証券経済研究第125号（2024.3）

取締役・従業員間の報酬格差と
企業パフォーマンス＊
頭

要

士

奈加子

旨

企業内の報酬格差が企業のパフォーマンスに及ぼす影響については，海外の企業を対象にポジティブな影響とネガティブな影響のどちらも報告されており，どちらの影響が優位かは実証上の問題である。また，労働市場の状況は国ごとに異なるため，海外を対象とした調査結果が日本企業に当てはまるかはわからない。
本稿では，日本企業を対象に，取締役・従業員間の報酬格差と企業パフォーマンスとの間の関係を経済的な要因で説明される部分と説明されない部分に分解して調査している。検証の結果，経済的な要因で説明される報酬格差は企業パフォー
マンスとの間にポジティブな関係が，説明されない報酬格差はネガティブな関係があることが示唆された。さらに，経済的な要因で説明される報酬格差の影響は長期間持続せず，説明されない報酬格差の影響は長期間持続することが示唆された。また，経済的な要因で説明されない報酬格差のタイプ別に調査した結果，⑴
取締役の報酬と従業員給与がともに過少な中で発生する過剰な報酬格差，⑵過剰な取締役の報酬と過少な従業員給与を背景とした過剰な報酬格差，⑶過少な取締役の報酬と過剰な従業員給与を背景とした過少な報酬格差の順で企業パフォーマ
ンスとの間のネガティブな関係が強いことがわかった。最後に，経済的な要因で説明されない報酬格差と株価パフォーマンスとの間のネガティブな関係は役員持株比率が高まるに連れて緩和されることも示唆された。
キーワード：役員報酬，従業員給与，報酬格差，株価リターン，ROA

目

次

1 ．はじめに

2.1

データ

2 ．データと変数

2.2

企業パフォーマンスの指標＊本研究は，公益財団法人 石井記念証券研究振興財団の研究助成を受けたものである。

21

取締役・従業員間の報酬格差と企業パフォーマンス
2.3

報酬格差の指標

4.1

数年間の企業パフォーマンス

2.4

コントロール変数

4.2

説明されない報酬格差のタイプによる違い

3 ．報酬格差と企業パフォーマンス

4.3

役員及び従業員による自社株保有の影響

4 ．追加分析5 ．おわりにセンティブを与える。そして，結果的に企業の１ ．はじめに生産性が向上することが予想される。こうした
考 え と 一 致 す る よ う に，Lee et al.（2008）

海外，特に米国では，しばしば経営者と従業は，経営幹部間の報酬の分散と，企業価値や株員との間の報酬格差が注目される。米国では

価パフォーマンスとの間にポジティブな関係が2018年から，上場企業に従業員の給与の中央値

あ る こ と を 示 し て い る。Kale et al.（2009）と CEO の報酬の比率をペイレシオとして開示

は，CEO・VP 間の報酬格差と，企業業績や価することを義務づけている。このように企業レ

値評価との間にポジティブな関係があることをベルの報酬格差が企業パフォーマンスに及ぼす示している。Mueller et al.（2017）は，企業

影響については近年関心が高まっている。

内の上位職と下位職との間の報酬格差と，企業

しかしながら，先行研究では企業レベルの報
酬格差と企業パフォーマンスとの間の関係につ

業績や株価パフォーマンスの間にポジティブな関係があることを示している。

いて ２ つの異なる影響が示唆されており，そのもう一つは，報酬格差と企業パフォーマンス

影響については議論が残る。一つは，報酬格差との間にネガティブな関係を予想する考え方でと企業パフォーマンスとの間にポジティブな関ある。Akerlof and Yellen（1990）は，社会心係を予想する考え方である。Lazear and Rosen

理学のエクイティ理論と社会学の社会的交換理（1981）のトーナメント理論では，企業内の序論によって動機付けられた公正賃金仮説（Fair

列に応じた報酬スキームに着目し，経営トップ

wage-effort hypothesis）を提示し，実際の賃の報酬がより序列の低い者と比べて目立って高金が公正な賃金を下回ると，労働者はそれに比いことを次のように説明する。まず，経営トッ

例して努力をしなくなると予想している。な

プはトーナメントの勝者であり，その報酬は優

お，彼らは労働者が同じポジションや上位のポ勝商品と見ることができる。そして，経営者のジションにおける報酬の分布に関心があること

報酬は現在の経営者の生産性を反映して高いのにも言及している。この考え方と整合するようではなく，むしろ下位のポジションにある者にに，部門や職種の中央値を下回る従業員ほど満適切なパフォーマンスを発揮するように誘導す足度が低いことが示されている（Card et al.

るために高く設定されている。この理論によれ2012）。関連して，レント・エクストラクショ

ば，企業内で経営者と従業員との間の報酬格差

ン仮説によると，大企業では経営陣がレントをが拡大するにつれ，従業員にとっての昇進の価獲得する機会が下位の従業員と比較して多く，値は増し，従業員により多くの努力を払うイン

経営陣のレント追求行動によって報酬格差が拡

22

証券経済研究第125号（2024.3）

大するとともに，企業の業績が低下することがら日本企業を対象に報酬格差と企業パフォーマ

考えられる。これらの考え方と整合するようンスとの間の関係を調査した実証研究はほとんに，Bebchuk et al.（2011）は上位 5 人への取どない。そこで本稿では，日本企業における取締役の報酬総額に占める CEO への報酬の割合

締役の報酬と従業員給与との間の格差が企業パが企業業績や企業価値とネガティブな関係にあフォーマンスに及ぼす影響について，トーナメ

ることを示し，CEO が報酬決定プロセスに影ント理論が予想するポジティブな影響と，エク響を与えて自身により多く割り当てることを示

イティ理論及びレントエクストラクション仮説

唆している。

が予想するネガティブな影響のどちらが有意でこのように異なる結果が示唆される原因につあ る か を 明 ら か に す る。 そ の 中 で，Rouen

いて Rouen（2020）は多くの先行研究が経営（2020）のアプローチを用いて報酬格差の分解者や従業員の報酬がどのように決定されているを行い，要素別の影響も解明する。

のかを考慮しておらず，報酬格差の原因が無視

本稿の残りの部分は次の通りである。次節でされている点を指摘している。経営者報酬にしは分析に用いるデータについて説明する。第 3ても従業員給与にしても，パフォーマンスや労節では報酬格差と １ 年後の企業パフォーマンス

働市場の特性などの要因と無関係には決定されに関する分析結果を示す。第 4 節では追加の分ない。そのため，報酬格差の中にもそういった析結果として，数年先の企業パフォーマンスへ

要 因 に よ っ て 説 明 さ れ る 部 分 が 含 ま れ る。

の影響についての分析結果，説明されない報酬

Rouen（2020） た ち は， 報 酬 格 差 の う ち， パ

格差のタイプ別の影響の調査結果，役員及び従フォーマンスや労働市場の特性などの経済的な業員による株式保有の影響についての調査結果

要因により説明される部分と，それらでは説明を示す。第 5 節は本稿の結論である。

されない部分とを分離し，企業パフォーマンス

２ ．データと変数との関係を調査する必要があることを指摘しているのである。彼らの結果は，報酬格差のうち経済的な要因で説明される部分は後の企業パフォーマンスに対してポジティブな影響を及ぼ

2.1

データ

し，説明されない部分はネガティブな影響を及

本稿のサンプルは2005年 3 月から2022年11月

ぼすことを示している。Green et al.（2019）までの上場企業のデータを使用している。初期

もこれと整合的な結果を得ている。

サンプルは71,486企業・年であった。そのう

これらの先行研究は欧米の企業を対象とした

ち，金融業と，取締役の報酬データを含む分析議論であり，労働市場や企業の報酬制度を含めに必要なデータが揃わない企業・年を除いて，て背景の異なる日本企業にも同様に当てはまる

