益調整前当期純利益が t-1 期当期純利益未満かつ t 期当期純利益が t-1 期
当期純利益以上であれば，t 期に増益達成を意図した利益調整を行っていると分類する。
t 期利益調整前当期純利益は t 期当期純利益から t 期裁量的会計発生高を引き，t 期異常裁量的支出を足した値である。t 期裁量的会計発生高は McNichols（2002）が考案したモデル，t 期異常裁量的支出は Roychowdhury（2006）が考案したモデルを用いて推定
している。

説明変数
LN（TENi,t）t 期の社長の在任年数の自然対数。

OUTi,tt 期の社長が外部出身者であれば 1 それ以外は 0 をとるダミー変数。ここで，外部出身者は在任年数が 1 年目の時に入社年数が 4 年以下である社長を指す。

FINALi,t

t 期の社長の在任年数が最終年であれば 1 それ以外は 0 をとるダミー変数。

OWNi,tt 期末役員持株比率。

AGEi,tt 期社長年齢。

LN（MVi,t）

t 期末株式時価総額の自然対数。

MTBi,tt 期末自己資本に対する株式時価総額の割合。

LEVi,tt 期末株式時価総額に対する負債の割合。

ROAi,tt 期当期純利益。なお，t-1 期末総資産で基準化を施している。

INSTi,tt 期末国内機関投資家持株比率。

INDi,tt 期末取締役人数に対する社外取締役人数の割合。

AGROWTHi,tt 期総資産成長率。

EGROWTHi,tt 期従業員数成長率。

計算している。Petersen（2009）によれば，分析モデルの誤差項が同一企業間および同一年間で相関している場合，企業と年のクラスタリングに対して頑健な標準誤差を用いることで，正しい有意性検定を行うことができると指摘されている。しかし，企業と年のクラスタリングに対して頑健な標準誤差を求める場合，分散が負の値になり，有意確率が求められない可能性がある 8）。他方，年や企業のク
ラスタリングに対して頑健な標準誤差を求める場合には，分散は負になることはない。また，企業数が大きく年数が小さいショート・パネルでは，年のクラスタリングに対して頑健な標準誤差は企業および年のクラスタリングに対して頑健な標準誤差とほとんど変わらなくなることが知られている（太田，2013）。それゆえ，ここでは年のクラスタリングに対して頑健な標準誤差を用いて，係数の有意確率を求める。

3.5

サンプル

本研究のサンプルは 2005 年から 2012 年までの以下の条件を満たす企業である。①日本の株式市48

経営者の在任期間と目標利益達成を意図した利益調整場に上場している企業，②決算月数が 12 カ月である企業，③日本基準にもとづき財務諸表を作成している企業，④金融業に該当しない企業，⑤分析に必要な変数が入手可能な企業である。なお，財務情報のデータについては連結財務諸表のデータが取得できる場合にはそちらを優先的に使用している。これらの条件を通して，17,764 企業・年をサンプルとして抽出している。サンプルの抽出期間を2005 年から 2012 年までとしているのは，LN（TENi,t）や OUTi,t のような経営者特性に関する変数を作成するのに必要なデータが 2005 年から 2012 年までしか入手できないためである。
本研究で用いる財務情報と株価についてのデータは NEEDS-FinancialQUEST，コーポレート・ガバ
ナンスに関するデータは NEEDS-Cges から入手している。また，経営者についてのデータは NEEDSCges および役員情報データベースから収集している。具体的にはまず，役員情報データベースから各取締役の役職を把握し，社長の役職に就く者，すなわち経営者を特定する。続いて，NEEDS-Cges
から先に特定した経営者がいつからその役職に就いたのかを特定し，在任年数を計算する。この在任年数のデータを用いて，LN（TENi,t）および FINALi,t の変数を作成している。OUTi,t，OWNi,t，AGEi,t に関しては，役員情報データベースに取締役の入社年日，生年月日，持株数が収録されているので，それらのデータを用いて変数を作成している。なお，各データベースは日本経済新聞社が提供するもの
である。

４

検証結果

4.1

記述統計量

表 2 は記述統計量である。なお，ダミー変数を除く全ての変数について，各年で上下１% のウィン
ソライズを施している。ここではまず，目標利益を達成するために利益調整を行っている経営者を特定するダミー変数，すなわち POS_EMi,t と INC_EMi,t に注目する。POS_EMi,t と INC_EMi,t の平均値を見ると，それぞれ 0.353 と 0.274 である。つまり，サンプルの 35.3%（27.4%）の経営者が黒字確保（増益達成）のために利益調整を行っていることがわかる。利益調整によって増益を達成する企業よりも黒字を確保する割合の方が多い点は，日本企業を対象に目標利益達成を意図した利益調整に関する分析を行っている一連の先行研究の発見事項と整合的である（Enomoto and Yamaguchi, 2017; 首藤 ,2007）。
次に，経営者の在任年数に関する変数を見る。仮説の検証には経営者の在任年数の自然対数をとった LN（TENi,t）を用いるが，表 2 ではその生値である TENi,t を掲載している。表 2 から，本研究が対象とする経営者の在任年数の平均値（中央値）は 8.587 年（5.000 年）であることがわかる。ただし，この値は経営者の職を複数年にわたり務めている者の在任年数が重複して計算されているため，日本企業の経営者の正確な在任年数を表していない。そこで，本研究では図 2 のように退任した経営者の TENi,t の分布を作成し，経営者の最終的な在任年数の傾向を調査している。図 2 から，退任した経営者の在任年数の平均値（中央値）は 8.702 年（6.000 年）であることが確認できる。この値は，日本企業の経営者の在任年数を調査している先行研究と概ね変わらない（Kang and Shivdasani, 1995; Kaplan,
1994; 乙政 , 2004）。
また，経営者が外部出身者であることを示すダミー変数，すなわち OUTi,t の記述統計量を見てみると，その平均値は 0.300 である。本研究が分析の対象としているサンプルのうち 30.0% が外部から経営者を雇っている企業であることがわかる。ただし，TENi,t 同様，この値は企業外部から雇われた経49

