社会情報学

第12巻３号2024

原著論文
決算発表日の分散に寄与する企業特性の解明―財務報告に対する企業の認知に着目して―
Firm Characteristic Contributing to the Dispersion of Earnings
Announcement Dates: Focusing on Corporate Perceptions of Financial
Reporting
キーワード：
決算発表，財務報告，内部統制システム，会社法，計量テキスト分析
keyword：earnings announcements, financial reporting, internal control systems,
Japanese Companies Act, quantitative text analysis

同志社女子大学

記虎Doshisha Women’s College of Liberal Arts

優子

Yuko KITORA
要約
証券市場の効率性を確保するには，決算発表を早期に実施するだけでなく，決算発表日の集中を回避して，その分散が図られることが必要である。そこで，本稿では，決算発表日の分散に寄与する内部統制システムに係る企業特性を実証的に解明している。
まず，企業の情報開示を分析視点として位置付けて，計量テキスト分析を用いて，会社法に基づく内部統制システム構築の基本方針についての具体的な開示内容を分析している。これにより，内部統制シ
ステムの構築に対する企業の目に見えない認知を可視化して，内部統制システムの構築に際して企業が財務報告を重視しているのかどうかを識別している。そして，企業の財務報告志向が表象されている言及が基本方針の中で「いつから」出現するようになったのかに着目することで，他社の基本方針についての開示動向などの影響を受け得たことを明示的に考慮して，企業の財務報告志向を定量化している。
原稿受付：2022年10月６日
掲載決定：2023年12月２日

19

決算発表日の分散に寄与する企業特性の解明―財務報告に対する企業の認知に着目して―


記虎優子

また，
複数の異なる定量化の方法を用いることで，企業の財務報告志向の定量化の頑健性を確保している。
次に，企業の情報開示を分析対象として位置付けて，内部統制システムの構築に際して企業が財務報告を重視していることが決算発表日の分散に寄与するのかどうかを実証的に解明している。そして，企業が財務報告を重視しているほど，同じ日に決算発表を行う企業がより少ない日に決算発表を行うことを示している。また，企業が財務報告を重視しているほど，決算発表が最も集中する日を避けて決算発表を行うことを示している。
Abstract
Earnings announcements should be made earlier, and the distribution of earnings
announcements should avoid overlapping earnings announcement dates and ensure the dispersionof the announcement dates to maintain market efficiency. Therefore, this study empiricallyelucidates the firm characteristic that contributes to the dispersion of earnings announcement
dates.
First, this study examines the concealed corporate perception of the development of internal
control systems using quantitative text analysis and studying the disclosure content of basic
policies on such development complying with the Japanese Companies Act. Furthermore, thisstudy captures the corporate stance toward financial reporting and identifies whether companies
emphasize financial reporting as they establish internal control systems. We focus on “when”
firms’ financial reporting preferences are first mentioned in their basic policy and quantitatively
evaluate firms’ financial reporting preferences. Subsequently, this study explicitly considers theextent to which the preferences could be influenced by disclosure trends of other firms’ basic
policies. In addition, we ensure the robustness of the quantification of corporate financial
reporting preferences by using several different quantification methods.
Second, this study empirically elucidates whether a firm’s greater emphasis on financial
reporting in establishing internal control systems contributes to dispersing earnings
announcements dates. The results demonstrate that the more a firm emphasizes financial
reporting, the less it releases its earnings announcement on the same day as other firms.
Furthermore, we reveal that the more a firm emphasizes financial reporting, the less it releases its
earnings announcement on the most concentrated day of the announcements.

20

社会情報学１

第12巻３号

2024

本稿の貢献と課題を指摘する。

はじめに証券市場の効率性を確保するには，決算発表を２

早期に実施するだけでなく，決算発表日の集中を

先行研究のレビュー

回避して，その分散が図られることが必要である。

決算発表日の集中に着目している先行研究でなぜなら，もし多くの上場会社が同じ日に決算発

は，決算発表が集中するタイミングで，バッド・

表を行うと情報オーバーロードが生じ，投資家にニュースが開示されることが明らかにされているよる決算情報の収集や分析が阻害されたり，報道（deHaan et al., 2015；森脇，2015）。また，森

機関を通じた情報伝達が制約されたりすることが脇（2015）では，バッド・ニュースを開示する場危惧される（石塚・河，1992a, 1992b；森脇・合に短期的な株価を意識した行動を取るという企（1）

業の動機が，最集中日に決算発表を行うこと誘発

しかし，先行研究では，決算発表が集中するタ

するのかどうかを解明することが試みられていイミングで決算発表を行うという選択と，決算発る。しかし，かかる動機を単に直接観察可能な変表で開示されたバッド・ニュースという情報内容

数で代理するにとどまっており，提示された仮説が関連しているかどうかには関心が向けられていと整合的な検証結果も，必ずしも得られていない。

るものの（deHaan et al., 2015；森脇，2015），

他方で，決算日から決算発表までの日数に着目

こうした選択を誘発する企業特性を解明することすることで，いつ決算発表を行うのかとの兼ね合は，森脇（2015）を除いて試みられていない。

いでより早いタイミングの観点からみた決算発表

また，森脇（2015）では，決算発表のタイミンの実施時期に影響を与える企業特性を解明するこグとして，決算発表が実務上最も集中している特とは，多数試みられている（例えば，Bamber et

定の１日が選択されているかどうかにのみ着目しal., 1993；Sengupta, 2004；Lee et al., 2008なており，決算日を同じくしている他の企業の決算ど）。中でも，記虎（2021a）は，本稿と同様に発表日との兼ね合いでどの日が選択されているの財務報告に対する企業の認知に着目して，内部統

かには，着目していない。それゆえ，森脇（2015）

制システムの構築に際して企業が財務報告を重視にも，決算発表日の分散に寄与する企業特性を解していることが決算発表の早期実施に寄与するこ

明することを目的とする観点からは，おのずと限とを示している。記虎（2017，2022）などでも，界がある。

記虎（2021a）とは別の観点から内部統制システ

音川，2017）からである 。

そこで，本稿では，企業の情報開示を分析視点

ムを評価して，内部統制システムが決算発表の実とも分析対象とも位置付けるとともに，内部統施時期に与える影響を解明している。

（2）制 システムの構築に際して財務報告を重視して決算発表には着目していないが，より早いタイミ

いるかどうかという企業の目に見えない認知に着ングの観点からみた財務報告の適時性に内部統制

目して，決算発表日の分散に寄与する企業特性をシステムが及ぼす影響を解明している先行研究も，実証的に解明する。そして，内部統制システムの存 在し ている（例 え ば，Impink et al., 2012；

構築に際して企業が財務報告を重視していること

Munsif et al., 2012；Khlif et al., 2014 など）。

（3）

が決算発表日の分散に寄与することを示す 。

これらの研究では，法定開示書類の提出遅延の有以下では，まず，先行研究のレビューを行う。

無や決算日から独立監査人の監査報告書が提出さ次に，仮説を導出して，検証方法について説明すれるまでの日数などによって，より早いタイミンる。その後に，検証結果を示す。そして，最後に，グの観点からみた財務報告の適時性が捉えられて21

決算発表日の分散に寄与する企業特性の解明―財務報告に対する企業の認知に着目して―

記虎優子いる。しかし，財務報告であるか非財務報告であ財務報告を重視しているならば，証券市場におけるかにかかわらず，他の企業の報告タイミングとる財務報告の重要性を正しく認識しているはずでの兼ね合いでより分散したタイミングの観点からある。それゆえ，財務報告の遅延だけでなく集中みた報告の適時性に内部統制システムが及ぼす影によっても情報の伝播が妨げられてしまうことを響を解明している先行研究には，記虎（2021b）