最終サンプルは32,760企業・年（2,907社分の

1

かどうかは実証上の問題である 。しかしながデータ）となった。各企業の取締役の報酬を含

1 石田（2016）は企業内の報酬格差と企業パフォーマンスに関する先行研究をサーベイしており，職責の境界の曖昧さや労働
市場の流動性の低さから，日本においては報酬格差の負の側面がより顕著になりやすい環境にあることが予測されると論じて［石田，2016］いる。

23

取締役・従業員間の報酬格差と企業パフォーマンス

む役員情報，並びに従業員の平均給与及び従業る（Director Pay）。なお，従業員平均給与の員数については，日経 NEEDS 企業基本データ

情報は，有価証券報告書に基づく情報であり，から収集した。各企業の財務情報及び株価情報

一般的に給与（賞与含む）及び基準外賃金であは Factset から収集した。産業別の労働組合員

ることが多い。そのため，Director Pay の算出

数は厚労省の労使関係総合調査（労働組合基礎にあたっては退職慰労金を除いた，固定報酬，調査）から，雇用者数は総務省統計局の労働力

ストックオプション，役員賞与・業績連動報調査から収集した。都道府県別の雇用者数及び酬，その他報酬の合計値とした2。図表 1 による教育に関する情報は総務省の就業構造基本調査と，Employee Pay の平均値（中央値）は6.029

から収集した。

（5.875）百万円であった。Director Pay の平均

2.2

企業パフォーマンスの指標

値（中央値）は23.690（19.500）百万円であっ（ SPR）た。これらの比率の自然対数である ln

本稿では，企業レベルの報酬格差が企業パの平均値（中央値）は1.164（1.207）であっフォーマンスに及ぼす影響を調査する。企業パ

た。図表 2 は報酬格差と企業パフォーマンスのフォーマンスは次の 2 つの指標で測定する。第分析に用いる変数の相関係数を示している。

一に，株価パフォーマンスについて， 1 年間の（ SPR） との間には統計的に有意なRett＋1 と ln

株価リターン（Rett＋1 ）を用いる。第二に，業相関関係は確認できなかった。Adj RNOAt＋1 と績パフォーマンスについて，事業の収益性に関（ SPR） との間の相関係数は0.086であり，lnする指標（Adj RNOAt＋1 ）を用いる。この指

1 % 水準で統計的に有意であった。この結果

標は，営業利益から法人税等を差し引いた額をは，報酬格差と企業パフォーマンスとの間のポ分子とし，現金を除く総資産から有利子負債をジティブな関係を示唆する。

除く負債合計を差し引いた額を分母とした比率（ SPR）
本 稿 で は Rouen（2020） に 倣 い，lnを算出し，産業の中央値との差分をとったものをパフォーマンスや労働市場の状況によって説である。図表 1 に記述統計量を示す。Rett＋1 の（ EPR））とされない部分（ln
明される部分（ln平均値（中央値）は0.108（0.045）であった。

（ UPR））に分解する。そのために，まずは，

Adj RNOAt＋1 の平均値（中央値）は0.019（0.004）

従業員給与と取締役の報酬を，それぞれに関係であった。

する要因として Rouen（2020）で使用された

2.3

報酬格差の指標

変数を用いて推定する。従業員給与について
は，次のモデルを使用する。

本稿の主たる説明変数の一つは，取締役の報

Employee Payi, t

酬を従業員給与で割った比率の自然対数（ln＝β0＋β1 Employee Growthi, t －1

（ SPR））である。従業員給与は従業員平均給＋β2 ln（Assets）（Firm Age）
i, t －1＋β3 lni, t －1

与（Employee Pay）とする。取締役の報酬は＋β4 R&D/Salesi, t －1＋β5 Adj RNOAi, t －1

取締役の報酬額を取締役の人数で割った額とす＋β6 Adj RNOA Vari, t －1＋β7 Reti, t －1

2 ストックオプションのうち株式報酬型ストックオプションは退職金の代替として用いられることがある。本研究ではストッ
クオプションを除いた分析も行っており，類似した結果を得ている。

24

証券経済研究

変数
Employee Pay
Director Pay
ln（ SPR）ln（ EPR）ln（ UPR）
Rett＋1
Adj RNOAt＋1
Adj RNOARet
Ret Varln（ Assets）
BTM
Leverage
Labor Productivity
Capital Intensityln（ Firm Age）
Employee Growtht－1
ln（ Assets）t－1
ln（ Firm Age）t－1
R&D/Salest－1
Adj RNOAt－1
Adj RNOA Vart－1
Rett－1Ret Vart－1
Labor Productivityt－1
Capital Intensityt－1
Leveraget－1
BTMt－1
Sales Growtht－1
Ind-Region Emp Pay
University Grad
Unionization Coverage
Adj ROA
Adj ROA Varln（ Director Tenure）
ln（ Director Age）
Outside Director
Loss
Exe Own
Director SO
Emp Own

第125号（2024.3）

図表 1

記述統計量

N

平均値

SD

p25

中央値

p75

32,76032,76032,76032,76032,76032,76032,76032,76032,76032,76032,76032,76032,76032,76032,76032,76032,76032,76032,76032,76032,76032,76032,76032,76032,76032,76032,76032,76032,76032,76032,76032,76032,76032,76032,76032,76032,76032,76032,64832,76024,7656.029
23.6901.164
1.283－0.113
0.108
0.019
0.020
0.114
0.365
10.7311.318
0.177
401.609
0.045
3.941
0.008
10.696
3.918
0.009
0.018
0.081
0.147
0.372
393.025
0.044
0.180
1.307
0.027
5.981
0.268
0.190
0.005
0.025
1.809
4.074
0.215
0.123
0.063
0.065
0.020

1.397
17.358
0.642
0.407
0.613
0.373
0.169
0.159
0.384
0.265
1.670
0.848
0.168
1,353.348
0.050
0.518
0.095
1.667
0.533
0.024
0.152
0.231
0.404
0.276
1,351.043
0.049
0.170
0.841
0.135
0.803
0.078
0.087
0.052
0.026
0.578
0.080
0.165
0.328
0.102
0.246
0.019

5.055
12.6670.818
1.114－0.417－0.115－0.029－0.028－0.116
0.202
9.564
0.689
0.026
44.8140.013
3.687－0.018
9.531
3.661
0.000
－0.0280.015－0.0980.206
43.950
0.013
0.028
0.686
－0.036
5.515
0.207
0.124
－0.020
0.010
1.424
4.036
0.083
0.000
0.003
0.000
0.007

5.875
19.5001.207
1.359－0.092
0.045
0.004
0.004
0.049
0.292
10.5521.144
0.135
85.062
0.030
4.092
0.006
10.515
4.075
0.000
0.003
0.028
0.071
0.298
83.404
0.030
0.139
1.134
0.022
5.982
0.282
0.203
0.003
0.017
1.846
4.087
0.200
0.000
0.016
0.000
0.014

6.803
29.167
1.561
1.553
0.235
0.253
0.051
0.050
0.264
0.435
11.7131.749
0.285
172.393
0.057
4.281
0.034
11.672
4.267
0.005
0.048
0.056
0.300
0.441
167.123
0.057
0.291
1.727
0.082
6.467
0.333
0.265
0.031
0.029
2.238
4.129
0.333
0.000
0.073
0.000
0.026

本表はサンプル全体の記述統計量を示している。変数は Appendix に定義する通りである。なお，連続変数は上下 1 % で
winsorize している。

＋β8 Ret Vari, t －1＋β9 Labor Productivityi, t －1＋β14 Ind-Region Emp Payi, t＋β10 Capital Intensityi, t －1＋β11 Leveragei, t －1＋β15 University Gradi, t＋β16 Union Coveragei, t＋β12 BTMi, t －1＋β13 Sales Growthi, t －1