経営財務研究Vol.39

No.1・2

表２

記述統計量

平均値

標準偏差

最小値

25%

中央値

75%

最大値

POS_EMi,t

0.353

0.478

0.000

0.000

0.000

1.000

1.000

INC_EMi,t

0.274

0.446

0.000

0.000

0.000

1.000

1.000

TENi,t

8.587

8.834

1.000

3.000

5.000

11.00042.000OUTi,t

0.300

0.458

0.000

0.000

0.000

1.000

1.000

FINALi,t

0.121

0.326

0.000

0.000

0.000

0.000

1.000

OWNi,t

0.076

0.111

0.000

0.004

0.021

0.106

0.539

AGEi,t59.4307.967

36.00056.00061.00064.00080.000

LN（MVi,t）

9.623

1.644

6.229

8.408

9.437

10.65914.367

MTBi,t

1.246

1.203

0.168

0.595

0.901

1.451

12.147

LEVi,t

1.850

2.112

0.029

0.535

1.180

2.375

21.166

ROAi,t

0.022

0.050

-0.219

0.007

0.022

0.043

0.219

INSTi,t

0.139

0.147

0.000

0.014

0.086

0.224

0.610

INDi,t

0.073

0.121

0.000

0.000

0.000

0.125

0.556

AGROWTHi,t

0.023

0.131

-0.386-0.038

0.012

0.068

1.262

EGROWTHi,t

0.031

0.122

-0.348-0.021

0.011

0.055

1.041

注：上の表は記述統計量を示している。変数の定義は表 1 を参照してほしい。ダミー変数を除く各変数は年ごとに上下 1% でウィンソライズを施している。

図２

退任した経営者の在任年数の分布

350
N：2,153
平均値：8.702
中央値：6.000

300
250
経営者の人数

200
150
100
50
0
1

6

11

16

21

26

31

36

41

退任時の経営者の在任年数

営者が複数年にわたり経営者の職に就いていることの影響を排除できていないため，日本企業において外部から雇われた経営者がどの程度存在するのかを正確に示していない。そこで，本研究は新任の経営者を対象として OUTi,t の平均値を計算している。その平均値は 0.294 であり，日本企業の新任経営者の 29.4% が外部出身者だといえる。この値は，本研究と同じ定義で外部出身者と内部出身者を50

経営者の在任期間と目標利益達成を意図した利益調整

区分し，新任経営者の外部出身者の割合を調査した首藤（2001）よりも若干低い 9）。
表 3 は相関マトリックスを示している。下三角行列は Pearson の相関係数，上三角行列は Spearmanの相関係数である。説明変数である LN（TENi,t）と被説明変数である POS_EMi,t および INC_EMi,t それぞれの相関係数を見てみると，LN（TENi,t）と POS_EMi,t の相関係数は有意な負の値をとっていることがわかる。これに対して，LN（TENi,t）と INC_EMi,t の相関係数は負であるものの，有意な値ではない。
以上の結果は，在任期間が短い経営者ほど黒字を確保するために利益調整を行っている可能性が高い
ことを示している。ただし，表 3 では，目標利益達成を意図した利益調整を行おうとする経営者行動
表３（1）

相関マトリックス

（2）

（3）

（4）

（5）

（6）

（7）

（8）

0.412

-0.036-0.012

0.004

0.002

-0.0100.026-0.0640.011-0.008-0.007

0.023

0.051

0.086

0.054

0.426

0.147

-0.140

0.041

0.028

0.000

-0.115

POS_EMi,t（1）

INC_EMi,t

（2）

0.412

LN（TENi,t）（3）-0.036-0.012OUTi,t

（4）

0.004

0.011

0.104

FINALi,t

（5）

0.002

-0.008

0.055

0.041

OWNi,t（6）-0.012

0.000

0.354

0.160

-0.094AGEi,t

（7）

0.029

0.028

0.173

-0.0080.206-0.224

LN（MVi,t）（8）-0.0720.046-0.138-0.1230.036-0.291

0.122

MTBi,t（9）-0.087

0.037

0.002

0.146

-0.011

0.092-0.1630.308

LEVi,t

（10）

0.072

-0.029-0.016-0.0060.022-0.0470.049-0.330

ROAi,t

（11）

0.093

0.221

0.027

0.002

-0.041

0.037-0.001

0.302

INSTi,t（12）-0.0690.029-0.098-0.1110.028-0.205

0.073

0.752

INDi,t（13）-0.006-0.009-0.088

0.095

0.024

-0.092-0.035

0.073

AGROWTHi,t（14）-0.006

0.134

0.055

0.086

-0.0330.103-0.0850.197

EGROWTHi,t（15）-0.045

0.018

0.053

0.083

-0.0380.114-0.116

0.148

（9）

（10）

（11）

（12）

（13）

（14）

（15）

POS_EMi,t（1）-0.103

0.125

0.038

-0.065-0.001-0.005-0.043

INC_EMi,t

（2）

0.062

-0.027

0.242

0.027

-0.008

0.170

0.037

LN（TENi,t）（3）-0.031-0.0400.026-0.101-0.097

0.053

0.059

OUTi,t（4）

0.106-0.0330.035-0.092

0.076

0.050

0.050

FINALi,t

（5）

0.008

0.029

-0.040

0.027

0.028

-0.028-0.038OWNi,t（6）-0.095-0.0550.034-0.330-0.205

0.058

0.078

AGEi,t（7）-0.0820.108-0.0350.081-0.009-0.034-0.073

LN（MVi,t）

（8）

0.472

-0.377

0.327

0.775

0.084

0.230

0.206

MTBi,t（9）-0.447

0.386

0.290

0.097

0.303

0.239

LEVi,t（10）-0.240-0.495-0.327-0.029-0.231-0.212

ROAi,t

（11）

0.242

-0.3050.306-0.002

0.503

0.305

INSTi,t

（12）

0.178

-0.249

0.257

0.171

0.206

INDi,t

（13）

0.102

-0.040-0.0160.055-0.0240.001

AGROWTHi,t

（14）

0.328

-0.198

0.462

0.133

-0.010

EGROWTHi,t

（15）

0.256

-0.149

0.224

0.127

0.012

-0.133

0.059

0.239

0.036

-0.241-0.440
0.117

0.375
0.505

注：上の表は相関マトリックスを示している。下三角行列は Pearson の相関係数，上三角行列は Spearman の相関係数である。変数の定義は表 1 を参照してほしい。ダミー変数を除く各変数は年ごとに上下 1% でウィンソライズを施している。太文字は 5%水準で有意であることを示している。