危惧して，他の企業とはなるべく別の日取りで決があるのみである。記虎（2021b）では，株主総算発表を行おうとするであろう。上述のように，

会を外部報告の手段の１つとみて，内部統制シス

内部統制システムの構築に際して財務報告を重視

テムの構築に際して企業の透明性を重視しているしている企業の決算発表の実施時期に係る裁量はことが総会開催日の分散に寄与することが示され大きいことから，決算日を同じくしている他の企ている。

業との兼ね合いで決算発表日がより分散している
タイミングで決算発表を行うことが現実的にも可３能である。その上，より分散したタイミングで決仮説の導出

算発表を行うことは，内部統制の報告目的に係る適時性の観点とも矛盾しない（4）。

企業は，実情に応じて内部統制システムを構築する。健全な会社経営を行うために必要とされる以上を踏まえて，本稿では次の仮説を検証する。

内部統制は個々に異なるから，内部統制システム

仮説

内部統制システムの構築に際して企業が財の構築に際して財務報告を重視するのかどうか

務報告を重視しているほど，決算日を同じくしも，企業によって異なる。しかし，内部統制シスている他の企業との兼ね合いで決算発表日がよ

テムの構築に際して企業が財務報告を重視していり分散しているタイミングで決算発表を行う。

るならば，財務報告に係る内部統制は，より適切に構築されているので，有効に機能していることが期待される。この結果，会計上の誤謬が生じた
場合にも，その存在をすぐに発見できるであろう

４

リサーチ・デザイン

4.1

サンプルの選択

し，そもそも，会計上の誤謬が生じるリスク自体

本稿では，平成17年制定会社法により策定すが低いと考えられる。それゆえ，決算をより早くることが明文で義務付けられた会社法に基づく内確定させることができる。決算発表は決算が確定

部統制システム構築の基本方針（以下，基本方針

してからしか当然できないので，決算の確定が早という。）の内容を定めている会社法施行規則（平ければ，決算発表の実施時期に係る企業の裁量は

成18年２月７日法務省令第12号）の公布日であ大きくなる。加えて，公認会計士等による監査も，

る2006年２月７日（5）から2009年３月31日までの内部統制により依拠して効率的に行うことができ間に公表された基本方針についての適時開示をると考えられる。したがって，監査に要する時間

TDnetデータサービスから１件以上収集できた（6）も，短縮することが可能である。日本で実務上し

1,317社のうち，サンプルとした期間（平成17年

ばしば見受けられるように，決算の内容について

制 定 会 社 法 施 行 日 で あ る2006年 ５ 月 １ 日 か ら

公認会計士等による事実上の了承を得られた段階

2009年３月31日までの間）に上場を継続していで決算発表を行おうとする場合でも，監査時間のて基本方針についての適時開示を収集し得る企業

短縮に起因して，決算発表の実施時期に係る企業（1,122社）で，かつ決算日と基本方針についての裁量は，相対的にはやはり大きくなる。

の適時開示に記載されていた基本方針の制定ない
し改定についての取締役会決議日（7）を比較するこ

また，内部統制システムの構築に際して企業が22

社会情報学第12巻３号

2024とにより，サンプルとした期間内の各決算期末現ルに含め，より頑健な検証結果を得るためである。

在において有効な基本方針を１回以上マッチング

続いて，決算日数が通常と異なると財務データ

できた1,061社についてのパネルデータ2,797社に基づく変数の比較可能性が損なわれることか（8）―年 をまず選択している。そして，日経中分類

ら，変則決算に該当する５社についてのパネルの銀行・証券・保険・その他金融に該当する23

データ５社―年，次いで，データベースから必要

社についてのパネルデータ59社―年，次いで，なデータを入手できずに欠損値となっている変数

３月末日を決算日としていない360社についてのがある９社についてのパネルデータ12社―年，

パネルデータ990社―年を順に除いている。この

最後に，異常値（10）と判断した変数がある17社に結果，サンプル候補は，678社についてのパネル

ついてのパネルデータ20社―年を，当初サンプ

データ1,748社―年である。この中から，527社

ルから順に除いている。この結果，最終サンプルについてのパネルデータ1,558社―年を当初サン

は，524社についてのパネルデータ1,521社―年（9）

プルとして選択している 。

で，observationはいずれも一般事業会社である。

上述のようにサンプルを選択しているのは，基なお，最終サンプルのうち，最初から言及D（11）

本方針についての適時開示を利用して，企業の財の値が１となる企業群の１つ以上の企業と途中か

務報告志向が表象されているとみることのできるら言及D の値が１となる企業群の１つ以上の企業言及が基本方針の中で「いつから」出現するように共通して出現している（８種類のうち１つ以上になったのかに着目して企業の財務報告志向を定の）言及が少なくとも出現している企業（158社

量化したり，基本方針を改定した回数に着目してについてのパネルデータ258社―年）と，財務報内部統制システムの構築姿勢を定量化したりする

告志向D の値が０となる企業群（470社についてには，基本方針の決定が平成17年制定会社法にのパネルデータ1,193社―年）のみから構成されより明文で義務付けられた当時の基本方針についる限定サンプル（508社についてのパネルデータての適時開示を利用するとともに，最初の基本方

1,451社―年）では，後述のとおり企業の財務報針を制定したときから適時開示していると推定さ

告志向がより一層頑健に定量化されている。そこれた企業だけに当初サンプルを限定する必要があで，この限定サンプルを用いても検証を行う。

るためである。また，財務データは本決算に基づいていることから，決算期ごとのobservationが

4.2

検証方法

必要であるためである。さらに，金融業の財務諸

RELEASE として集中分散度 を用いる場合には，表の勘定科目は一般事業会社のそれとは大きく異集中分散度 が定義上取り得る最大値（100％）となることから，財務データに基づく変数を適切に最小値（０％）を上限と下限の閾値としたランダ作成できないためである。加えて，決算日を同じ

ム効果トービットモデルにより，以下の（１）式

くしている他の企業の決算発表日との兼ね合いでを推定する（12）。RELEASE として最集中日回避D

より分散したタイミングの観点からみた決算発表を用いる場合には，ランダム効果ロジットモデルの適時性をうまく定量化するには，実務上多くのにより，以下の（２）式を推定する（13）。ただし，上場会社の決算日となっている３月末日を決算日

RELEASE は，決算日を同じくしている他の企業としている企業にサンプルを限定する必要があるの決算発表日との兼ね合いでより分散したタイミためである。最後に，同一企業の複数の決算期にングの観点からみた決算発表の適時性を示す変数

係るパネルデータを用いることで，各企業の観察である。PREFERENCE は，企業の財務報告志向

されない異質性（各企業固有の効果）を検証モデに係る変数であり，両式の推定に際しては複数の

23

決算発表日の分散に寄与する企業特性の解明―財務報告に対する企業の認知に着目して―


記虎優子

表－１
Variable
RELEASE

集中分散度

変数の定義

定義
当初サンプル（527社についてのパネルデータ1,558社―年）のうち通期決算発表日(決算短信の公表日）のデータを入手できなかった2
社―年を除いた企業について決算期ごとに当該企業と通期決算発表日が異なっている企業数を集計し，この企業数が当該企業と同じ決最集中日回避D

算期の当該企業以外の企業数合計に占める割合（％）
当初サンプル（527社についてのパネルデータ1,558社―年）のうち通期決算発表日(決算短信の公表日）のデータを入手できなかった2
社―年を除いた企業について決算期ごとに通期決算発表日が同じである企業数を集計し，当該企業と同じ決算期の前記の企業数が最もPREFERENCE

財務報告志向度a

多かった日（最集中日）を避けて通期の決算発表を行っていれば1，そうでなければ0
表－２にその一部を示した企業の財務報告志向が表象されているとみることのできる言及がマッチングされている基本方針の中で1種類以上出現していて，かつ言及が出現するようになったのが基本方針を最初に制定したと推定されるときからであれば3，その後に基本方

財務報告志向度b針を改定したと推定されるときからであれば2，マッチングされている基本方針の中で言及が出現していなければ1
当初サンプル（527社についてのパネルデータ1,558社―年）について 財務報告志向D と最初から言及D に対して相関行列を用いた主成
分分析を行うことによって得られた第1主成分得点