＋Firm Fixed Effects＋Year Fixed Effects

25

取締役・従業員間の報酬格差と企業パフォーマンス
図表 2
変数

⑴

⑵

⑶

⑷

⑸

相関係数
⑹

⑺

⑻

⑼

⑽

⑾

⑿

⒀

⑴ Rett＋1⑵ Adj RNOAt＋1⑶ ln（ SPR）⑷ ln（ EPR）⑸ ln（ UPR）⑹ Adj RNOA
⑺ Ret
⑻ Ret Var⑼ ln
（ Assets）⑽ BTM⑾ Leverage⑿ Labor Productivity⒀ Capital Intensity

1.000
0.151＊ 1.000
0.004
0.086＊ 1.000－0.034＊ 0.159＊ 0.409＊ 1.000
0.027＊ －0.016
0.776＊ －0.248＊ 1.000
0.026＊ 0.630＊ 0.102＊ 0.197＊ －0.028＊ 1.000－0.039＊ 0.163＊ 0.030＊ 0.014
0.023
0.168＊ 1.000－0.0190.074＊ －0.020 －0.166＊ 0.091＊ 0.112＊ 0.117＊ 1.000－0.042＊ 0.032＊ 0.328＊ 0.752＊ －0.154＊ 0.034＊ －0.035＊ －0.177＊ 1.000
0.082＊ －0.178＊ －0.156＊ －0.087＊ －0.110＊ －0.200＊ －0.235＊ －0.241＊ －0.055＊ 1.000
0.002 －0.174＊ －0.020 －0.093＊ 0.041＊ －0.209＊ －0.042＊ 0.063＊ 0.110＊ －0.038＊－0.009 －0.002 －0.020
0.132＊ －0.108＊ －0.003 －0.011 －0.035＊ 0.253＊ －0.047＊－0.029＊ －0.100＊ 0.076＊ 0.115＊ 0.005 －0.105＊ －0.061＊ 0.050＊ 0.186＊ －0.063＊

1.000
0.049＊ 1.000
0.190＊ －0.021

1.000

⒁ ln
（ Firm Age）

－0.055＊ －0.068＊

0.017－0.107＊0.026＊

0.002

0.236＊ －0.156＊ －0.087＊ －0.062＊ －0.304＊

0.338＊

0.260＊

本表は役員と従業員との間の報酬格差と企業パフォーマンスとの間の相関係数を示している。＊は0.01% で統計的に有意であるこ
とを示す。

＋ε

⑴

Emp Pay），都道府県別の雇用者に占める大学

ここで i は各企業，t は各年を示す。被説明変卒 業 者 及 び 大 学 院 卒 業 者 の 割 合（University

数は従業員平均給与（Employee Pay）である。

Grad），産業別の労働組合所属率（Unionization

説明変数は，まず従業員給与の水準に影響を及Coverage）を含める。最後に企業固定効果，年

ぼす企業レベルの特徴として，成長率を表す指固定効果も含める。

標の一つとして従業員数の成長率（Employee

図表 3 のパネル A は式⑴の分析結果を示し，企業規模として総資産の自然対数
Growtht －1 ）ている。従業員平均給与は，従業員数の成長率（ Assets）t －1 ），企業年齢（ln（ Firm Age）t －1 ），（lnが高いほど低く，企業規模が大きいほど高く，

研究開発活動への注力度合いを表す指標として事業の収益性が高いほど高く，株価リターンが研 究 開 発 費 を 売 上 高 で 割 っ た 比 率（R&D/

高いほど高く，株価リターンのリスクが高いほ，事業の収益性（Adj RNOAt －1 ）及びSalest －1 ）ど低く，従業員の生産性が高いほどわずかに高，株価パフォーマ
そのリスク（RNOA Vart －1 ）く，設備投資への注力度が高いほど低く，有利，
ンス（Rett －1 ）及びそのリスク（Ret Vart －1 ）子負債比率が高いほど低く，成長機会が少ない

従業員の生産性を表す指標として従業員一人当ほど低く，売上高成長率が高いほど高く，産，設備投たりの売上高（Labor Productivityt －1 ）業・都道府県における平均給与が高いほど高資への注力度を示す指標として固定資産の取得

く，産業別の労働組合所属率が高いほど高いこによる支出額を売上高で割った比率（Capitalとがわかった。企業年齢，研究開発活動への注，財務制約の状態を測る指標としてIntensityt －1 ）力度合い，事業の収益性のリスク及び都道府県，
有利子負債を総資産で割った比率（Leveraget －1）

別の雇用者の教育水準については，従業員平均，年間
成長機会を測る簿価時価比率（BTMt －1 ）

給与との間で有意な関係は見られなかった。こ

売上高成長率（Sales Growtht －1 ）である。企業

れらの結果を用いて，各企業の Employee Pay

レベルの説明変数は前期末の値を用いる。加え

の推定値を求め，経済的な要因で説明される報て産業レベルや地域レベルの特徴として，産（ EPR））の分母とする。
酬格差（ln

業・都道府県別の従業員平均給与（Ind-Region26

次に，取締役の報酬については，次のモデル

証券経済研究
図表 3 報酬の推定モデル
パネル A 従業員給与の推定モデル
変数
Employee Growtht－1

パネル B 取締役の報酬の推定モデル
変数

Employee Pay

Firm fixed effectYear fixed effectObservations
Adj R-squared

32,7600.343

ln（ Firm Age）t－1
R&D/Salest－1
Adj RNOAt－1
Adj RNOA Vart－1
Rett－1Ret Vart－1
Labor Productivityt－1
Capital Intensityt－1
Leveraget－1
BTMt－1
Sales Growtht－1
Ind-Region Emp Pay
University Grad
Unionization Coverage
Constant

Director Pay

Firm fixed effectYear fixed effect29.089＊＊＊（8.833）0.955（0.172）－0.435＊＊（－2.146）－0.674（－1.424）
0.409＊＊（2.325）3.304＊＊＊（10.692）
4.269（1.506）－0.974（－0.854）0.517＊＊（2.011）
6.532＊＊＊（11.290）－1.005＊＊＊（－4.932）－8.006＊＊＊（－5.094）－74.653＊＊＊（－5.792）
Yes
Yes

Observations
Adj R-squared

32,7600.137

Adj ROA＊＊＊－0.306（－6.183）
0.311＊＊＊（10.845）
0.109（1.011）－0.823（－1.482）
0.285＊＊＊（7.940）－0.002（－0.066）
0.045＊＊＊（5.735）－0.048＊（－1.783）0.000＊＊＊（7.345）－0.338＊＊＊（－3.550）－0.603＊＊＊（－8.063）－0.079＊＊＊（－8.008）
0.196＊＊＊（8.127）0.719＊＊＊（21.916）0.685（1.590）0.407＊＊（2.023）－1.965＊＊＊（－3.659）
Yes
Yes

ln
（ Assets）t－1

第125号（2024.3）

Adj ROA Var
Ret
Ret VarRett－1ln（ Director Tenure）
ln（ Director Age）
Outside Director
Lossln（ Assets）
BTM
Leverage
Constant

本表のパネル A は従業員平均給与，パネル B は取締役の平均報酬に関する固定効果モデルの結果をそれぞれ示している。変数は Appendix に定義する通りである。なお，連続変数は上下 1 % で winsorize している。括弧内は企業レベルのクラスターロバスト標準誤差による t 値を示している。＊＊＊
は 1 % 水準，＊＊は 5 ％水準，＊は10% 水準で有意であることを示す。

＋β6 ln（Director Tenure）
i, t＋β7 ln（Director Age）
i, tを使用する。
Director Payi, t＋β8 Outside Directori, t＋β9 Lossi, t＋β10 ln（Assets）
i, t＋β11 BTMi, t＝β0＋β1 Adj ROAi, t＋β2 Adj ROA Vari, t＋β12 Leveragei, t＋Firm Fixed Effects

＋β3 Reti, t＋β4 Ret Vari, t＋β5 Reti, t－1＋Year Fixed Effects＋ε⑵27

取締役・従業員間の報酬格差と企業パフォーマンス

被説明変数は，取締役の報酬総額を支給人数

は－0.032であり， 1 % 有意水準で統計的に有で割った額（Director Pay）である。説明変数意であった。そして，シンプルな報酬格差（lnは，産業調整済み経常利益率（Adj ROA）及（ SPR））から ln（ EPR） を引いたものを報酬格