51

経営財務研究Vol.39

No.1・2に影響を及ぼす可能性のある様々な要因を統制していない。そこで，次に⑶式と⑷式を推定することによって，仮説の検証を試みる。

4.2

多変量分析

本研究はまず予備的検証として，本研究のサンプルおよび分析モデルを用いた場合にも，Ali and
Zhang（2015）と同じように在任期間が短い経営者ほど平均的に利益増加型の利益調整を行うという結果が得られるかを検証する。具体的には，被説明変数に利益調整の変数（EMi,t）を用いて，⑶式と⑷式を最小二乗法により推定する。EMi,t は DACi,t から DEXPi,t を差し引いた値を Ai,t⊖1 で除したものである。EMi,t が正の方向に大きな値をとるほど，経営者は利益増加型の利益調整を行っていることを意味する。
表 4 のパネル A は被説明変数に EMi,t を用いて，⑶式と⑷式を推定した結果を示している。⑶式の推定結果を示した列 A を見てみると，本研究が関心を寄せる LN（TENi,t）の係数は⊖0.008 と 1 % 水準
で有意な負の値をとっていることがわかる。このことから，在任期間が短い経営者ほど平均的に利益増加型の利益調整を行っているといえる。本研究のサンプルおよび分析モデルを用いた場合にも，
Ali and Zhang（2015）と同じような結果が得られている。続いて，⑷式の推定結果である列 B に目を向けると，LN（TENi,t）× OUTi,t の係数は⊖0.013 と 1 % 水準で有意な負の値である。すなわち，在任期間が短い時に経営者が利益増加型の利益調整を行う傾向は，内部出身者に比べて外部出身者の方が強いといえる。
ただし，パネル A の結果が得られたとしても，在任期間の短い経営者にとっては利益調整の動機が特に強くなる局面が存在する可能性がある。被説明変数を POS_EMi,t と INC_EMi,t にした場合に，⑶式の LN（TENi,t）の係数が有意な負の値をとるといった結果が得られたのであれば，在任期間が短い経営者は目標数値を達成できそうもない時に利益増加型の利益調整を行う動機を強く有するといえる。これは，POS_EMi,t や INC_EMi,t が 0 の企業には目標利益達成を意図しない利益調整を行っている経営者が含まれており，被説明変数を POS_EMi,t や INC_EMi,t とした場合に，LN（TENi,t）の係数が有意な負の値であることは，在任期間が短い経営者は単純に利益増加を目的に利益調整をしているというよりも，目標利益達成を意図した利益調整を行っていると解することができるためである。以下
では，この可能性を検証する 10）。
表 4 のパネル B は，被説明変数に POS_EMi,t と INC_EMi,t を用いて⑶式と⑷式を推定した結果をまとめたものである。列 A には⑶式の被説明変数に POS_EMi,t を用いた場合の分析結果が掲載されている。⑶式の推定において注目すべき LN（TENi,t）の係数に目を向けると，⊖0.142 と 1% 水準で有意な負の値をとっている。続いて，INC_EMi,t を⑶式の被説明変数とした場合の検証結果をまとめた列 B を見てみると，LN（TENi,t）の係数は⊖0.085 と 1% 水準で有意な負の値である。これらの分析結果から，
仮説 1 は支持されるといえる。
次に，列 C と列 D に目を移す。列 C と列 D はともに⑷式の推定結果をまとめたものであり，それぞれ被説明変数に POS_EMi,t と INC_EMi,t を採用した場合の分析結果を報告している。まず，列 C を見ると，本研究が関心を寄せる LN（TENi,t）× OUTi,t の係数は⊖0.191 と 1% 水準で有意な負の値をとっている。また，列 D からも，LN（TENi,t）× OUTi,t の係数が⊖0.084 と 5% 水準で有意な負の値を示していることがわかる。列 C および列 D の検証結果は，仮説 2 が支持されることを示している。
コントロール変数を見ると，パネル B において係数が一貫して予想符号と一致しており，かつ統
52経営者の在任期間と目標利益達成を意図した利益調整

表４

多変量分析

パネル A：経営者の在任期間と利益調整
EMi,t
A

B

係数

p値

係数

p値
（0.016）

定数項
LN（TENi,t）

0.047（0.002）0.035-0.008（<0.001）-0.003（0.003）OUTi,t-0.000（0.645）0.022（0.001）

LN（TENi,t）× OUTi,tFINALi,t-0.013（<0.001）

0.003（0.084）0.003（0.115）OWNi,t-0.049（0.001）-0.034（0.011）

AGEi,t0.001（0.001）0.001（0.001）

LN（MVi,t）
MTBi,t-0.007（<0.001）-0.007（<0.001）-0.007（0.004）-0.007（0.003）

LEVi,t0.006（0.001）0.006（0.001）（<0.001）

ROAi,t0.694（<0.001）

0.694

INSTi,t0.025（0.033）0.030（0.015）INDi,t-0.011（0.030）-0.011（0.021）AGROWTHi,t-0.011（0.491）-0.012（0.479）EGROWTHi,t
YEARi,t
INDUSTRYi,t-0.031
含める
含める（0.041）-0.030含める
含める（0.043）adj-R2

0.118

0.121

N
17,764
パネル B：経営者の在任期間と目標利益達成を意図した利益調整
POS_EMi,t
INC_EMi,t17,764A
定数項
LN（TENi,t）OUTi,t
LN（TENi,t）× OUTi,tFINALi,t
OWNi,tAGEi,t
LN（MVi,t）
MTBi,tLEVi,t
ROAi,t
INSTi,tINDi,tAGROWTHi,t
EGROWTHi,t
YEARi,t
INDUSTRYi,tPseudo-R2
N

B

POS_EMi,t

INC_EMi,tC

係数
p値-0.004 （0.979）-0.142 （<0.001）
0.002 （0.958）

係数p値-1.679 （<0.001）-0.085 （<0.001）-0.005 （0.896）

0.014 （0.765）-1.074 （<0.001）
0.015 （<0.001）-0.043 （<0.001）-0.289 （<0.001）
0.106 （0.004）
10.049 （<0.001）-0.446 （0.001）-0.305 （0.003）-0.358 （0.247）-0.615 （<0.001）
含める
含める
0.084
17,764D-0.063 （0.367）-0.639 （<0.001）
0.017 （<0.001）
0.014 （0.052）-0.164 （<0.001）
0.083 （<0.001）
15.011 （<0.001）-0.312 （0.013）-0.245 （0.082）
1.114 （<0.001）-1.076 （<0.001）
含める
含める
0.083

係数
p値
-0.162 （0.330）-0.078 （<0.001）
0.327 （<0.001）-0.191 （<0.001）
0.010 （0.815）-0.858 （<0.001）
0.016 （<0.001）-0.043 （<0.001）-0.287 （<0.001）
0.107 （0.004）
10.085 （<0.001）-0.374 （0.003）-0.312 （0.002）-0.364 （0.244）-0.610 （<0.001）
含める
含める
0.085

係数
p値
-1.750 （<0.001）-0.056 （0.001）
0.139 （0.061）-0.084 （0.016）-0.065 （0.360）-0.539 （<0.001）
0.017 （<0.001）
0.014 （0.048）-0.164 （<0.001）
0.083 （<0.001）
15.025 （<0.001）-0.281 （0.030）-0.247 （0.077）
1.113 （<0.001）-1.074 （<0.001）
含める
含める
0.083