財務報告志向度c

第1固有値1.61（寄与率80.60%），第1主成分の固有ベクトル0.71（財務報告志向D ），0.71（最初から言及D ）当初サンプル（527社についてのパネルデータ1,558社―年）について 最初から言及D と途中から言及D に対して相関行列を用いた主成
分分析を行うことによって得られた第2主成分得点

志向時期弁別第2固有値0.88（寄与率44.03%），第2主成分の固有ベクトル0.71（最初から言及D ），0.71（途中から言及D ）当初サンプル（527社についてのパネルデータ1,558社―年）について 最初から言及D と途中から言及D に対して相関行列を用いた主成
分分析を行うことによって得られた第1主成分得点

上記4変数の作成元の変数：

第1固有値1.12（寄与率55.97%），第1主成分の固有ベクトル0.71（最初から言及D ），-0.71（途中から言及D ）財務報告志向D

表－２にその一部を示した企業の財務報告志向が表象されているとみることのできる言及がマッチングされている基本方針の中で1種類

最初から言及D以上出現していれば1，そうでなければ0
表－２にその一部を示した企業の財務報告志向が表象されているとみることのできる言及がマッチングされている基本方針の中で1種類以上出現していて，かつ言及が出現するようになったのが基本方針を最初に制定したと推定されるときからであれば1，そうでなければ途中から言及D0
表－２にその一部を示した企業の財務報告志向が表象されているとみることのできる言及がマッチングされている基本方針の中で1種類以上出現していて，かつ言及が出現するようになったのが基本方針を改定したと推定されるときからであれば1，そうでなければ0

CONTROL

決算期末後45日以内D

決算発表時期として適当であるとされる「決算期末後45日以内」（45日目が休日である場合には翌営業日以内）に通期の決算発表を

決算発表時期

行って（決算短信を公表して）いれば1，そうでなければ0
決算日から通期決算発表日(決算短信の公表日）までの日数（片端入れ）（日）ただし，値が大きいほどいつ決算発表をするのかとの兼構築姿勢

ね合いでより早いタイミングで決算発表を行っていると解釈できるように，負値に変換している。
当初サンプル（527社についてのパネルデータ1,558社―年）について 改定経験済み回数 と最大改定回数 に対して分散共分散行列を用いた主成分分析を行うことによって得られた第１主成分得点（平均ゼロ）
第1固有値1.65（寄与率82.39%），第1主成分の固有ベクトル0.71（改定経験済み回数 ），0.71（最大改定回数 ）構築姿勢 の作成元の変数：改定経験済み回数

当期末までに基本方針を改定した推定回数（回）ただし，最初に制定されたと推定される基本方針がマッチングされている場合には0の最大改定回数値を取る。
会社法施行規則（平成18年2月7日法務省令第12号）の公布日である2006年2月7日から2009年3月31日までの間に基本方針を改定した推

企業規模
ROA

定回数（回）ただし，基本方針を１回も改定していないと推定される場合には0の値を取る。
資産合計（百万円）の自然対数値
当期純損益÷資産合計×100（％）ただし，ここでいう日本基準・連結ベースの「当期純損益」は，2015年4月1 日以後を期首日とする

レバレッジ
たな卸資産・売上債権比率△EPS
総セグメント数
少数特定者持株比率

決算期の「親会社株主に帰属する当期純損益」に相当する。
負債合計÷資産合計×100（％）（たな卸資産+売上債権）÷資産合計×100（％）
当決算期1株当たり当期純損益－前決算期1株当たり当期純損益(万円）
事業別セグメントおよび所在地別セグメントの数の合計（個）ただし，単一セグメントである場合には1の値をとる。
少数特定者持株数（大株主上位10名および役員などの特別利害関係者の所有する株式数並びに自己株式数の合計）÷期末発行済株式総数×100（％）

個人株主数
個人・その他の株主数（万人）
社外取締役比率（銀行）
銀行に職務経験のある社外取締役人数÷取締役会人数×100（％）
社外取締役比率（支配会社） 支配会社に職務経験のある社外取締役人数÷取締役会人数×100（％）
社外取締役比率（その他） 銀行，支配会社および関係会社のいずれにも職務経験がなく，かつ相互派遣でなく，さらに他社で社長級の役職を持たない社外取締役
追記情報D
継続企業D
2007年3月期D2008年3月期D
高成長産業D
ハイテク産業D人数÷取締役会人数×100（％）
監査人の監査意見が追記情報ありの無限定適正意見であれば1，追記情報なしの無限定適正意見であれば0継続企業の前提に関する注記があれば1，なければ0
決算日が2007年３月末日であれば1，そうでなければ0
決算日が2008年３月末日であれば1，そうでなければ0
機械，空運，通信，電力・ガス(日経中分類）のいずれかの産業であれば1，そうでなければ0
機械，電気機器，精密機器，医薬品，自動車(日経中分類）のいずれかの産業であれば1，そうでなければ0

PREFERENCE の各変数の作成方法は，4.3節で説明している。その他の変数は，原則として日経NEEDS-FinancialQUESTより入手しているか，入手したデータを加工して作成している（財務データは，連結優先かつ日本基準
優先で選択）。ただし，改定経験済み回数 は，observationにマッチングできた基本方針についての適時開示が当該企業にとっての何回目の基本方針についての適時開示であるのかをカウントして1を差し引くことで作成している。最大改定回数 は，当該企業が会社法施行規則（平成18年2月7日法務省令第12号）の公布日である2006年2月7日から2009年3月31日までの間に基本方針について何回適時開示しているのかをカウントして1を差引くことで作成している。さらに，社外取締役比率（銀行） ，社外取締役比率（支配会社） ，社外取締役比率（その他） の3変数は，日経NEEDS-Cgesより入手している。

24

社会情報学表－２

検証式を作成して，財務報告志向度a ，財務報告

志向度b ，財務報告志向度c の３つをそれぞれ用いる。CONTROL は，コントロール変数である（14）。
νi は，各企業の観察されない異質性（各企業固有の効果）である。εit は，誤差項である。統計解
析には，Stata®/MP version17.0を利用する。
＊

RELEASEit ＝β1＋β2PREFERENCEit
KΣβ CONTROL ＋ν＋ε

＋

k ＝1

3k

kit

i

（１）

it

⎧P（RELEASE ＝1|X , ν）
⎫
it
it
i
⎬
ln⎨
⎩P（RELEASEit ＝0|Xit , νi ）⎭
＝β1＋β2PREFERENCEit （２）
K

Σ

＋

k ＝1

β3k CONTROLkit ＋νi

第12巻３号2024

 業の財務報告志向が表象されているとみる
企
ことのできる各言及とその記述統計量

最終サンプルにおいて5社―年以上出現している言及
財務報告の信頼性
財務報告に係る内部統制
財務報告の適正性
財務報告の信頼性と適正性
財務報告に係わる内部統制
適正な財務報告
財務計算に関する書類その他の情報の適正性
適正な財務報告書

出現社数（社―年）
185
111
67
16
13
11
8
5

限定サンプルにおいて出現しているすべての言及
財務報告の信頼性
財務報告に係る内部統制
財務報告の適正性
財務報告の信頼性と適正性
財務計算に関する書類その他の情報の適正性
財務情報の適正性
財務報告の適法性及び適正性
財務報告に係るリスク出現社数（社―年）
174
102
57
15
8
4
4
4

出現社数（社―年）
Mean
最終サ
ンプル
限定サ
ンプル

Std. dev. Min p5 p25

出現して

p50

p75
4

13.50

35.98

1

1

2

3

46.00

62.49

4

4

4

11.5

p90 p95 Max

いる言及
の種類数

16 111185

3679.5 174 174

174

8

マッチングされている基本方針の中で出現している各言及の出現社数とその記述統計量を最終サンプル（524社についてのパネルデータ1,521社―年）と限定サンプル（508社についてのパネルデータ1,451社―年）についてそれぞれ示している。なお，紙面の制約のため，最終サンプルについては5社―年未満しか出現していない言及は割愛している。