びそのリスク（Adj ROA Var），株価リターン（ UPR））
差のうち説明されない部分である（ln（Ret）及びそのリスク（Ret Var），取締役の（ UPR） の平均値とする。図表 1 によると，ln（ Director
平 均 在 任 期 間 の 自 然 対 数（ln（中央値）は－0.107（－0.089）であった。図

Tenure）），取締役の平均年齢の自然対数（ln（ UPR） と Rett＋1 との間の相
表 2 によると，ln（ Director Age）），取締役会の社外取締役比率

関係数は0.027であり， 1 % 有意水準で統計的（Outside Director），損失ダミー（Loss），企業（ UPR） と Adj RNOAt＋1 とに有意であった。ln（ Assets）），簿価時価比率（BTM）及規模（lnの間に統計的に有意な相関関係は見られなかっび有利子負債比率（Leverage）である。なお，た。報酬格差を分解した指標についての結果は

企業固定効果及び年固定効果もコントロールす一貫したパターンを示しておらず，詳細な分析る。図表 3 のパネル B は式⑵の分析結果を示の必要性を示している。

している。取締役の平均報酬は，業績パフォー
マンスが高いほど高く，当期の株価リターンが2.4

コントロール変数

高いほど低く，前期の株価リターンが高いほど役員と従業員との間の報酬格差と企業パ高く，取締役の在任期間が長いほど高く，損失

フォーマンスの分析では次のモデルを使用する。

を計上しているときに高く，企業規模が大きい

Firm performancei, t＋1

ほど高く，成長機会が少ないほど低く，負債比

＝β0＋β1 Pay ratioi, t＋β2 Adj RNOAi, t

率が高いほど低いことが示された。なお，業績＋β3 Reti, t＋β4 Ret Vari, t＋β5 ln（Assets）
i, t

パフォーマンス及び株価パフォーマンスのばら＋β6 BTMi, t＋β7 Leveragei, t

つき，取締役の平均年齢及び取締役会の社外取＋β8 Labor Productivityi, t

締役比率については，取締役の平均報酬との間＋β9 Capital Intensityi, t＋β10 ln（Firm Age）
i, tで有意な関係は確認できなかった。これらの結＋Firm Fixed Effects＋Year Fixed Effects

果を用いて，各企業の Director Pay の推定値

＋εを求め，経済的な要因で説明される報酬格差（ EPR））の分子とする。
（ln⑶

被 説 明 変 数 の 企 業 パ フ ォ ー マ ン ス（Firm
performance） は Rett＋1 及 び Adj RNOAt＋1 で あ式⑴及び式⑵を用いて推定された取締役の報る。主な説明変数の報酬格差（Pay ratio）は ln

酬や従業員給与の推定値から，経済的な要因で（ SPR），ln（ EPR） 及 び ln
（ UPR） で あ る。 そ（ EPR））を作成する。
説明される報酬格差（lnの他のコントロール変数は，当期の Adj RNOA

（ EPR） の平均値（中央値）
図表 1 によると，ln

及び Ret，過去 5 年の株価リターンのばらつき

は1.276（1.351）であった。図表 2 によると，，企業規模（ln（ Assets）），簿価時価比（Rett＋1 ）（ EPR） と Adj RNOAt＋1 との間の相関係数は
ln率（BTM），有利子負債比率（Leverage），従0.161であり， 1 % 有意水準で統計的に有意で業員一人当たり売上高（Labor Productivity），（ EPR） と Rett＋1 との間の相関係数あった。ln

設備投資への集中度（Capital Intensity），企業

28

証券経済研究第125号（2024.3）

年齢（ln（ Firm Age）），企業固定効果及び年固コントロール変数を見ると， 1 年後の株価パ定効果である。変数の詳細は Appendix に定義

フォーマンス（Rett＋1 ）は，業績パフォーマンしている。

ス（Adj RNOA）が高いほど高く，当期の株価
パフォーマンス（Ret）が高いほど低く，過去３ ．報酬格差と企業パフォーマンス

5 年の Ret のばらつき（Ret Var）が大きいほ（ Assets））が大きいほどど低く，企業規模（ln図表 4 は取締役と従業員との間の報酬格差が低 く， 簿 価 時 価 比 率（BTM） が 高 い ほ ど 高

企業パフォーマンスに及ぼす影響について，式く，有利子負債比率（Leverage）が高いほど高⑶による分析を行った結果である。パネル A

く， 設 備 投 資 へ の 集 中 度（Capital Intensity）

は 1 年後の株価パフォーマンス（Rett＋1 ）につが高いほど低いことがわかった。従業員一人当（ SPR） の係いての結果である。列⑴では，ln

たり売上高（Labor Productivity）と企業年齢数は－0.009であり，10% 有意水準で統計的に（ Firm Age））は株価パフォーマンスとの間（ln有意であった。この結果は，エクイティ理論やで有意な関係は見られなかった。

レントエクストラクション仮説と整合的であ

図表 4 のパネル B は翌期の業績パフォーマる。しかしながら，報酬格差を分解した結果にンス（Adj RNOAt＋1 ）についての結果である。

（ EPR） の係数は0.060でついて，列⑵では ln

列 ⑴ が 示 す 通 り， シ ン プ ル な 報 酬 格 差（lnあり， 1 % 有意水準で統計的に有意であった。

（ SPR））について統計的に有意な結果は得ら（ UPR） の係数は－0.013であり，列⑶では，ln

れ な か っ た。 列 ⑵ か ら ⑷ ま で は 報 酬 格 差 を

5 % 有意水準で統計的に有意であった。列⑷でRouen（2020）に倣い分解した指標を用いた結（ EPR） と ln
（ UPR） をともにモデルに含めln果である。列⑵では，報酬格差のうち経済的な（ EPR） の係数は0.052（P＜0.05）
たところ，ln（ EPR））の係数は要因で説明される部分（ln（ UPR） の係数は－0.009（P＜0.1）
であり，ln0.019であり，10% 有意水準で統計的に有意でであった。これらの結果は，報酬格差のうち経あった。列⑶では，報酬格差のうち経済的な要

済的な要因で説明される部分が後の業績パフォー（ UPR））について因で説明されない部分（lnマンスについて有意にポジティブな影響を及ぼ

統計的に有意な結果は得られなかった。列⑷はし，説明されない部分はネガティブな影響を及ぼ（ EPR） と ln
（ UPR） をともにモデルに含めln

すことを示している。この結果は，Rouen（2020）（ EPR）の係数は0.019
た結果を示している。lnの結果と一致し，Green et al.（2019）の結果とであり，10% 有意水準で統計的に有意であっも整合的である。ここまでの結果をまとめる（ UPR） について統計的た。しかしながら，lnと，日本企業について報酬格差が後の企業パに有意な結果は得られなかった。この結果は，フォーマンスに及ぼす影響について，経済的な報酬格差のうち経済的な要因で説明される部分

要因で説明できる報酬格差についてはトーナメ

が後の業績パフォーマンスについて有意にポジント理論が，説明できない報酬格差については

ティブな影響を及ぼすことを示唆しており，

エクイティ理論やレントエクストラクション仮

トーナメント理論を支持する結果である。しか説の影響が優位であると言えよう。

しながら，報酬格差のうち経済的な要因で説明

29

取締役・従業員間の報酬格差と企業パフォーマンス
図表 4

報酬格差と企業パフォーマンス

パネル A 株価パフォーマンス変数ln（ SPR）

Rett＋1⑴⑵

Ret Varln（ Assets）
BTM
Leverage
Labor Productivity
Capital Intensityln（ Firm Age）
Constant
Observations
Adj R-squared