17,764

17,764

17,764

注：上の表は（3）式と（4）式を推定した結果を示している。変数の定義は表 1 および本文を参照してほしい。ダミー変数を除
く各変数は年ごとに上下 1% でウィンソライズを施している。p 値は年のクラスタリングに対して頑健な標準誤差にもとづいて計算している。

53

経営財務研究Vol.39

No.1・2

計的に有意であるのは OWNi,t，AGEi,t，LEVi,t，ROAi,t，INSTi,t，INDi,t，EGROWTHi,t である。経営者持株比率，経営者年齢，負債比率，企業業績，機関投資家持株比率，社外取締役比率，従業員数成長率といった要因が目標利益達成を意図した利益調整行動に影響を及ぼしているといえる。一方，MTBi,tの係数は一貫して有意な値を示しているものの，本研究の予想と異なり負の値をとっている。MTBi,tは成長性だけなく，株式市場からの評価を表す代理変数でもある。そのため，先の分析結果は市場からの評価が低い企業が，目標利益を達成することで高い評価を得たいがために，目標利益達成を意図した利益調整を行っていると解することができる。
ここまでの分析結果をまとめると次の通りである。在任期間が短い経営者ほど目標利益達成を意図した利益調整を行うことが明らかとなっている。また，在任期間が短い時に利益調整を行って目標利益を達成しようとする傾向は，内部出身者よりも外部出身者の方が強いことが確認されている。これ
らの発見事項は，在任期間が短い時ほど目標利益を達成できなかった場合に株主の評価が下がる恐れがあるため，経営者は利益調整を行ってでも目標利益を達成し，株主からの評価を下げないようにすること，および内部出身者に比べて外部出身者の方が目標利益未達による株主の評価の改定が行われやすいため，利益調整を行ってでも目標利益を達成しようとする動機を強く有することを示唆するも
のである。

５

頑健性分析

5.1

経営者の在任年数の代替的な尺度

ここでは，本研究の分析結果に関していくつかの頑健性分析を行う。第 1 に，経営者の在任年数に関する分析である。本研究では仮説の検証にあたって，在任年数の自然対数を用いている。これに対して，Ali and Zhang（2015）では，就任間もない経営者を特定するダミー変数を作成し，分析を行っている。そこで，本研究は Ali and Zhang（2015）に倣い，就任間もない経営者の変数（EARLYi,t）を作成し，分析結果の頑健性を確かめることにする。
Ali and Zhang（2015）は，退任した経営者を対象として在任年数の分布を作り，当該分布の中央値の半分を基準として，経営者の在任年数がそれ以下であれば就任間もない経営者に区分している。本研究も同様の方法によって就任間もない経営者を特定する。図 1 より，退任した経営者の在任年数の中
央値は 6 年であることがわかる。そこで，本研究は在任年数が 3 年以下である経営者を就任間もない経営者とし，EARLYi,t の変数を作成する。EARLYi,t は経営者の在任年数が 3 年以下である場合は 1，それ以外は 0 をとるダミー変数である 11）。
表 5 の列 A と列 B は，EARLYi,t を用いた場合の⑶式の分析結果をまとめている。被説明変数として POS_EMi,t を用いた場合には EARLYi,t の係数は 1 % 水準で有意な正の値，INC_EMi,t を用いた場合には 5 % 水準で有意な正の値をとっている。列 C と列 D は⑷式の推定結果を示しており，被説明変数
が POS_EMi,t と INC_EMi,t どちらの場合にも EARLYi,t × OUTi,t の係数は 5 % 水準で有意な正の値であることが確認できる。これらの発見事項は，経営者の在任年数の代替的な尺度を用いた場合にも検証
結果が頑健であることを示している。

54

経営者の在任期間と目標利益達成を意図した利益調整

表５

経営者の在任年数の代替的な尺度

POS_EMi,t

INC_EMi,t

POS_EMi,t

INC_EMi,t

A

B

C

D

係数

p値

定数項

-0.133（0.388）

p値

係数

p値

-1.743 （<0.001）

EARLYi,t
OUTi,t-0.128（0.395）0.203 （<0.001）

0.107（0.017）0.146 （<0.001）

0.052（0.116）-0.018-0.016（0.660）-0.095 （<0.001）-0.090（0.020）

0.212

0.203

（0.012）（0.542）係数

EARLYi,t×OUTi,t（0.022）係数

p値-1.737 （<0.001）

CONTROLSi,t

含める

含める

含める

含める

YEARi,t

含める

含める

含める

含める

INDUSTRYi,t

含める

含める

含める

含める

2

Pseudo-R

0.083

0.083

0.083

0.083

N

17,764

17,764

17,764

17,764

注：上の表は（3）式と（4）式を推定した結果を示している。変数の定義は表 1 および本文中を参照してほしい。ダミー変数
を除く各変数は年ごとに上下 1% でウィンソライズを施している。p 値は年のクラスタリングに対して頑健な標準誤差にもとづいて計算をしている。

5.2

在任期間が長期にわたる経営者に焦点をあてた分析

第 2 に，在任期間が長期にわたる経営者に焦点をあてた分析である。長期にわたって経営者の地位を有している者の能力は短期間で解任された者より高い可能性がある（Milbourn, 2003）。ゆえに，
LN（TENi,t）は経営能力を部分的に捉えており，経営者の在任期間と目標利益達成を意図した利益調整との間に観察された関係は本研究の仮説とは異なった要因によって生じているかもしれない。たとえば，長い間経営者の役職に就いている者は能力が高く自力で目標利益を達成できるため，利益調整を行う必要がない。他方，短期間で経営者の任を解かれるような者は能力が不足しているため，利益調整を行うことでしか目標利益を達成できない。
本研究はこうした代替的な説明が成り立ちうるかを確認するために，在任期間が長期にわたる経営者に焦点をあてて，再度検証を行う。つまり，高い経営能力を有していると考えられる経営者でも，在任期間が短い時には株主がその能力を評価できる情報が少ないことから，報告利益が低い場合には交代させられる可能性が高く，そうした理由から在任期間が短い経営者ほど目標利益を達成するために利益調整を行うかどうかを確認する。ここでは特に，少なくとも 6 年間経営者の役職に就いている者に焦点をあてる。
表 6 の列 A と列 B は，少なくとも 6 年間経営者の職に就いている者を対象として，⑶式を推定した結果を報告している。被説明変数が POS_EMi,t と INC_EMi,t どちらの場合にも，LN（TENi,t）の係数は 1% 水準で有意な負の値をとっていることが確認できる。⑷式を推定した結果をまとめた列 C と列
D からは，
被説明変数が POS_EMi,t の場合には LN（TENi,t）× OUTi,t の係数は 1 % 水準で有意な負の値，
INC_EMi,t の場合には 10% 水準で有意な負の値であることがわかる。以上より，表 4 で確認された経営者の在任期間と目標利益達成を意図した利益調整との関係が経営者の能力によってもたらされたものである可能性は低いといえる。