RELEASE の２変数は，値が大きいほど，決算日を同じくしている他の企業の決算発表日との兼ね合
いでより分散したタイミングで決算発表を行ってい出する必要があり，算出されたAMEは，有意に正ると解釈できる。PREFERENCE の３変数は，値がとなることが期待される。

大きいほど，内部統制システムの構築に際して財4.3 PREFERENCE の各変数の作成方法

務報告を重視していると解釈できる。したがって，仮説が支持されるならば，両式のPREFERENCE の

本稿では，記虎（2021a）における企業の財務変数の係数推定値は有意に正となることが期待さ

報告志向の定量化の方法を記虎（2022）とは別れる。しかし，（１）式のPREFERENCE の変数の係の観点から改善して（15），企業の財務報告志向を

数推定値は，あくまで集中分散度 として観測される以下の手順で，定量的に評価している。

潜在変数に対するPREFERENCE の変数の平均限界

まず，QDA（Qualitative Data Analysis）ソフ効果（AME：average marginal effects）を示すに

トウェア（MAXQDA®）を利用してたたき上げ式

とどまる。観測変数である集中分散度 に対する（帰納的）コーディング（佐藤，2008）を行う

PREFERENCE の変数のAMEは，（１）式の推定結ことにより，基本方針についての適時開示（16）の果に基づいて別途算出する必要があり，算出され具体的内容のテキスト型データ（手作業で収集）たAMEは，有意に正となることが期待される。また，の中に，記虎（2022）においてDictionary-based（２）式のPREFERENCE の変数の係数推定値は，アプローチ（樋口，2020）に依拠して探索的に選

あくまで最集中日回避D の値が１となる調整済み確

定された企業の財務報告志向が表象されていると率のロジットに対するPREFERENCE の変数のAME（17）
みることのできる言及が「いつから」出現するを示すに過ぎない。最集中日回避D の値が１となる（19）ようになったのかを機械的に識別した（18）。基

調整済み確率そのものに対するPREFERENCE の変

本方針を最初に制定したと推定されるときから言数のAMEは，（２）式の推定結果に基づいて別途算及が出現していたならば，その企業がもともと財25

決算発表日の分散に寄与する企業特性の解明―財務報告に対する企業の認知に着目して―


記虎優子

務報告を重視していたとみることができる一方いるとみることのできる各言及とその記述統計量

で，その後に基本方針を改定したと推定されるとを示している。最終サンプルでは，マッチングさきから言及が出現するようになったのであれば，れている基本方針の中で出現している言及の種類

他社の基本方針についての開示動向などの影響を数が36種類と多く，各言及の出現社数も言及の受けた結果として，その企業が財務報告を重視す

種類によってかなり異なっている。他方で，限定るようになった可能性がある。したがって，言及

サンプルでは，出現している言及の種類数がわずが出現しているという点は同じでも，前者の場合か８種類にとどまっているほか，各言及の出現社の方が後者の場合よりも，財務報告を重視してい数の偏りも抑制されている。そのため，もし特定る度合いが強いと解釈できる。

の言及の出現がその他の言及の出現よりも企業の次に，識別した結果をもとに，表-１に示した

財務報告志向を強く（または弱く）表象していた

定 義 の と お りPREFERENCE の 各 変 数 を 作 成 しとしても，限定サンプルでは，特定の言及の出現

た。
（１）式と（２）式の推定に際して用いる財

が企業の財務報告志向の定量化に影響する可能性

務報告志向度a ，財務報告志向度b ，財務報告志は低減されている。したがって，限定サンプルで向度c の３変数はいずれも企業の財務報告志向を

は，言及が基本方針の中で「いつから」出現する示す変数であるが，定量化の方法はそれぞれ異ようになったのかという観点から企業の財務報告

（20）

なっている

。このように複数の異なる定量化志向がより一層頑健に定量化されている。

の方法を用いることで，企業の財務報告志向の定

各変数の記述統計量は，表－３に示している。

量化の頑健性を確保することを意図している。

決算期末後45日以内D の値が１となる企業の割（１）式と（２）式の推定に際して財務報告志向

合は，最終サンプル全体の77.12％である。した

度a や財務報告志向度b をそれぞれ用いれば，他がって，大半の企業が，東京証券取引所（以下，社の基本方針についての開示動向などの影響を受

東証という。）の決算発表の早期化要請（東京証

け得たことを反映させて企業の財務報告志向を定券取引所，2006）に従って，適時に決算発表を行っ

量化して，企業の財務報告志向がより分散したタている（21）。その一方で，最集中日回避D の値がイミングの観点からみた決算発表の適時性に与え０ と な る 企 業 の 割 合 は， 最 終 サ ン プ ル 全 体 のる影響を検証できる。
これに対して，（１）式と（２）

23.80％である。したがって，最集中日に決算発式の推定に際して財務報告志向度c と同時に志向表を行っている企業は少なくない（22）。しかし，

時期弁別 をコントロール変数として併せて用いれ

集中分散度 の平均値は89.18％であるので，決算

ば，他社の基本方針についての開示動向などの影

発表日の集中の程度は，平均的にみればそれほど響を受け得たことを切り離して企業の財務報告志高くない。また，財務報告志向D ，最初から言及

向を定量化して，こうした影響を受けたかどうか

D ，途中から言及D の値が１となる企業の割合はにかかわらず，企業の財務報告志向がより分散し順 に， 最 終 サ ン プ ル 全 体 の21.56 ％，9.34 ％，たタイミングの観点からみた決算発表の適時性に12.2％であった。したがって，内部統制システ

与える影響を検証できる。

ムの構築に際して財務報告を重視している企業
は，決して多数派ではない。また，マッチングさ

５

検証結果

5.1

記述統計量

れている基本方針の中で企業の財務報告志向が表象されているとみることのできる言及が出現している企業のうち，基本方針を最初に制定したと推表－２には，企業の財務報告志向が表象されて定されるときから言及が出現していた企業より

26

社会情報学表－３

各変数の記述統計量

変数名
集中分散度
最集中日回避D財務報告志向度a
財務報告志向度b
財務報告志向度c
志向時期弁別財務報告志向D
最初から言及D
途中から言及D
決算期末後45日以内D
決算発表時期
構築姿勢
改定経験済み回数
最大改定回数
企業規模
ROA
レバレッジ
たな卸資産・売上債権比率△EPS
総セグメント数
少数特定者持株比率
個人株主数
社外取締役比率（銀行）社外取締役比率（支配会社）
社外取締役比率（その他）
追記情報D
継続企業D
2007年3月期D2008年3月期D
高成長産業D
ハイテク産業D

第12巻３号

2024他） と正に関連しており，期待される関係が認めMean Std. dev. Min
Max
89.18
8.79
70.85 100.00
0.76
0.43
0
1
1.31
0.63
1
3
0.00
1.27
-0.60
3.56
0.00
0.94
-0.49
1.94
0.00
1.06
-2.12
2.47
0.22
0.41
0
1
0.09
0.29
0
1
0.12
0.33
0
1
0.77
0.42
0
1
-42.19
7.65
-69
-1
0.62
0.85
0.00
5.54
0.26
0.56
0
4
0.57
0.74
0
4
10.34
1.44
6.35
15.47
0.03
9.66 -81.52
44.61
52.32
20.87
1.69
97.89
35.98
17.60
0.47
92.78
-0.03
0.48
-6.93
6.88
3.32
2.24
1
19
53.69
16.24
3.72
99.38
0.81
1.59
0.01
18.33
0.47
2.67
0.00
33.33
1.33
5.52
0.00
66.67
5.41
9.72
0.00
60.00
0.35
0.48
0
1
0.04
0.21
0
1
0.34
0.47
0
1
0.33
0.47
0
1
0.06
0.24
0
1
0.15
0.36
0
1