0.052＊＊（2.497）－0.009＊（－1.803）
0.048＊＊（2.329）－0.103＊＊＊（－14.681）－0.196＊＊＊（－13.490）－0.272＊＊＊（－18.877）
0.124＊＊＊（20.755）
0.408＊＊＊（10.204）
0.000（0.677）－0.239＊＊＊（－3.690）－0.034（－0.655）
3.269＊＊＊（13.958）
32,7600.274

0.060＊＊＊（2.881）ln（ UPR）

Ret⑷－0.009（－1.917）ln（ EPR）

Adj RNOA⑶＊

0.061＊＊＊（3.007）－0.103＊＊＊（－14.604）－0.195＊＊＊（－13.417）－0.256＊＊＊（－18.336）
0.121＊＊＊（20.723）
0.381＊＊＊（9.736）0.000（0.422）－0.238＊＊＊（－3.680）－0.016（－0.309）
3.095＊＊＊（13.454）0.048＊＊（2.327）－0.103＊＊＊（－14.674）－0.196＊＊＊（－13.467）－0.274＊＊＊（－18.928）
0.124＊＊＊（20.794）
0.411＊＊＊（10.289）
0.000（0.765）－0.242＊＊＊（－3.731）－0.033（－0.634）
3.274＊＊＊（13.962）－0.013＊＊（－2.561）
0.058＊＊＊（2.864）－0.103＊＊＊（－14.622）－0.195＊＊＊（－13.448）－0.259＊＊＊（－18.510）
0.121＊＊＊（20.854）0.385＊＊＊（9.870）0.000（0.437）－0.237＊＊＊（－3.664）－0.020（－0.390）
3.129＊＊＊（13.570）

32,7600.274

32,7600.274

32,7600.274

されない部分が後の業績パフォーマンスに及ぼ

有利子負債比率（Leverage）が高いほど低く，す影響は確認できなかった。これらの結果は設備投資への集中度（Capital Intensity）が高Rouen（2020）や Green et al.（2019）の結果（ Firm Age））が高いほど低く，企業年齢（lnと部分的に整合する。

いほど低いことがわかった。過去 5 年の Ret のコントロール変数を見ると， 1 年後の業績パ

ばらつき（Ret Var）と従業員一人当たり売上

フォーマンス（Adj RNOAt＋1 ）は，当期の業高（Labor Productivity）は業績パフォーマン績パフォーマンス（Adj RNOA）が高いほど高スとの間で有意な関係は見られなかった。

く，株価パフォーマンス（Ret）が高いほど高（ Assets）） が 大 き い ほ ど 低く， 企 業 規 模（lnく，簿価時価比率（BTM）が高いほど低く，

30

証券経済研究第125号（2024.3）

パネル B 業績パフォーマンス
Adj RNOAt＋1

変数

⑴

ln
（ SPR）⑵

Adj RNOARet
Ret Varln（ Assets）
BTM
Leverage
Labor Productivity
Capital Intensity

Observations
Adj R-squared

0.019＊（1.715）0.001（0.274）0.297＊＊＊（10.895）
0.020＊＊＊（6.096）0.003（0.416）－0.018＊＊（－2.309）－0.020＊＊＊（－8.036）－0.027（－1.426）－0.000（－0.490）－0.126＊＊＊（－5.965）－0.059＊＊（－1.993）
0.428＊＊＊（3.513）32,7600.115

0.019＊（1.699）ln（ UPR）

Constant⑷

0.000（0.176）ln（ EPR）ln（ Firm Age）⑶

0.301＊＊＊（11.285）0.020＊＊＊（6.105）0.003（0.468）－0.013（－1.618）－0.021＊＊＊（－8.519）－0.036＊（－1.820）－0.000（－0.779）－0.126＊＊＊（－5.937）－0.053＊（－1.805）
0.375＊＊＊（3.017）0.297＊＊＊（10.895）
0.020＊＊＊（6.095）0.003（0.414）－0.018＊＊（－2.290）－0.020＊＊＊（－8.043）－0.027（－1.436）－0.000（－0.514）－0.126＊＊＊（－5.979）－0.059＊＊（－1.994）
0.427＊＊＊（3.511）－0.001（－0.385）0.301＊＊＊（11.274）
0.020＊＊＊（6.104）0.003（0.463）－0.013（－1.608）－0.021＊＊＊（－8.516）－0.036＊（－1.824）－0.000（－0.812）－0.125＊＊＊（－5.944）－0.054＊（－1.820）0.376＊＊＊（3.038）32,7600.115

32,7600.115

32,7600.115

本表は取締役と従業員との報酬格差が企業パフォーマンスに及ぼす影響についての固定効果モデルの結果を示している。変数はAppendix に定義する通りである。なお，連続変数は上下 1 % で winsorize している。括弧内は企業レベルのクラスターロバスト
標準誤差による t 値を示している。＊＊＊は 1 % 水準，＊＊は 5 ％水準，＊は10% 水準で有意であることを示す。

より長期の期間でも確認された。列⑷及び⑻の４ ．追加分析（ EPR） のポジティブな影響はよ
結果では，ln
り長期の期間では統計的に有意ではなく，ln

4.1

数年間の企業パフォーマンス

（ UPR） のネガティブ影響はより長期の期間でも確認された。これらのことは，経済的な要因

図表 5 のパネル A は， 2 年後， 3 年後の株で説明できる報酬格差が企業パフォーマンスに

価パフォーマンス（Rett＋2 ，Rett＋3 ）について

もたらすポジティブな影響は長期間持続しない

式⑶による分析を行った結果である。列⑴及びこと，そして，説明されない報酬格差がもたら（ SPR） のネガティブ影響は⑸の結果から，ln

すネガティブな影響は長期間持続することを示31

取締役・従業員間の報酬格差と企業パフォーマンス
図表 5

報酬格差と数年間の企業パフォーマンス

パネル A 株価パフォーマンス
Rett＋2

変数
ln（ SPR）⑴⑵

Rett＋3
⑶

⑷

⑸

＊

⑺

⑻

＊＊

－0.009（－1.730）ln（ EPR）⑹－0.013（－2.519）0.034＊（1.889）ln（ UPR）
Controls
Firm fixed effectYear fixed effect

Yes
Yes
Yes

Yes
Yes
Yes

Observations
Adj R-squared

30,1230.252

30,1230.252

0.026（1.412）－0.011＊＊－0.009＊（－2.195） （－1.707）
Yes
Yes
Yes
Yes
Yes
Yes
30,1230.252

0.033＊（1.695）

Yes
Yes
Yes

Yes
Yes
Yes

30,1230.252

27,6150.224

27,615
0.224

⑷

⑸

⑹

0.020
（0.973）－0.016＊＊＊ －0.014＊＊＊（－3.151） （－2.724）
Yes
Yes
Yes
Yes
Yes
Yes
27,6150.224

27,6150.224

パネル B 業績パフォーマンスln（ SPR）

Adj RNOAt＋3

Adj RNOAt＋2

変数

⑴

⑵

⑶

－0.001（－0.380）ln（ EPR）⑺⑻＊－0.005（－1.667）－0.015（－1.306）ln（ UPR）
Controls
Firm fixed effectYear fixed effect

Yes
Yes
Yes

Yes
Yes
Yes

0.001
（0.241）
Yes
Yes
Yes

Observations
Adj R-squared

25,5800.029725,5800.029925,5800.0297－0.016（－1.341）－0.001（－0.286）
Yes
Yes
Yes

0.005
（0.353）

Yes
Yes
Yes

Yes
Yes
Yes

25,5800.029923,0420.023023,0420.0228－0.000（－0.013）－0.005＊－0.006＊（－1.900） （－1.830）
Yes
Yes
Yes
Yes
Yes
Yes
23,0420.0231

23,0420.0231

本表は取締役と従業員との報酬格差が数年間の株価パフォーマンスに及ぼす影響についての固定効果モデルの結果を示している。
変数は Appendix に定義する通りである。なお，連続変数は上下 1 % で winsorize している。括弧内は企業レベルのクラスターロ
バスト標準誤差による t 値を示している。＊＊＊は 1 % 水準，＊＊は 5 ％水準，＊は10% 水準で有意であることを示す。