55

経営財務研究Vol.39

No.1・2

表６

在任期間が長期にわたる経営者に焦点をあてた分析

POS_EMi,t

INC_EMi,t

POS_EMi,t

INC_EMi,t

A

B

C

D

係数

p値

p値

係数

p値

定数項

-0.087（0.636）-2.038 （<0.001）-0.289（0.140）-2.125 （<0.001）

LN（TENi,t）-0.162 （<0.001）-0.115 （<0.001）-0.091（0.001）-0.085（0.001）OUTi,t-0.046-0.0310.431 （<0.001）

0.168（0.133）-0.225 （<0.001）-0.094（0.056）（0.095）係数（0.493）

LN（TENi,t）× OUTi,t係数

p値

CONTROLSi,t

含める

含める

含める

含める

YEARi,t

含める

含める

含める

含める

INDUSTRYi,t

含める

含める

含める

含める

2

Pseudo-R

0.077

0.082

0.078

0.083

N

12,98912,98912,98912,989

注：上の表は（3）式と（4）式を推定した結果を示している。変数の定義は表 1 を参照してほしい。ダミー変数を除く各変数
は年ごとに上下 1% でウィンソライズを施している。p 値は年のクラスタリングに対して頑健な標準誤差にもとづいて計算している。

5.3

利益調整の代替的な尺度

第 3 に，利益調整の変数に関する分析である。⑶式および⑷式の被説明変数である POS_EMi,t とINC_EMi,t は⑴式と⑵式の残差である DACi,t および DEXPi,t をもとに作成されている。仮に DACi,t や
DEXPi,t に測定誤差があると，それらにもとづいて作成される POS_EMi,t および INC_EMi,t にも測定誤差が含まれることになり，先の検証結果の妥当性が揺るぎかねない。そこで，利益調整の代替的な尺度を用いて目標利益達成を意図した利益調整の変数を作成しなおし，先の分析結果の頑健性を確認する。
DACi,t については Kothari et al.（2005）が考案したパフォーマンス・マッチング・モデルをもとに再度算出する 12）。まず，⑸式を産業・年ごとに最小二乗法で推定する。そして，⑸式の推定より得られた残差（νi,t）から同一産業・年において総資産当期純利益率が最も近い企業の νi,t を引き，Ai,t⊖1を乗じることで DACi,t を算出しなおす。TACi,t，CREVi,t，Ai,t⊖1 の定義はそれぞれ⑴式と同じである。
紙幅の都合により詳細な結果は割愛するが，⑶式を推定したところ，被説明変数が POS_EMi,t とINC_EMi,t どちらの場合にも LN（TENi,t）の係数は 1 % 水準で有意な負の値である。また，⑷式の推定を行ったところ，被説明変数が POS_EMi,t の時には LN（TENi,t）× OUTi,t の係数は 1 % 水準で有意な負の値，INC_EMi,t の時には 5% 水準で有意な負の値をとっている。
（TACi,t / Ai,t⊖1） = κ0 + κ1（CREVi,t / Ai,t⊖1） + κ2（PPEi,t / Ai,t⊖1） + νi,t⑸

次に，Gunny（2010）が考案したモデルを用いて DEXPi,t の推計を再度行う 13）。具体的には，⑹式を産業・年ごとに最小二乗法で推定し，残差（δi,t）を得る。EXPi,t と Ai,t⊖1 の定義は⑵式と同じであり，MVi,t は t 期末株式時価総額の自然対数，Qi,t は t 期末トービンの Q14），Fi,t は t 期内部資金 15），DSi,t は
t 期売上高変化，Di,t は t 期売上高変化が負であれば 1，それ以外は 0 をとるダミー変数である。次に，
δi,t に Ai,t⊖1 を乗じ，DEXPi,t を計算する。紙幅の都合により詳細な結果は省略するが，⑶式を推定した
ところ，被説明変数が POS_EMi,t と INC_EMi,t どちらの場合にも LN（TENi,t）の係数は 1 % 水準で有意な負の値である。⑷式の推定については，被説明変数が POS_EMi,t の時には LN（TENi,t）× OUTi,t の係
56

経営者の在任期間と目標利益達成を意図した利益調整

数は 1% 水準で有意な負の値，INC_EMi,t の時には 5% 水準で有意な負の値を示している。以上より，利益調整の代替的な尺度を用いても分析結果は頑健であるといえる。
（EXPi,t / Ai,t⊖1） = ψ0 + ψ1（1 / Ai,t⊖1） + ψ2MVi,t + ψ3Qi,t + ψ4（Fi,t / Ai,t⊖1）+ ψ5（DSi,t / Ai,t⊖1） + ψ6（DSi,t / Ai,t⊖1） × Di,t + δi,t5.4⑹

外部出身者の代替的な尺度

第 4 に，外部出身者に関する分析である。本研究は首藤（2001）に倣い，入社して 4 年以内に経営者に就任した者を外部出身者としている。しかし，この基準は客観的なものではなく，Kang and
Shivdasani（1995）および Pan et al.（2015）では異なる基準が用いられている。そこで，本研究ではKang and Shivdasani（1995）および Pan et al.（2015）の基準を用いて外部出身者を区分し，OUTi,t を作成しなおす。具体的には，入社して 3 年以内に経営者の役職に就いた者を外部出身者とする 16）。
紙幅の都合により詳細な結果は割愛するが，Kang and Shivdasani（1995）および Pan et al.（2015）の基準をもとに作成した OUTi,t を用い，POS_EMi,t を被説明変数として⑷式の推計を行った場合には，LN（TENi,t）× OUTi,t の係数は 1% 水準で有意な負の値であることが確認されている。また，被説明変数に INC_EMi,t を用いた場合には，LN（TENi,t）× OUTi,t の係数は 5 % 水準で有意な負の値であることが明らかとなっている。これらの分析から，外部出身者の代替的な尺度を用いてもなお，内部出身者に比べて外部出身者の方が，在任期間が短い時に目標利益達成を意図した利益調整を行っているといった証拠が得られている。