られることから（24），企業の財務報告志向の定量化の妥当性も確保できている。他方で，上記のPREFERENCE の３変数が取り得る値の数が３値と少ないこともあって，最終サンプルのこれらの３変数と決算発表時期 の間の相関係数は0.1程度とかなり低かった。しかし，記虎（2021a）において，内部統制システムの構築に際して企業が財務報告を重視していることが決算発表の早期実施に寄与することがすでに示されていることから，（１）式に決算発表時期 が含まれていると，多重共線性の問題が生じてしまっている可能性を拭えない。それゆえ，この変数に代えて，決算期末後45日以内D を（１）式に追加しても，（１）式を推定している。
5.2

推定結果

最初に，
（１）式に係る推定結果を検討する。
（１）
式に決算期末後45日以内D と決算発表時期 のど最終サンプル（524社についてのパネルデータ1,521社―年）について各変数の記述統計量を示している。変数の定義は，表－１と同じである。なお，同一企業が最終サンプルに含まれる延べ回数別

ちらも追加しなかった場合や，決算期末後45日の内訳は，延べ1回が15社，延べ2回が21社，延べ3回が488社である。また，最終サンプルにおいて同一企業の取締役会決議日が同じ基本方針がマッチングされている延べ回数別の内訳は，延べ1回が以内D を追加した場合には，（１）式の財務報告

301社―年，延べ2回が392社―年，延べ3回が828社―年である。最終サンプルの会計基準別の内訳
は，連結・日本基準が1,333社―年，連結・米国基準が6社―年，個別・日本基準が182社―年であ志向度a ，財務報告志向度b ，財務報告志向度c のる。

３変数の係数推定値は，表－４に示したように，も，その後に基本方針を改定したと推定されると一貫して有意に正である。（１）式の推定結果にきから言及が出現するようになった企業の方がや

基づいて算出された，観測変数である集中分散度

や多い。

に対する上記の３変数のAMEも，一貫して有意各変数間の相関係数を示した表は，紙面の制約に正である。他方で，決算発表時期 を追加した場のため，割愛している。
最終サンプルを用いて（１）

合には，限定サンプルを用いたときには上記と同式と（２）式の右辺において同時に用いる変数に様の検証結果が得られているが，最終サンプルを

つ い てVIF（Variance Inflation Factor） を 求 め用いたときには，（１）式の上記の３変数の係数たところ，最大でも1.99であったので，多重共推定値についても，（１）式の推定結果に基づい線性の問題はないと判断している。

て算出された，観測変数である集中分散度 に対す

また，最終サンプルの財務報告志向度a ，財務

るこれらの３変数のAMEについても，必ずしも報告志向度b ，財務報告志向度c の３変数の間の期待どおりに有意な結果は得られていない。

相関係数は，最も小さい場合でも0.93で非常に以上の検証結果を踏まえると，（１）式に決算

高いことから，企業の財務報告志向を整合的に定期末後45日以内D と決算発表時期 のどちらも追（23）。加えて，これらの３変数は加せずに，企業の財務報告志向がより分散したタ社外取締役比率（銀行） や社外取締役比率（その量化できている

イミングの観点からみた決算発表の適時性に及ぼ

27

決算発表日の分散に寄与する企業特性の解明―財務報告に対する企業の認知に着目して―

記虎優子

表－４ （1）式に係る推定結果
RELEASE =集中分散度

財務報告志向度a

最終サンプル（524社についてのパネルデータ1,521社―年）

限定サンプル（508社についてのパネルデータ1,451社―年）

追加せず

決算期末後45日以内D

決算発表時期

追加せず

決算期末後45日以内D

0.93

0.98

0.68

1.41

1.38

1.19

(2.06) **(2.21) **(1.63) †(2.97) ***(2.76) ***(2.69) ***

0.82

0.85

0.61

1.26

1.20

1.06

(2.06) **(2.21) **(1.63) †(2.97) ***(2.77) ***(2.69) ***2

Wald χ (19)188.87

財務報告志向度b***

Wald χ2(20)569.08***Wald χ2(20)266.582***

Wald χ (19)176.98***Wald χ2(20)532.26***

Wald χ2(20)240.32 ***

0.48

0.52

0.35

0.73

0.72

0.61

(2.15) **(2.31) **(1.71) *(3.08) ***(2.85) ***(2.85) ***

0.42

0.45

0.31

0.65

0.63

0.54

(2.15) **(2.31) **(1.71) *(3.09) ***(2.86) ***(2.85) ***Wald χ (19)2

186.41 ***財務報告志向度c

決算発表時期

Wald χ2(20)570.50 ***Wald χ (19)2Wald χ2(20)268.12 ***179.57 ***Wald χ2(20)531.70 ***Wald χ2(20)248.07 ***

0.56

0.63

0.39

0.88

0.90

0.71

(1.87) *(2.22) **(1.35)(2.74) ***(2.85) ***(2.29) **

0.50

0.55

0.35

0.78

0.79

0.63

(1.87) *(2.22) **(1.35)(2.74) ***(2.85) ***(2.30) **Wald χ2(21)Wald χ (20)Wald χ (20)2

187.14 ***Wald χ2(21)569.13 ***2

260.80 ***179.70 ***Wald χ2(21)526.08 ***Wald χ2(21)250.63 ***†各変数の定義は表－１と同じである。***有意水準1％，**有意水準5％，*有意水準10％， 有意水準15％
上段には，(1)式のPREFERENCE の変数の係数推定値とz値（括弧内）を示しており，有意性検定に際してはブートストラップ標準誤差（反復回数1万回）を用いている。中段には，(1)式の推定
結果に基づいて算出された，観測変数である集中分散度 に対するPREFERENCE の変数のAME推定値とz値（括弧内）を示しており，有意性検定に際してはデルタ法による標準誤差を用いている。下段には，(1)式全体についてのWaldカイ二乗検定の結果を示している。また，最終サンプルを用いた場合と限定サンプルを用いた場合のそれぞれについて，左から順に，(1)式に決算期末後45日以内D と決算発表時期 のどちらも追加しなかった場合，決算期末後45日以内D を追加した場合，決算発表時期 を追加した場合の推定結果を示している。
(1)式の推定に際してはIntegration points(90)を変えて同様に推定することで，good quadrature approximationを確認している。また，mean and variance adaptive Gauss-Hermite quadratureとStata's modiﬁed Newton-Raphson algorithmを用いている。Davidon-Fletcher-Powell algorithmに替えて推定しても，得られた推定結果には大差はなかった。なお，紙面の制約のため，(1)式のPREFERENCE 以外の変数については割愛している。

す影響をtotal effectで推定した場合には，企業のに，（１）式に決算発表時期 を追加して企業の財

財務報告志向にはより分散したタイミングの観点

務報告志向がより分散したタイミングの観点からからみた決算発表の適時性に対する寄与効果があみ た 決 算 発 表 の 適 時 性 に 及 ぼ す 影 響 をdirect

る。また，（１）式に決算期末後45日以内D を追

effectで推定した場合にも，限定サンプルを用い加した場合にも，企業の財務報告志向には，よりることで企業の財務報告志向がより一層頑健に定分散したタイミングの観点からみた決算発表の適量化されている場合には，企業の財務報告志向に時性に対する寄与効果が認められる。つまり，決は，より分散したタイミングの観点からみた決算

算期末後45日以内D がmediator variableで企業発表の適時性に対する寄与効果が認められる。しの財務報告志向がより分散したタイミングの観点たがって，内部統制システムの構築に際して企業からみた決算発表の適時性に及ぼす影響をdirectが財務報告を重視しているほど，同じ日に決算発

effectで推定していたか，それとも決算期末後45表を行う企業がより少ない日に決算発表を行うと日以内D がcompeting variableで企業の財務報告解釈できる。