唆している。パネル B より， 2 年後， 3 年後

び，UPR の符号により次の 6 つのケースが存の 業 績 パ フ ォ ー マ ン ス（Adj RNOAt＋2 ，Adj

在する。Case 1 は取締役報酬と超過従業員給

RNOAt＋3 ）についての有意な結果はほとんど

与 が と も に ネ ガ テ ィ ブ な 値 で，UPR が ポ ジ

得られなかった。

ティブな値である場合を指す。Case 2 は取締

4.2 説明されない報酬格差のタイプによる違い

役報酬と超過従業員給与がともにネガティブな値で，UPR もネガティブな値である場合を指す。Case 3 は取締役報酬がポジティブな値で，次に経済的な要因で説明されない報酬格差

超過従業員給与がネガティブな値，UPR がポ（ UPR））について詳しく調査する。ln（ UPR）（ln

ジティブな値である場合を指す。Case 4 は取はその構成から，取締役の報酬の実績と推定値

締役報酬がネガティブな値で，超過従業員給与の差（取締役報酬）の符号，従業員給与の実績

がポジティブな値，UPR がネガティブな値でと推定値の差（超過従業員給与）の符号，及ある場合を指す。Case 5 は取締役報酬と超過

32

証券経済研究
図表 6
変数ln（ UPR）×Case 1

第125号（2024.3）

説明されない報酬格差のタイプと企業パフォーマンス
Rett＋1

Adj RNOAt＋1

⑴

⑵
＊＊

Controls
Firm fixed effectYear fixed effect－0.149（－2.119）－0.007（－0.946）－0.032＊＊（－2.397）－0.013＊（－1.677）－0.009（－0.109）
0.002（0.126）
Yes
Yes
Yes

－0.023（－0.771）－0.003（－0.912）－0.004（－0.467）－0.002（－0.525）－0.033（－1.018）
0.010（1.298）
Yes
Yes
Yes

Observations
Adj R-squared

32,7600.274

32,7600.115

ln（ UPR）×Case 2ln（ UPR）×Case 3ln（ UPR）×Case 4ln（ UPR）×Case 5ln（ UPR）×Case 6

本表は説明されない報酬格差のタイプと企業パフォーマンスとの間の関係についての固定効果モデルの結果を示している。変数は Appendix に定義する通りである。なお，連続変数は上下 1 % で winsorize している。括弧内は企業レベルのクラスターロバス
ト標準誤差による t 値を示している。＊＊＊は 1 % 水準，＊＊は 5 ％水準，＊は10% 水準で有意であることを示す。

従業員給与がともにポジティブな値で，UPRれに比例して努力をしなくなると予測するエク

がネガティブな値である場合を指す。Case 6

イティ理論の考え方によって説明できるかもしは取締役報酬と超過従業員給与がともにポジ

れない。Case 3 は，過剰な取締役の報酬と過ティブな値で，UPR もポジティブな値である

少な従業員給与を背景とした過剰な報酬格差場合を指す。

が，将来の株価パフォーマンスを有意に低下さ（ UPR）
本 稿 で は Rouen（2020） に 倣 い，ln

せることを示唆しており，Rouen（2020）の結とこれらの 6 つのケースのダミー変数との交差

果と整合する。この結果は，経営陣のレント追項を用いた分析を行う。検証の結果を図表 6 に

求行動によって，報酬格差が拡がるとともに，示 す。 列 ⑴ よ り Rett＋1 に つ い て，Case 1 ，

企業のパフォーマンスも悪化することを示唆しCase 3 及び Case 4 のケースで交差項に有意ており，レント・エクストラクション仮説の考にネガティブな傾向が見られた。Case 1 は取え方と一致する。Case 4 は，過少な取締役の締役の報酬と従業員給与がともに過少な中で発報酬と過剰な従業員給与を背景とした過少な報

生する過剰な報酬格差が将来の株価パフォーマ

酬格差が，後の株価パフォーマンスを有意に低ンスを有意に低下させることを示唆するもので下させることを示唆しており，Rouen（2020）

あ る。 こ の 特 徴 は 米 国 企 業 を 対 象 と し たの結果と整合する。取締役の報酬水準が低く，

Rouen（2020）では見られない特徴だが，支払

従業員の給与水準が高いために生じる報酬格差

われる報酬が公正な報酬を下回ると労働者はその小ささが，従業員にとって昇進のために努力

33

取締役・従業員間の報酬格差と企業パフォーマンス

を払うインセンティブを減らしていることを意

まりに連れて緩和されることを示唆している。

味しており，トーナメント理論の考え方と整合

列⑸から列⑻までは報酬格差と取締役へのス的である。列⑵では，Adj RNOAt＋1 について

トックオプション報酬の有無（Director SO）の統計的に有意な傾向は見られなかった。

交互作用を用いた結果である。列⑸より，シン

4.3 役員及び従業員による自社株保有の影響（ SPR））については有意なプルな報酬格差（ln（ EPR）
結果が得られなかった。列⑻において，lnの係数は0.050（p＜0.05）であり，ln（ EPR）×

図表 7 は，役員持株比率（Exe Own），取締Director SO の交互作用の係数は－0.055（p＜役へのストックオプション報酬制度の有無

0.01）であった。この結果は，経済的な要因に（Director SO） 及 び 従 業 員 持 株 比 率（Empより説明される報酬格差は後の株価パフォーマ

Own）と報酬格差に関する各変数との交互作

ンスとポジティブな関係にあるが，取締役の報

用項を式⑶に導入したモデルの検証結果であ酬にストックオプションが導入されている場合る。パネル A は株価パフォーマンス（Rett＋1 ）（ UPR）には相殺されることが示唆される。lnに関する結果である。列⑴から列⑷までは報酬に つ い て は 有 意 な 結 果 が 得 ら れ な か っ た。

格差と役員持株比率（Exe Own）の交互作用

Director SO の係数は統計的に有意ではなかっ（ SPR）を用いた結果である。列⑴において，ln

た。

の 係 数 は －0.015（p＜0.01），ln（ SPR）×Exe

列⑼から列⑿は報酬格差と従業員持株比率

Own の係数は0.108（p＜0.1）であった。この（Emp Own）の交互作用を用いた結果である。

結果は，シンプルな報酬格差の指標は後の株価（ SPR）の係数は－0.019（p＜0.05），
列⑼より ln

パフォーマンスとネガティブな関係にあるが，（ SPR）×Emp Own の係数は0.685（p＜0.05）ln

役員持株比率の高まりに連れて緩和されることであった。この結果は，シンプルな報酬格差はを示唆している。Exe Own の単独項について

後の株価パフォーマンスに対してネガティブなは有意な係数は見られなかった。列⑷は報酬格影響にあるが，従業員持株比率が高まるにつれ

差 を 分 解 し た 場 合 の 結 果 を 示 し て い る。lnて緩和されることが示唆される。Emp Own の（ EPR） の係数は0.052であり 1 % 有意水準で係数は2.855であり， 1 % 有意水準で統計的に（ EPR）×Exe Own
統計的に有意であったが，ln有意であった。このことは，従業員持株比率がの交互作用は確認できなかった。この結果は，高いほど，後の株価リターンが高いことを示唆

役員持株比率の水準に関わらず，経済的な要因（ EPR） の係数はしている。列⑿によると，lnにより説明される報酬格差が後の株価パフォー（ EPR）×Emp
統 計 的 に 有 意 で は な い が，ln

マンスとポジティブな関係にあることを示唆す

Own の係数は3.792であり， 1 % 有意水準で統（ UPR） の係数は－0.015（p＜0.01），ln
る。ln

計的に有意であった。経済的な要因で説明され（ UPR）×Exe Own の係数は0.112（p＜0.1）で（ EPR））は，それ単独では後る報酬格差（lnあった。この結果は，経済的な要因により説明の株価パフォーマンスとの間に統計的に有意なされない報酬格差は後の株価パフォーマンスと関係はないが，従業員持株比率が高まるに連れネガティブな関係にあるが，役員持株比率の高てポジティブな関係となることを示唆してい34