5.5

目標利益を達成できなかった経営者との比較

最後に，目標利益を達成できなかった経営者との比較である。⑶式と⑷式の被説明変数である
POS_EMi,t と INC_EMi,t はそれぞれ目標利益達成を意図した利益調整を行っていれば 1，それ以外であ
れば 0 をとるダミー変数である。これらの変数において 0 が割り当てられている企業の中には，次の2 つの企業群が含まれる。すなわち，①利益調整をせずとも目標利益を達成した企業，および②目標
利益を達成できなかった企業である 17）。
ただし，本研究の関心事は利益調整を通じて目標利益を達成した経営者と，目標を達成できなかった経営者の比較にあることから，①をサンプルから除外した方が望ましいかもしれない。そこで，
本研究では①に該当するサンプルを除外した上で，⑶式と⑷式を推定する 18）。なお，①を除外した場合に，被説明変数を POS_EMi,t として⑶式と⑷式を推計すると，コントロール変数である ROAi,t がPOS_EMi,t の変動を完全に説明してしまい，他の変数の係数が推定されない。そこで，POS_EMi,t を被説明変数として⑶式と⑷式を推定する場合には，ROAi,t の代わりに ROAi,t⊖1 を用いる。
紙幅の関係により詳細な結果は省略するが，サンプルから①を除外して⑶式の推定を行ったとこ
ろ，被説明変数が POS_EMi,t と INC_EMi,t どちらの場合にも，LN（TENi,t）の係数は 1 % 水準で有意な負の値を示していることがわかっている。また，⑷式の推定を試みたところ，POS_EMi,t を被説明変数とした場合には LN（TENi,t）× OUTi,t の係数は 1 % 水準で有意な負の値をとっており，INC_EMi,t を用いた場合には 5 % 水準で有意な負の値であることが確認されている。以上の検証結果は，利益調
整をせずとも目標利益を達成した企業をサンプルから除外した場合にも，本研究の発見事項は頑健で
57

経営財務研究Vol.39

No.1・2あることを示している。

６

追加分析

ここまでの分析から，在任期間が短い経営者ほど目標利益を達成するために利益調整を行うこと，
またそうした傾向は内部出身者よりも外部出身者の方が強いことがわかった。ここでは，追加分析として，在任期間が短い時に経営者が利益調整を行って目標利益を達成しようとする際，会計的裁量行動と実体的裁量行動のどちらを選好するのか，また在任期間が短い経営者がどちらかの利益調整手段を選好している場合に，外部出身者の方が内部出身者に比べてそうした傾向が強いのかどうかを検証する。具体的には，次の 4 つの被説明変数を作成し，これら 4 つの被説明変数を用いて⑶式および⑷式を推定する。すなわち，①黒字確保を意図した会計的裁量行動（POS_DACi,t），②黒字確保を意図した実体的裁量行動（POS_DEXPi,t），③増益達成を意図した会計的裁量行動（INC_DACi,t），④増益達成を意図した実体的裁量行動（INC_DEXPi,t）である。
POS_DACi,t，POS_DEXPi,t，INC_DACi,t，INC_DEXPi,t の作成方法は以下の通りである。まず t 期裁
量 的 会 計 発 生 高 調 整 前 当 期 純 利 益（EBEM_DACi,t）と t 期 異 常 裁 量 的 支 出 調 整 前 当 期 純 利 益（EBEM_DEXPi,t）を 計 算 す る。EBEM_DACi,t は Ei,t か ら DACi,t を 引 い た 値，EBEM_DEXPi,t は Ei,t に
DEXPi,t を足した値である。続いて，EBEM_DACi,t および EBEM_DEXPi,t を用いて，4 つの利益調整を特定するダミー変数を作成する。POS_DACi,t（POS_DEXPi,t）は EBEM_DACi,t（EBEM_DEXPi,t）が 0 未満
かつ Ei,t が 0 以上であれば 1，それ以外は 0 をとるダミー変数であり，当該変数が 1 をとる場合，黒字確保を意図した会計的裁量行動（実体的裁量行動）がとられたと解する。INC_DACi,t（INC_DEXPi,t）
は EBEM_DACi,t（EBEM_DEXPi,t）が Ei,t⊖1 未満かつ Ei,t が Ei,t⊖1 以上であれば 1，それ以外は 0 をとるダミー変数であり，当該変数が 1 の時，増益達成を意図した会計的裁量行動（実体的裁量行動）がとられたことを意味する。
表 7 のパネル A は被説明変数に POS_DACi,t と POS_DEXPi,t を用いて，⑶式と⑷式を推定した結果を示している。POS_DACi,t を被説明変数として⑶式を推定した場合，LN（TENi,t）の係数は－0.023 と負であるものの有意な値ではない（列 A）。他方，POS_DEXPi,t を用いると，LN（TENi,t）の係数は－0.135 と 1 % 水準で有意な負の値を示している（列 B）。被説明変数に POS_DEXPi,t を用いた場合のLN（TENi,t）の係数の方が POS_DACi,t を採用した時よりも負の方向に大きいかを，見かけ上無相関な推定（seemingly unrelated regression）を用いて検証したところ，その差は 1% 水準で有意であることが確認されている 19）。続いて，POS_DACi,t を被説明変数として⑷式を推定したところ，LN（TENi,t）× OUTi,tの係数は－0.091 と 10% 水準で有意な負の値をとっていることが確認できる（列 C）。他方，被説明変数に POS_DEXPi,t を用いた場合には，LN（TENi,t）× OUTi,t の係数は－0.153 と 1 % 水準で有意な負の値を示しており（列 D），POS_DACi,t が被説明変数である場合との係数の差もまた 5 % 水準で有意な値である。
パネル B は INC_DACi,t と INC_DEXPi,t を被説明変数として，⑶式と⑷式を推定した結果をまとめたものである。被説明変数を INC_DACi,t として⑶式を推定したところ，LN（TENi,t）の係数は 0.002 であり，有意な値ではない（列 A）。他方，INC_DEXPi,t を被説明変数にした場合には，LN（TENi,t）の係数は－0.069 と 1 % 水準で有意な負の値をとっている（列 B）。被説明変数に INC_DEXPi,t を用いた場合の LN（TENi,t）の係数が INC_DACi,t を用いた場合よりも負の方向に大きいかを検証したところ，その差は 1 % 水準で有意である。次に，⑷式の推定を行ったところ，被説明変数が INC_DACi,t の場合に58