志向がより分散したタイミングの観点からみた決次に，（２）式に係る推定結果を検討する。財算発表の適時性に及ぼす影響をtotal effectで推定

務報告志向度a ，財務報告志向度b ，財務報告志していたかどうかにかわらず，企業の財務報告志向度c の３変数の係数推定値は，表－５に示した

向には，より分散したタイミングの観点からみたように，一貫して有意に正である。
（２）式の推決算発表の適時性に対する寄与効果がある。さら定結果に基づいて算出された，最集中日回避D の28

社会情報学表－５

第12巻３号

2024(2)式に係る推定結果

RELEASE =最集中日回避D
最終サンプル（524社についてのパネルデータ1,521社―年）

限定サンプル（508社についてのパネルデータ1,451社―年）

財務報告志向度a

財務報告志向度b

財務報告志向度c

財務報告志向度a

財務報告志向度b

0.34

0.17

0.21

0.59

0.31

0.37

(1.78) *(1.86) *(1.67) *(2.83) ***(2.86) ***(2.66) ***財務報告志向度c

0.04

0.02

0.03

0.07

0.04

0.05

(1.80) *(1.82) *(1.69) *(2.88) ***(2.92) ***(2.71) ***Wald χ2(19)Wald χ2(19)Wald χ (20)50.04 ***

56.09 ***

2

Wald χ2(19)49.97 ***

50.04 ***Wald χ2(19)49.97 ***Wald χ2(20)49.63 ***

各変数の定義は表－１と同じである。***有意水準1％，*有意水準10％
上段には(2)式のPREFERENCE の変数の係数推定値とz値（括弧内）を示しており，有意性検定に際してはクラスター・ロバスト標準誤差を用いている。中段には(2)式の推定結果に基づいて算出された，最集中日回避D の値が1となる調整済み確率に対するPREFERENCE の変数のAME推定値とz値（括弧内）を示しており，有意性検定に際してはデルタ法による標準誤差を用いている。下段には，(2)式全体についてのWaldカイ二乗検定の結果を示している。左側の表に最終サンプルを用いた場合を，右側の表に限定サンプルを用いた場合をそれぞれ示している。
(2)式の推定に際してはIntegration points(30)を変えて同様に推定することで，good quadrature approximationを確認している。また，mean and variance adaptive Gauss-Hermite
quadratureとStata's modiﬁed Newton-Raphson algorithmを用いている。Davidon-Fletcher-Powell algorithmに替えて推定しても，得られた推定結果には大差はなかった。なお，紙面の制約のため，(2)式のPREFERENCE 以外の変数については割愛している。

値が１となる調整済み確率に対する上記の３変数

与する企業特性を新たに解明したことである。

のAMEも，一貫して有意に正である。以上の検本稿で得られた証拠は，内部統制システムの構証結果を踏まえると，企業の財務報告志向には，築に際して財務報告を重視するという企業の意向より分散したタイミングの観点からみた決算発表があれば，必ずしも直接的に規制しなくても，よの適時性に対する寄与効果がある。したがって，り分散したタイミングの観点からみた決算発表の内部統制システムの構築に際して企業が財務報告

適時性を確保できることを示唆している。それゆを重視しているほど，決算発表が最も集中する日

え，コーポレートガバナンス・コードなどの強いを避けて決算発表を行うと解釈できる。

拘束力を持たないソフト・ローを通じて内部統制

以上に述べたとおり，本稿では，内部統制シスに対する企業の意識改革を促すことも，政策的にテムの構築に際して企業が財務報告を重視してい取り得る選択肢の１つであろう。

るほど，決算日を同じくしている他の企業との兼証券市場の効率性を確保するには，決算発表日

ね合いで決算発表日がより分散しているタイミンの集中を回避して，その分散が図られるよう一層

グで決算発表を行うことを支持する推定結果を得推し進める必要がある。決算発表日の分散に寄与たことから，仮説は支持される。

する企業特性をさらに解明することが期待される。

６

謝辞

おわりに

本研究は，JSPS科研費 JP19K02027の助成を

本稿では，内部統制システムの構築に際して企受けたものです。

業が財務報告を重視していることが決算発表日の分散に寄与することを実証的に示した。本稿の貢注

献は，他の企業の決算発表日との兼ね合いで決算（１）先行研究では，決算発表日の集中により証発表をどの日に行うのかを決定づける企業特性を

券市場の効率性が阻害されることを示唆す解明することが極めて少数の先行研究においてしる証拠がすでに提示されている（例えば，

か試みられていない中で，決算発表日の分散に寄

梅澤，2003；Hirshleifer et al., 2009；森29

決算発表日の分散に寄与する企業特性の解明―財務報告に対する企業の認知に着目して―

記虎優子

脇，2016など）。

いての適時開示をできる限り漏れなく収集（２）内部統制とは，「事業体の取締役会，経営者

している。

およびその他の構成員によって実行され，業（７）基本方針についての適時開示の訂正が後に

務，報告およびコンプライアンスに関連する公表されていて，取締役会決議日が訂正さ

目的の達成に関して合理的な保証を提供すれている場合には，訂正後の決議日を用いるために整備された１つのプロセス」であるている。

（Committee of Sponsoring Organizations（８）本稿では，
実社数を
「社」
と表記し，
observationof the Treadway Commission, 2013＝ 八を「社―年」と表記している。

田・箱田監訳，2014）。

（９）当該企業が基本方針について行った１回目（３）正村（2003）は，分析視点と分析対象のの適時開示においては，基本方針の改定に両面から情報現象を捉えて，社会情報学のついてである旨が明示されておらず，最初

基本的性格を論じている。本稿では，基本に基本方針を制定したときから適時開示を方針についての適時開示という情報現象をしていると推定される企業で，なおかつ当

分析視点として位置付けるとともに，決算

該企業が基本方針について行った１回目の発表という情報現象を分析対象として位置

適時開示に記載されていた取締役会決議日

付けて，証券市場における情報の伝達過程

が，2006年７月29日以前となっており，を実証的に解明している。したがって，正最初の基本方針が設定された日とみて妥当

村（2003）の見解に倣えば，本稿は，社であった企業に係るobservationに限定し会情報学に類する研究である。

ている。これは，平成17年制定会社法の（４）内部統制の報告目的には，信頼性，適時性，施行前に委員会等設置会社（商法特例法１

透明性またはその他の観点が含まれるとされ条の２第３項［平成17年法律87号廃止前］）ている（Committee of Sponsoring Organizations

ではなかった大会社である取締役会設置会

of the Treadway Commission, 2013＝ 八 田・社は，平成17年制定会社法の施行に伴い，

箱田監訳，2014）。報告の「適時性」といったとえ施行日前日の2006年４月30日に取た場合には，一般的には，いつ報告をする

締役会を開催していたとしても，遅くとものかとの兼ね合いでより早いタイミングで３か月後の2006年７月29日までには施行報告が行われているかどうかが含意されて後初の取締役会を開催して基本方針を決定いることが多い。しかし，他の企業の報告する必要があったことを踏まえたものであタイミングとの兼ね合いでより分散したタる（会社法の施行に伴う関係法律の整備等

イミングで報告が行われているかどうかとに関する法律の施行に伴う経過措置を定めいう観点からも，報告の「適時性」を捉える政令14条，会社法363条２項）。上記のることができよう。

とおり当初サンプルとする企業を限定した（５）平成17年制定会社法施行日前に基本方針

ことに伴い，151社についてのパネルデー

について適時開示している企業もサンプル

タ190社―年が，サンプル候補から除かれに含めることができるように，対象としたている。

期間を施行日である2006年５月１日から

なお，平成17年制定会社法の施行前にとはしていない。

すでに基本方針の決定が明文により義務付（６）適時開示の表題を検索して，基本方針につけられていた委員会等設置会社であった

30

社会情報学（商法特例法21条の７第１項２号［平成第12巻３号

2024ている。

17年法律87号廃止前］）と確認できた企業（12）（１）式の左辺では，変数が潜在変数となっは，サンプル候補には含まれていなかった。

ていることを明示するため，アスタリスク

そのため，基本方針を決定する必要が生じを付けてRELEASE *it と表記している。

たタイミングは，サンプル候補とした企業（13）尤度比検定（likelihood-ratio test）の結果，間で同じである。施行前に委員会等設置会

両式とも，各企業の観察されない異質性（各社であったかどうかは，日経NEEDS-Cges

企業固有の効果）の分散はゼロであるとのに含まれている「委員会等設置フラグ」の帰無仮説を１%水準で棄却したため，統計データを利用するなどして，施行日からみ的にプールドモデルよりもランダム効果モて直前に開催された定時株主総会の対象とデルが支持される。