証券経済研究第125号（2024.3）

る。 経 済 的 な 要 因 で さ れ な い 報 酬 格 差（lnな関係にあるが，役員持株比率の高まりに連れ（ UPR））については有意な結果は得られなかって 相 殺 さ れ る こ と を 示 唆 し て お り， 株 価 パ

た。従業員持株比率（Emp Own）の係数は統フォーマンスに関する結果と異なる。経済的な計的に有意ではなかった。

（ UPR））につ要因で説明されない報酬格差（nパ ネ ル B は 業 績 パ フ ォ ー マ ン ス（Adj

い て は 有 意 な 結 果 が 得 ら れ な か っ た。ExeRNOAt＋1 ）に関する結果である。列⑴から列

Own の単独項の係数は0.105であり，10% 有意⑷は報酬格差と役員持株比率（Exe Own）の水準で統計的に有意であった。

交互作用項を用いた結果である。列⑴より，シ列⑸から列⑻は役員へのストックオプション（ SPR））に関しては有意ンプルな報酬格差（ln

報酬の有無（Director SO）の交互作用項を用な結果が得られなかった。列⑷によると，lnいた結果である。列⑸より，シンプルな報酬格（ EPR） の 係 数 は0.029（p＜0.05），ln（ EPR）（ SPR））に関しては有意な結果が得られ差（ln×Exe Own の係数は－0.097（p＜0.05）であっ（ EPR） の係数はなかった。列⑻によると，ln

た。この結果は，経済的な要因で説明される報（ EPR）×Director SO の0.020（p＜0.01），ln

酬格差は後の業績パフォーマンスとポジティブ係数は0.034（p＜0.05）であった。この結果

図表 7

役員及び従業員の持株比率の影響

パネル A 株価パフォーマンス
変数（ SPR）ln
ln（ EPR）

Rett＋1⑴－0.015＊＊＊（－2.799）ln（ UPR）ln（ SPR）×Exe Own
ln（ EPR）×Exe Ownln（ UPR）×Exe Own
Exe Ownln（ SPR）×Director SO

0.108＊（1.851）⑵

0.064＊＊＊（2.689）⑶⑷

0.052＊＊（2.186）－0.018＊＊＊ －0.015＊＊＊（－3.320） （－2.763）

0.050（0.499）0.090
0.112＊（1.601） （1.844）－0.0940.020
0.017－0.057（－1.028） （0.176） （0.261） （－0.466）⑸－0.007（－1.499）⑹0.057＊＊＊（2.762）⑺⑻

0.050＊＊（2.413）－0.012＊＊ －0.008（－2.369） （－1.541）⑼－0.019＊＊（－2.199）⑽－0.021（－0.649）⑾⑿－0.030（－0.912）－0.006－0.013（－0.701） （－1.446）－0.014（－0.153）ln（ EPR）×Director SO－0.015（－1.248）－0.055＊（－1.722）－0.003－0.005（－0.210） （－0.381）
＊
0.001
0.063
－0.0200.061（0.062） （1.262） （－1.895） （1.237）

ln（ UPR）×Director SO
Director SO
ln（ SPR）×Emp Own－0.056＊（－1.750）ln（ EPR）×Emp Own

0.685＊＊（2.214）Controls
Firm fixed effectYear fixed effect

Yes
Yes
Yes

Yes
Yes
Yes

Yes
Yes
Yes

Yes
Yes
Yes

Yes
Yes
Yes

Yes
Yes
Yes

Yes
Yes
Yes

Yes
Yes
Yes

3.792＊＊＊（5.130）－0.1840.369（－0.634） （1.267）
＊＊＊
＊＊＊
2.855
－0.3983.535－0.611（4.185） （－0.385） （5.835） （－0.585）
Yes
Yes
Yes
Yes
Yes
Yes
Yes
Yes
Yes
Yes
Yes
Yes

Observations
Adj R-squared

32,6480.274

32,6480.275

32,6480.274

32,6480.275

32,7600.274

32,7600.274

32,7600.274

32,7600.274

24,7650.251

ln（ UPR）×Emp Own
Emp Own

3.565＊＊＊（4.966）

24,7650.253

24,7650.251

24,7650.253

35

取締役・従業員間の報酬格差と企業パフォーマンス
パネル B 業績パフォーマンス
変数（ SPR）ln
ln（ EPR）

Adj RNOAt＋1⑴－0.000（－0.125）ln（ UPR）ln（ SPR）×Exe Own
ln（ EPR）×Exe Ownln（ UPR）×Exe Own
Exe Ownln（ SPR）×Director SO

⑵

0.008
（0.324）0.029＊＊（2.562）⑶⑷⑸

0.029＊＊（2.459）－0.004 －0.001（－1.635）（－0.576）－0.097＊＊（－1.977）
0.045
0.029
（1.604） （1.074）
＊＊
0.006
0.126
0.010
0.105＊（0.162） （1.993） （0.402） （1.688）

0.000（0.083）⑹

0.019＊（1.735）⑺⑻

0.020＊（1.754）－0.0000.001（－0.158）（0.368）⑼－0.001（－0.297）⑽

0.008（0.481）

⑾

⑿

0.008
（0.508）0.001
0.001（0.375） （0.267）－0.114＊＊（－2.254）ln（ EPR）×Director SO

0.002（0.446）

0.034＊＊（2.303）－0.004 －0.004（－0.750）（－0.744）＊＊－0.008 －0.055－0.005 －0.054＊＊（－1.035）（－2.388）（－1.178）（－2.389）

ln（ UPR）×Director SO
Director SO
ln（ SPR）×Emp Own

0.035＊＊（2.312）－0.024（－0.269）ln（ EPR）×Emp Ownln（ UPR）×Emp Own
Emp Own
Controls
Firm fixed effectYear fixed effect

Yes
Yes
Yes

Yes
Yes
Yes

Yes
Yes
Yes

Yes
Yes
Yes

Yes
Yes
Yes

Yes
Yes
Yes

Yes
Yes
Yes

Yes
Yes
Yes

Observations
Adj R-squared

32,6480.117

32,6480.117

32,6480.117

32,6480.118

32,7600.115

32,7600.116

32,7600.115

32,7600.116

0.570＊＊（2.032）－0.184＊＊ －0.099（－2.041）（－1.095）－0.110 －0.858＊＊ －0.149 －0.784＊＊（－0.488）（－2.240）（－0.783）（－2.013）
Yes
Yes
Yes
Yes
Yes
Yes
Yes
Yes
Yes
Yes
Yes
Yes
24,7650.130

0.644＊＊（2.344）

24,7650.131

24,7650.130

24,7650.131

本表は説明されない報酬格差のタイプと企業パフォーマンスとの間の関係についての固定効果モデルの結果を示している。変数は Appendix に定義する通りである。なお，連続変数は上下 1 % で winsorize している。括弧内は企業レベルのクラスターロバス
ト標準誤差による t 値を示している。＊＊＊は 1 % 水準，＊＊は 5 ％水準，＊は10% 水準で有意であることを示す。

は，経済的な要因で説明される報酬格差は後のに関しては有意な結果が得られなかった。列⑿業績パフォーマンスとポジティブな関係にあによると，ln（ EPR） の係数は統計的に有意でり，役員報酬にストックオプションが含まれる（ EPR）×Emp Own の係数は0.570
はなく，ln場合にはさらにポジティブな関係が強まること（p＜0.05）であった。この結果は，経済的なを示唆しており，列⑷に示す役員持株比率の結要因で説明される報酬格差は従業員持株比率が

果と異なる。経済的な要因で説明されない報酬高いほど，後の業績パフォーマンスとポジティ（ UPR））については有意な結果が得格差（lnブな関係にあることを示唆しており，パネルられなかった。Director SO の単独項の係数はA における株価パフォーマンスの結果と整合－0.054であり， 5 % 有意水準で統計的に有意的である。経済的な要因で説明されない報酬格であった。