経営者の在任期間と目標利益達成を意図した利益調整

表７

目標利益達成を意図した利益調整の手段

パネル A：黒字確保を意図した利益調整
POS_DACi,t

POS_DEXPi,t

POS_DACi,t

POS_DEXPi,t

A

B

C

D

p値

係数

p値

定数項

-2.921 （<0.001）

係数-0.295（0.018）

p値

係数

p値

-2.995 （<0.001）

LN（TENi,t）-0.023（0.391）OUTi,t-0.161（0.015）-0.420（0.002）-0.135 （<0.001）

0.008（0.794）-0.083 （<0.001）

0.039-0.004（0.963）0.299 （<0.001）-0.091（0.054）-0.153 （<0.001）（0.232）

LN（TENi,t）× OUTi,t係数

CONTROLSi,t

含める

含める

含める

含める

YEARi,t

含める

含める

含める

含める

INDUSTRYi,t

含める

含める

含める

含める

2

Pseudo-R

0.096

0.083

0.096

0.084

N

17,764

17,764

17,764

17,764

パネル B：増益達成を意図した利益調整
INC_DACi,t

INC_DEXPi,tA

INC_DACi,t

B

係数

p値

INC_DEXPi,t

C

係数

p値

D

係数

p値

係数

p値

定数項

-2.882 （<0.001）-1.845 （<0.001）-2.877 （<0.001）-1.899 （<0.001）

LN（TENi,t）

0.002（0.905）-0.069（0.001）-0.000（0.978）-0.047（0.009）OUTi,t-0.226 （<0.001）

0.012（0.748）-0.237（0.001）0.120（0.075）0.006（0.878）-0.064（0.052）

LN（TENi,t）× OUTi,tCONTROLSi,t

含める

含める

含める

含める

YEARi,t

含める

含める

含める

含める

INDUSTRYi,t

含める

含める

含める

含める

Pseudo-R2

0.105

0.066

0.105

0.066

N

17,764

17,764

17,764

17,764

注：上の表は（3）式と（4）式を推定した結果を示している。変数の定義は表 1 および本文中を参照してほしい。ダミー変数
を除く各変数は年ごとに上下 1 % でウィンソライズを施している。p 値は年のクラスタリングに対して頑健な標準誤差にもとづいて計算している。

は LN（TENi,t）× OUTi,t の係数は 0.006 と有意な値ではないのに対して（列 C），INC_DEXPi,t を被説明変数にした時には LN（TENi,t）× OUTi,t の係数は－0.064 と 10% 水準で有意な負の値をとっていることがわかる（列 D）。被説明変数が INC_DACi,t と INC_DEXPi,t の場合で LN（TENi,t）× OUTi,t の係数に差があるかどうかを検証したところ，10% 水準で有意な差があることが確認されている。
以上の検証結果は，在任期間が短い経営者は目標利益を達成しようとする際に，会計的裁量行動よりも実体的裁量行動を選好すること，および外部出身者の方が内部出身者に比べてそうした傾向が強いことを示している。会計的裁量行動は会計上の見積もりなど会計方法を変更することで利益調整を行う手法であるため，その実行には会計や財務に関する高度な知識が求められる。在任期間が長くな
れば，会計や財務に関する知識を学習することで，会計的裁量行動を行うことができるようになるかもしれないが，新任の経営者や在任期間が短い経営者ではとりわけそうした知識を十分に有していない可能性が高い（Hambrick and Fukutomi, 1991）。他方，広告・宣伝費，販促費，人件費・福利厚生費などの削減は高度な知識は必要とせず，在任期間が短い経営者であっても実行しやすいと考えられ
59

経営財務研究Vol.39

No.1・2る。それゆえ，在任期間が短い経営者は利益調整を行って目標利益の達成を試みる際に，会計的裁量行動よりも実体的裁量行動を選好するのかもしれない。

おわりに

７

本研究は在任期間が短い経営者ほど目標利益達成のために利益調整を行う確率が高いのか，また内部出身者と外部出身者とでは在任期間が短い時に目標利益達成を意図した利益調整を行う確率が異なるのかを分析している。主たる発見事項は次の通りである。第 1 に，在任期間が短い経営者ほど目標
利益達成を意図した利益調整を行うことが確認されている。第 2 に，内部出身者に比べて外部出身者の方が，在任期間が短い時に目標利益達成を意図した利益調整を行うことがわかっている。また，追加分析として，在任期間が短い経営者は，会計的裁量行動よりも実体的裁量行動を選好することが明らかとなっている。これらの発見事項は，在任期間が短い時ほど目標利益を達成できなかった場合に株主の評価が下がる恐れがあるため，経営者は利益調整を行ってでも目標利益を達成し，株主からの評価を下げないようにすること，および内部出身者に比べて外部出身者の方が目標利益未達による株主の評価の改定が行われやすいため，利益調整を行ってでも目標利益を達成しようとする動機を強く有することを示唆するものである。
これらの発見事項には，次のような貢献がある。1 つ目に，在任期間が短い経営者がどういった状
況で利益調整を行うのかを明らかにしている点である。Ali and Zhang（2015）においては，在任期間が短い経営者は平均的に利益増加型の利益調整を行うことが報告されている。これに対して，本研究は，在任期間が短い経営者は黒字や増益といった目標利益を達成できそうもない場合に利益増加型の利益調整を行う動機を強く有することを主張し，これと整合的な検証結果を得ている。2 つ目に，内部出身者よりも外部出身者の方が，在任期間が短い時に目標利益達成を意図した利益調整を行うことを明らかにした点である。これも，Ali and Zhang（2015）に対する追加的な貢献である。3 つ目に，在任期間を通して経営者の利益調整行動が変化することを，日本企業を対象として示した点である。先行研究においては，経営者交代前後において日本企業の経営者の利益調整行動が変化することが明らかにされている（首藤 , 2001; 山口 , 2013）。一方で，在任期間の長短によって利益調整行動が変化することを明らかにした研究は筆者の知る限り存在しない。
しかしながら，本研究には残された課題もある。とりわけ，分析で用いている被説明変数と説明変数に対する測定誤差の問題は今後解決すべき課題であろう。本研究の被説明変数である POS_EMi,t とINC_EMi,t は DACi,t や DEXPi,t といった回帰モデルの残差を用いて作成されている。しかし，回帰モデ
ルの残差をもとにした変数には，測定誤差が含まれる可能性が高い（Dichev and Skinner, 2002）。また，
説明変数である OUTi,t に関しても，測定誤差の問題がつきまとう。本研究は首藤（2001）に倣い，経営者の入社年数にもとづいて外部出身者と内部出身者を区分しているが，この基準は客観的なものではないため，測定誤差の問題が生じかねない。こうした測定誤差に対する頑健性分析は行ってはいる
ものの，それでもなお，そうした問題に対する懸念は完全に払拭できない。この意味において本研究の分析結果は慎重に解釈されなければならない。
【注】
１）

Dikolli et al.（2014）は経営能力を，株主価値を創造する戦略を選択し，実行する能力と定義している。本研究も経営能力をDikolli et al.（2014）と同じように捉えている。