なる事業年度の有価証券報告書記載ベース（14）コントロール変数の選択は，記虎（2021a，

で判断している。

2022）に依拠している。ただし，（１）式（10）日本の上場会社が債務超過となることは，については，決算期末後45日以内D と決実務上稀であることから，下記の値がそれ算発表時期 をそれぞれ追加しても推定してぞれ負となっており，債務超過であるとみいる。決算期末後45日以内D が決算発表なしたobservationを異常値と判断してい時期 と同様により早いタイミングの観点かる（連結優先かつ日本基準優先で選択）。

らみた決算発表の適時性を示しており，

連結・日本基準の場合：純資産―新株予約

mediator variableであるとみれば，（１）

権―少数株主持分

ただし，
ここでいう
「少

式にこれらの２変数をそれぞれ追加するこ

数株主持分」は，2015年４月１日以後をとは，企業の財務報告志向がより早いタイ

期首日とする決算期の「非支配株主持分」

ミングの観点からみた決算発表の適時性にに相当する。連結・米国基準の場合：資本影響を及ぼすことを経由して，より分散し金＋資本剰余金＋利益剰余金＋その他の包たタイミングの観点からみた決算発表の適括利益累計額－自己株式

時 性 に 間 接 的 に 及 ぼ す 影 響（indirect

個別・日本基準の場合：純資産－新株予約権

effect）を遮断して，企業の財務報告志向

さらに，日本の上場会社が極めて甚大ながより分散したタイミングの観点からみた赤字を計上することも，実務上稀であるた

決算発表の適時性に及ぼす影響をdirect

め， 当 初 サ ン プ ル か ら 変 則 決 算 企 業 やeffectで推定することを意味する。他方で，ROA の作成に必要なデータをデータベー

企業の財務報告志向がより分散したタイミスから入手できなかったobservationを除ングの観点からみた決算発表の適時性に及いた525社についてのパネルデータ1,549

ぼす影響をtotal effectで推定するには，社 ― 年 の う ち，ROA の 下 位 １ ％ 以 下 の（１）式にこれらの２変数はいずれも追加

observationを異常値と判断している。な

してはいけない。

お，当初サンプルには，ROA の値が異常

後述のようにサンプルから得られた決算に大きいobservationは含まれていなかっ発表の最集中日がより早いタイミングの観たため，上限の異常値処理はしていない。

点からみた決算発表を行い得る平均的な日（11）本文中斜体となっているテキストは，変にほど近いことから，より早いタイミング

数名である。変数の定義は，表-１に示しの観点からみた決算発表の適時性とより分

31

決算発表日の分散に寄与する企業特性の解明―財務報告に対する企業の認知に着目して―
記虎優子

散したタイミングの観点からみた決算発表に際して企業が財務報告を重視しているこの適時性が単純な線形の比例関係にはないとが一層強く表象されていると解釈してい可能性もあり得る。このことからすると，る。そして，言及が基本方針の中の「どこ決算期末後45日以内D は，むしろ後述ので」出現しているのかに着目して，企業の東証の決算発表の早期化要請に対する順応

財務報告志向が定量化されている。

性を代理しており，competing variableで（16）observationにマッチングできた基本方針

あるとみることもできる。このようにみるについての適時開示であるかどうかかかわと，（１）式に決算期末後45日以内D を追らず，最終サンプルとした524社につき会加してもしなくても，企業の財務報告志向

社法施行規則（平成18年２月７日法務省

がより分散したタイミングの観点からみた

令第12号）の公布日である2006年２月７

決 算 発 表 の 適 時 性 に 及 ぼ す 影 響 をtotal

日から2009年３月31日までの間に公表さeffectで推定していることになる。ただし，れ た 基 本 方 針 に つ い て の 適 時 開 示 で，未知のconfounder variableが存在するこTDnetデータサービスから収集できたすべとに伴うbackdoor pathを閉じることがでてのものを対象としている。

きるので，決算期末後45日以内D は（１）（17）基本方針についての適時開示に基づく。

式に追加しておく方が望ましい。

なお，最終サンプルとした企業では，基本

決算期末後45日以内D がmediator variable

方針の中で企業の財務報告志向が表象されであるのかそれともcompeting variableであているとみることのできるいずれかの言及

るのかは，検証モデルからは分からない。しがいったん出現するようになると，その後かし，この変数を（１）式に追加するかどうに基本方針を改定していても2009年３月

かにかかわらず，仮説を支持する推定結果が31日公表分までの間にはいずれかの言及得られれば，頑健な証拠を得たと言える。

が引き続き出現しており，途中で出現しな

なお，（２）式については，サンプルとくなる企業はなかった。

した各決算期の決算発表の最集中日は当然（18）企業の財務報告志向が表象されているとに一意に定まるため，決算期末後45日以

みることのできる言及が字句どおりに出現

内D や決算発表時期 をそれぞれ追加してはしているかどうかを一律に識別すること推定していない。また，PREFERENCE とで，解釈上のバイアスや識別の曖昧さを排して財務報告志向度c を用いる場合には，除して，コーディングの信頼性と客観性を両式ともに併せて志向時期弁別 を追加して確保している。なお，基本方針についてのいる。内部統制システムの構築姿勢を示す

適時開示において基本方針の改定部分のみ変数としては，両式ともに改定経験済み回が示されている場合には，それ以外の部分

数 と最大改定回数 に対して主成分分析を行についてはすでに適時開示されている直近

うことで作成した構築姿勢 を用いている。

の基本方針の内容を引き継いでいるとみな（15）記虎（2022）では，企業の財務報告志向している。また，言及全体が別の言及に完が表象されているとみることのできる言及

全に包摂されている場合には，重複して言が基本方針の各事項の見出し部分で出現し及が出現しているとは識別していない。さていれば目立つため，言及が見出し部分でらに，同じ言及が同一の基本方針の中で繰出現していれば，内部統制システムの構築り返し出現していてもいなくても同列に取

32

社会情報学第12巻３号

2024

り扱って，言及の出現の有無だけを識別し針を最初に制定したと推定されるときからている。

出現していたのか，それともその後に基本（19）認知的組織科学では，企業の言語資料に方針を改定したと推定されるときから出現

は企業の目に見えない知識ないし認知が表するようになったのかに着目したデータ行

象されていると捉えられている（喜田，列から作成している。上記の２つのデータ

2007）。基本方針として定めなければなら行列が持つ情報量は等価である。しかし，ないとして明文で示されている事項の中に数量化Ⅲ類では，出発点とするデータ行列

は財務報告に係る事項は含まれていないこの構造が異なれば得られる解が変わる。どとから（会社法348条３項４号，362条４のように構造化されたデータ行列を用いる

項６号，399条の13第１項１号ロハ，416

べきかは，専ら研究目的に依存する。なお，

条１項１号ロホ，会社法施行規則98条，言及が１つも出現していない企業を含んで100条，110条の4,112条），基本方針の中は定量化できないため，いわゆるフリー・

で財務報告に係る事項についてわざわざ言チェック型の数量化Ⅲ類は利用していない。

及されているならば，内部統制システムの（21）通期の決算発表は，「決算期末後45日以内」構築に際して企業が財務報告を重視していに行われるのが適当であり，「決算期末後ることが基本方針に表象されていると言え30日以内（決算期末が月末である場合はる。なお，上記の明文で定められている事翌月内）」に行われるのがより望ましいと項は，平成26年改正会社法において改正されている。