（ UPR））については有意な結果が得られ差（n列⑼から列⑿は報酬格差と従業員持株比率なかった。Emp Own の単独項の係数は－0.784（Emp Own）の交互作用項を用いた結果であであり， 5 % 有意水準で統計的に有意であっ（ SPR））る。列⑼より，シンプルな報酬格差（lnた。

36

証券経済研究第125号（2024.3）

これらの結果をまとめると，取締役への株式因で説明される報酬格差と株価パフォーマンス

やストックオプションの付与と報酬格差の交互及び業績パフォーマンスとの間にポジティブな作用については一貫して有意な結果は得られな関係をもたらすことがわかった。

かった。しかしながら，経済的な要因で説明さ５ ．おわりにれない報酬格差と後の株価パフォーマンスとの間のネガティブな関係は役員持株比率が高まるに連れて緩和されることがわかった。また，従

本稿では，日本企業について取締役と従業員

業員持株比率について見てみると，経済的な要との間の報酬格差と企業パフォーマンスについAppendix
変数
Employee Pay
Director Pay
ln（ SPR）ln（ EPR）ln（ UPR）
Adj RNOARet
Ret Varln（ Assets）
BTM
Leverage
Labor Productivity
Capital Intensityln（ Firm Age）
R&D/Salest－1
Adj RNOA Vart－1
Sales Growtht－1

Ind-Region Emp Pay
University Grad
Unionization Coverage
Employee Growtht－1
Adj ROA
Adj ROA Varln（ Director Tenure）
ln（ Director Age）
Outside Director
Loss
Exe Own
Director SO
Emp Own

定義
従業員平均給与
取締役の報酬総額÷取締役数
Director Pay÷Employee Pay の自然対数
式⑵に基づく Director Pay の推定値と式⑴に基づく Employee Pay の推定値の比率の自然対数
ln（SPR）−ln（EPR）（営業利益−法人税等）÷（（総資産−現金）−（負債合計−有利子負債））の産業中央値との差分
1 年間の株価リターン
Ret の過去 5 年の標準偏差
総資産の自然対数（総資産−負債合計）÷時価総額
有利子負債比率
売上高÷従業員数
固定資産の取得による支出額÷売上高
企業の設立年から各決算期での年数
研究開発費÷売上高
Adj RNOAt－1 の過去 5 年の標準偏差
1 年間の売上高の成長率
産業・地域・年ごとの従業員平均給与の平均値
都道府県別の雇用者数に占める大学卒・大学院卒の割合
産業別労働組合所属率
1 年間の従業員数の成長率
営業利益÷総資産の産業中央値との差分
Adj ROA の過去 5 年の標準偏差
取締役の平均在任期間の自然対数。なお，取締役の平均在任期間は最初に取締役になった年月から t 期の決算月までの年数で算出する。
取締役の平均年齢の自然対数
取締役の人数に占める社外取締役の人数の割合
親会社に帰属する当期純利益または当期利益がネガティブな値であれば 0 をとるダ
ミー変数
役員持株比率
取締役への報酬にストックオプションが含まれていれば 1 をとるダミー変数
従業員持株比率37

取締役・従業員間の報酬格差と企業パフォーマンス

て調査した結果，経済的な要因で説明される報なっており，米国の結果が日本企業にそのまま

酬格差については企業パフォーマンスとの間に当てはまるかどうかは自明ではない。本稿は日ポジティブな関係が，説明されない報酬格差に本企業を対象とした調査により，米国企業を調

ついては株価パフォーマンスとの間にネガティ査した Rouen（2020）と概ね整合的な結果をブな関係があることがわかった。説明されない

示し，先行研究を補完するものである。加えて報酬格差と業績パフォーマンスとの間には有意

本稿では，日本企業について，取締役の報酬とな関係は見られなかった。さらに，経済的な要

従業員給与がともに過少な中で発生する過剰な因で説明できる報酬格差が企業パフォーマンス

報酬格差が将来の株価パフォーマンスを有意ににもたらすポジティブな影響は長期間持続しな低下させることも発見した。この特徴は，実際

いこと，そして，説明されない報酬格差がもたの報酬が公正な報酬を下回ると労働者はそれにらすネガティブな影響は長期間持続することが比例して努力をしなくなると予測するエクイ示唆された。また，説明されない報酬格差と企

ティ理論と整合的である。なお，この特徴は米業パフォーマンスとの間のネガティブな関係に

国企業を対象とした Rouen（2020）では有意

ついて，説明されない報酬格差のタイプ別に分ではなかった。報酬格差と企業パフォーマンス

析すると，株価パフォーマンスについてはエクとの間の関係がもたらされる経路は，国ごとのイティ理論，レント・エクストラクション仮労働慣行や労働市場の状況によって異なること

説，トーナメント理論により説明される影響がを示している。

それぞれ確認できた。業績パフォーマンスについては有意な結果が得られなかった。最後に，役員及び従業員による自社株保有の影響について分析した結果，経済的な要因で説明されない
報酬格差と株価パフォーマンスとの間のネガ
ティブな関係は役員持株比率が高まるに連れて緩和されることがわかった。また，従業員持株比率が高まるに連れて，経済的な要因で説明さ

引

用

文

献

石田潤一郎（2016）「報酬格差と企業パフォーマンス」『日本労働研究雑誌』独立行政法人労働政策研
究・研修機構，No. 670，4-15頁。
Akerlof, G. A., and Yellen, J. L.（1990）, “The Fair
Wage-Effort Hypothesis and Unemployment,”

れる報酬格差と株価及び業績のパフォーマンス

The Quarterly Journal of Economics, Vol. 105,との間にポジティブな関係をもたらすことがわ

No. 2, pp.255-283.

かった。
本稿の結果は，企業内の報酬格差に関する文献に対して貢献をしている。企業内の報酬格差
が企業パフォーマンスに及ぼす影響については
海外の企業を対象にポジティブな影響とネガ
ティブな影響のどちらも報告されており，どちBebchuk, L. A., Cremers, K., and Peyer, U. C.
（2011）, “The CEO pay slice,” Journal of Financial Economics, Vol. 102, Issue 1, pp.199-221.
Card, D., Mas, A., Moretti, E., and Saez, E.（2012）,“Inequality at Work: The Effect of Peer Salaries
on Job Satisfaction,” American Economic Review,Vol. 102,  No. 6, pp.2981-3003.

らが優勢かは実証上の問題である。加えて，労Green, T., Markov, S., and Zhou, D.（2019）, “Pay

働慣行や労働市場の状況は各国ごと様相が異Inequality and Job Satisfaction: Evidence from38

証券経済研究第125号（2024.3）

Glassdoor,” Research Paper, No. 2019-07-03,

pay dispersion, corporate governance, and firm

Baruch College Zicklin School of Business.

performance,” Review of Quantitative Finance（https://ssrn.com/abstract=3415937）

and Accounting, Vol. 30, pp.315–338.

Kale, J. R., Reis, E., and Venkateswaran, A.（2009）,

Mueller, H. M., Ouimet, P. P., and Simintzi, E.（2017）,“Rank-Order Tournaments and Incentive Align-“Within-Firm Pay Inequality,” The Review ofment: The Effect on Firm Performance,” The

Financial Studies, Vol. 30, Issue 10, pp.3605–

Journal of Finance, Vol. 64, Issue 3, pp.1479-1512.

3635.

Lazear, E. P., and Rosen, S.（1981）, “Rank-Order

Rouen, E.（2020）, “Rethinking Measurement of Pay

Tournaments as Optimum Labor Contracts,”

Disparity and Its Relation,” The Accounting

Journal of Political Economy, Vol. 89, No. 5,

Review, Vol. 95, Issue 1, pp.343–378.

pp.841-864.

（当研究所研究員）

Lee, K., Lev, B., and Yeo, G. H.（2008）, “Executive

39