60

経営者の在任期間と目標利益達成を意図した利益調整

２）

須田・花枝（2008）のアンケート調査によれば，日本企業の多くの役員が自社から公表された業績予想を達成す
べき目標数値と捉えていることが報告されている。このことは，業績予想を達成しなければ株主からの評価が下がり，交代させられる可能性が高まると経営者が認識している可能性を示唆している。しかし，近年の研究からは，業績予想を達成することよりも，正確度の高い業績予想を公表することの方が，経営者の経営能力が高いことを示すシグナルとなり，交代させられる可能性が低下することが報告されている（Lee et al., 2012）。つまり，業績予想を大幅に上回る報告利益を計上する経営者もまた，罰則が科される可能性がある。これゆえ，経営者は業績予想を達成するよりもその正確度を高めようとする動機を強く有することが想定される。本研究はあくまで，経営者の在任期間と目標利益達成を意図した利益調整との関係を検証するものであり，業績予想の正確度の改善を意図した利益調整には注目していないため，業績予想を分析の対象から外している。

３）

一方で，実体的裁量行動もまた無条件に行うことはできない。実体的裁量行動は研究開発支出といった将来
キャッシュ・フローに結び付く可能性がある取引活動を変更することで行う利益調整方法であるため，過度な利益調整は機関投資家からの反感を買う恐れがある（Bushee, 1998; Zang, 2012）。それゆえ，経営者は実体的裁量行動のみを用いて目標利益を達成しようとするわけではないと考えられる。

４）⑴式の推定を行うにあたっては，本文48・49頁と同様の条件を用いてサンプルの抽出を行っている。また，産業は日経業種中分類にもとづいて分類しており，観測値が15以上ある産業・年を対象として⑴式の推定を行っている。なお，⑵式，⑸式，⑹式についても同じようにサンプルを抽出し，推定を行っている。

５）

会計発生高は当期純利益から営業キャッシュ・フローを差し引いた値である。

６）

有形固定資産は減価償却累計額を足し戻すことによって取得原価に変換している。

７）

裁量的支出額の計算は山口（2009）に依拠している。具体的には，研究開発費，広告・宣伝費，販促費・その他
販売費，役員報酬，人件費・福利厚生費の合計として裁量的支出額を計算している。なお，各データが欠損している場合には 0 を割り振っている。裁量的支出額が正に大きな値をとるほど，より大きな支出が行われていることを
意味する。

８）

⑶式および⑷式の係数の有意確率を求める際に，企業と年のクラスタリングに対して頑健な標準誤差を用いたと
ころ，一部の説明変数において係数の有意確率を算出することができなかった。ただし，企業と年のクラスタリン
グに対して頑健な標準誤差を用いた場合にも，本研究が関心を寄せる説明変数の検証結果は概ね変わらないことが確認されている。具体的には，⑶式において，被説明変数がPOS_EMi,tである場合にはLN（TENi,t）の係数の p 値は0.001未満，INC_EMi,tを被説明変数とした場合にはLN（TENi,t）の係数の p 値は0.003であった。また，⑷式において，
被説明変数がPOS_EMi,tである場合にはLN（TENi,t）× OUTi,tの係数の p 値は0.001，INC_EMi,tを被説明変数とした場合にはLN（TENi,t）× OUTi,tの係数のp値は0.089であることが明らかとなっている。

９）

入社して 3 年以内に経営者として就任した者を外部出身者と定義しているKang and Shivdasani（1995）では，新任経営者における外部出身者の割合は10.3%であることが報告されている。
₁₀）

本研究では，POS_EM i,tとINC_EM i,tがともに 0 の値をとる企業，すなわち目標利益達成を意図して利益調整を行っていない企業にサンプルを限定した場合に，EMi,tを被説明変数として⑶式の推定を行った時のLN（TENi,t）の係数が表 4 のパネルAの列Aの結果と変わるかを検証している。仮に，サンプルをPOS_EMi,tとINC_EMi,tがともに 0の値をとる企業に絞った場合に，⑶式におけるLN（TENi,t）の係数が有意な値をとらない，あるいは有意な負の値をとったとしてもパネルAの列AにおけるLN（TENi,t）の係数との差が有意な正の値である場合には，在任期間が短い経
営者は目標利益を達成できそうもない場合に，利益増加型の利益調整を行う可能性が高いといえる。被説明変数を
EMi,tとし，全てのサンプルを用いた場合とPOS_EMi,tおよびINC_EMi,tがともに 0 の値をとる企業にサンプルを限定した場合とで，⑶式におけるLN（TENi,t）の係数が異なるのかどうかを，見かけ上無相関な推定を用いて検証している。分析の結果，POS_EMi,tおよびINC_EMi,tがともに 0 の値をとる企業にサンプルを限定した場合のLN（TENi,t）の係数は－0.004と1%水準で有意な負の値であるものの，列AのLN（TENi,t）の係数との差は0.003と正の値であり，1 %水準で有意であることが確認されている。
₁₁）

Ali and Zhang（2015）にもとづいて作成したEARLYi,tの平均値は0.344である。

₁₂）

Kothari et al.（2005）のモデルにもとづいて算出したDACi,tを用いてPOS_EMi,tおよびINC_EMi,tを作成した場合，それらの平均値はそれぞれ0.337と0.244である。
₁₃）

Gunny（2010）のモデルにもとづいて算出したDEXPi,tを用いてPOS_EMi,tおよびINC_EMi,tを作成した場合，それら

61

経営財務研究Vol.39

No.1・2の平均値はそれぞれ0.359と0.278である。
₁₄）

トービンのQは総資産に対する株式時価総額と負債の合計の比率である。

₁₅）

内部資金は当期純利益に減価償却費と研究開発費を足し戻した値である。

₁₆）

Kang and Shivdasani（1995）およびPan et al.（2015）にもとづいて作成したOUTi,tの平均値は0.272である。

₁₇）

利益調整をせずとも黒字（増益）を達成した企業とはEBEMi,tが0（Ei,t⊖1）以上かつEi,tが0（Ei,t⊖1）以上の企業であり，黒字（増益）を達成できなかった企業とはEi,tが0（Ei,t⊖1）未満の企業である。
₁₈）

具体的には，被説明変数をPOS_EM i,t（INC_EM i,t）とする場合，サンプルからEBEM i,tが0（E i,t⊖1）以上かつE i,tが0（Ei,t⊖1）以上の企業を除外している。
₁₉）

見かけ上無相関な推定を用いる場合，⑶式と⑷式は二項ロジット・モデルではなく，線形確率モデルとして推定することになる。

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