前（会社法348条３項４号，362条４項６号，（22）最集中日回避D の値が０となる企業の決算

416条１項１号ロホ［平成26年法律第90

発表日は，いずれの決算期についても決算

号による改正前］，会社法施行規則98条，

発表時期として適当であるとされる「決算100条，112条［平成27年法務省令第６号

期末後45日以内」のうち最も遅い45日目

による改正前］）よりも拡充されている。

（平日）に対応している。決算発表時期 の（20）企業の財務報告志向を間隔尺度として定平均値が－42.19であることから，サンプ

量化できるように，カテゴリカル・データ

ルから得られた決算発表の最集中日は，よに対して便宜上用いられるinteger（raw）

り早いタイミングの観点からみた決算発表

scoring法のほか，数量化Ⅲ類（ただし，を行い得る平均的な日にほど近い。

実際には，アイテム・カテゴリー型の数量（23）integer（raw）scoring法に対しては疑問

化Ⅲ類と数理的に同等の相関行列を用いたを 呈 し て 批 判 す る 向 き も あ る が（林，

主成分分析）を利用している。

1993など），少なくとも本稿のサンプルに

財務報告志向度b は，単にマッチングさ

限っては，定量化の結果は，数量化Ⅲ類のれている基本方針の中で言及が出現してい場合と大差ない。

るかどうかと，さらに基本方針を最初に制（24）最終サンプルを用いて，財務報告志向度a ，定したときから言及が出現していたかどう

財務報告志向度b ，財務報告志向度c の３かに着目したデータ行列から作成してい変数をそれぞれ被説明変数とし，社外取締る。これに対して，志向時期弁別 と財務報役比率（銀行）と社外取締役比率（その他）

告志向度ｃ は，マッチングされている基本の２変数を説明変数とする定数項ありの複方針の中で言及が出現しているが，基本方数の検証式を作成してランダム効果回帰モ

33

決算発表日の分散に寄与する企業特性の解明―財務報告に対する企業の認知に着目して―


記虎優子

デルで推定したところ，どの検証式でも説CRC, Boca Raton, 311p. <https://www.hsph.

明変数とした２変数の係数推定値はすべてharvard.edu/miguel-hernan/causal-

正で，これらの２変数の係数推定値の有意i n f e r e n c e - b o o k / > A c c e s s e d o n 2022,

性検定に際してクラスター・ロバスト標準

Septempber 28.

誤 差 を 用 い て 計 算 し たz値 は， 最 小 で も樋口耕一（2020）『社会調査のための計量テキス

1.65（10%水準で有意）で，最大では3.19

ト分析―内容分析の継承と発展を目指して―』（１%水準で有意）であった。つまり，銀（第２版）ナカニシヤ出版，250p.

行に職務経験があるか当該企業と密接な関H i rsh l e i fe r, D . e t al . （ 2 0 0 9 ） D ri v e n t o

係性のないその他の社外取締役の中には，Distraction: Extraneous Events and会計や財務に精通していて財務報告の重要

Underreaction to Earnings News, The

性を正しく認識している者が少なからず含

Journal of Finance 64（5）, pp.2289-2325.

まれていると期待されるが，こうした社外

Impink, J. et al.（2012）Did Accelerated Filing

取締役が取締役会に占める割合が高い企業

Requirements and SOX Section 404 Affect

ほど，組織レベルでも内部統制システムのthe Timeliness of 10-K Filings? Review of構築に際して財務報告を重視していると解Accounting Studies 17（2）, pp.227-253.

釈できる。

石塚博司・河栄徳（1992a）「決算集中化が会計の情報効果に及ぼす影響（一）」，『會計』142（1），参考文献

pp.88-102．

Bamber, E. M. et al.（1993）Audit Structure——（1992b）「決算集中化が会計の情報効

and Other Determinants of Audit Report Lag:

果 に 及 ぼ す 影 響（二）」，『會 計』142（2），An Empirical Analysis, Auditing: A Journal

pp.262-273．

of Practice & Theory 12（1）, pp.1-23.

Khlif, H. and Samaha, K. （2014） InternalCommittee of Sponsoring Organizations of theControl Quality, Egyptian Standards on

Treadway Commission （2013）Internal

Auditing and External Audit Delays:

Control-Integrated Framework , American

Evidence from the Egyptian Stock Exchange,

Institute of Certified Public Accountants,

International Journal of Auditing 18（2）,Durham, NC.
（八田進二・箱田順哉監訳（2014）

pp.139-154.

『COSO内部統制の統合的フレームワーク―フ

喜田昌樹（2007）『組織革新の認知的研究―認知レ ー ム ワ ー ク 篇』
， 日 本 公 認 会 計 士 協 会，

変化・知識の可視化と組織科学へのテキストマ

227p.）

イニングの導入―』白桃書房，164p.

deHaan, E. et al.（2015）Market（In）
Attention

記虎優子（2017）「内部統制システムの構築が決and the Strategic Scheduling and Timing of

算発表時期の改善に与える影響―内部統制シス

Earnings Announcements, Journal of

テム構築の基本方針についての適時開示に着目

Accounting and Economics 60（1）, pp.36-55.

して―」，『社会情報学』６（1），pp.1-18.

林知己夫（1993）『数量化―理論と方法―』朝倉——（2021a）「決算発表の早期化と企業の書店，233p.

財務報告志向の関係」，『社会情報学』９（2），

Hernán, M. A. and Robins, J. M. （2020）

Causal Inference: What If , Chapman & Hall/

pp.37-53．
——（2021b）「企業の透明性志向が株主総34

社会情報学会開催日の分散に与える影響」，『社会情報学』

第12巻３号

2024

森脇敏雄・音川和久（2017）「決算発表の集中化

10（2），pp.37-53．

が業績関連ニュースの報道に与える影響」日本——（2022）「内部統制システムの構築に際

会計研究学会第76回全国大会自由論題報告．

する企業の積極性と財務報告志向が決算発表のMunsif, V. et al. （2012） Internal Control

適時性に与える影響―両者の交互作用効果に着Reporting and Audit Report Lags: Further

目して―」『社会情報学』11（2），pp.29-45．

Evidence, Auditing: A Journal of Practice &Theory 31（3）, pp.203-318.

Lee, H. Y. et al.（2008）. A Comparison ofReporting Lags of Multinational and佐藤郁哉（2008）『質的データ分析法―原理・方Domestic Firm. Journal of International法・実践―』新曜社，211p.

Financial Management and Accounting 19

Sengupta, P. （2004） Disclosure Timing:（1）, pp.28-56.

Determinants of Quarterly Earnings Release

正村俊之（2003）「情報社会論から社会情報学へ」，

Dates, Journal of Accounting and Public

伊藤守ほか編『パラダイムとしての社会情報学』
早稲田大学出版部，pp.21-67.

Policy 23（6）, pp.457-482.
東京証券取引所（2006）「決算短信の総合的な見森脇敏雄（2015）「決算発表集中日の選択・非選直しに係る決算短信様式・作成要領試案の公表

択とその決定要因―バッド・ニュースに対する及び意見募集について」日本取引所グループ

短期的な株価反応の観点から―」，神戸大学大ウ ェ ブ サ イ ト. <http://www.jpx.co.jp/rules-

学院経営学研究科大学院生ワーキング・ペー

participants/public-comment/detail/060728.

パ ー 201508a．<https://www.b.kobe-u.ac.jp/

html> Accessed on 2022, Septempber 28.

stuwp/> Accessed 2022, September 28.

梅澤俊浩（2003）「決算発表の集中化が投資家の——（2016）「年次決算発表の集中化と利益行動に及ぼす影響」，『産業経営』（早稲田大学）

情 報 に 対 す る 株 価 形 成」，
『証 券 ア ナ リ ス ト

34，pp.37-51．

ジャーナル』54（11），pp.83-93．

35