ラバボー トによる企業評価モデルの実証分析
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(2007年3月3
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キャッシュ･フロー,企業評価,ラバポー ト橋
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概
要
企業価値の評価モデル としては,割引配当モデル,残余利益モデル,割引キャッシュ･フロー･モデルなどが よく知 られている｡本稿では割引キャッシュ･フロー･モデル を応用 したRappaportの企業価値評価モデルの株価説明力 を分析 するために,わが国の株式市場により実証分析を行った結果,相当高い相関関係が見出された｡純資産簿価 と異常利益 といった発生主義の会計情報の方が株価説明力が高い とい う意見が強いが,キャッシュ･フロー情報にも相 当高い株価 説明力があることが確認 された｡1
.は じ め に
S
F
A
C
第1
号は,｢現在お よび将来の投資者,債権者そ の他の情報利用者が合理的な投資,与信およびこれに類 似す る意思決定を行 うのに有用な情報 を提供 しなけれ ばな らない｣(para.34.) と財務報告の 目的を述べてい る｡また,有用な情報 としては ｢投資者,債権者その他 の情報利用者が,当該企業-の正味キャッシュ･インフ ローの見込額,その時期お よびその不確実性をあらか じ め評価するのに役立っ情報を提供 しなければな らない｣ (para.37.) としてい る｡ この企業 の正味キャ ッシュ･ フローの見込額に関しては ｢企業の正味キャッシュ･フ ローの見込額の事前評価に関心をもっている投資者,倭 権者その他の情報利用者は,企業の業績に関する情報に とくに関心をもっている｡企業の将来のキャッシュ･フ ローおよび良好なキャッシュ･フローを生み出す企業の 能力についての投資者,債権者その他の情報利用者の関 心は,企業のキャッシュ･フローに関す る直接的な情報 よりもむ しろ稼得利益 に関す る情報 についての関,i,と 主 として結びつ くことになる｣ (para.43.) と述べ られ, さらに ｢発生主義会計によって測定 され る企業の稼得利 益およびその内訳要素に関す る情報のほ うが,一般に現 在の現金収支に関す る情報 よりも企業業績のす ぐれた指 標になる｣ (para.44.) としている｡ この点に関 しては,s
F
A
C
第5
号においても ｢キャッシュ･フロー計算書は, 通常,企業の当期の現金収支に関するきわめて多 くの情 報を示すが,期間相互間の関係 を示すことができないた めに,将来のキャッシュ･フロー見込額 をあらか じめ評 価す るための基礎 としては不十分である｣ (para.24C.), ｢稼得利益お よび包括的利益結合計算書は, とくに貸借 対照表 との関連で用い られ るな らば,一般にキャッシュ･ フロー計算書だけよ りも,企業の当期のキャッシュ･フ ロー見込額 をあ らか じめ評価す るためのす ぐれ た基礎 となる｣ (para.24C.) と述べ られている｡ この よ うに, 投資者が意思決定を行 う際の有用な情報 としてキャ ッ シュ･フローの見込額 を想定 しているが,現在のキャッ シュ･フローよ りも稼得利益の方が有用性が高い として いる｡ これまでの実証研究の結果 もS
F
A
C
の主張を支持するものが多いが,本稿 ではキャッシュ･フロー情報 に焦 点 を合 わせ て,Rappaportが示 したキャ ッシュ･フロー による企業評価モデルの株価説明力 を考察す る｡ 企 業価 値 の評価 モデル と して は,割 引配 当モデ ル (DDM),残余利 益モデル (RIM)お よび割 引キャ ッシュ･ フ ロー ･モデル (DCF)が よく知 られ てい る｡適合度 が 高い といわれ ることの多いOhlsonモデル はRIMを応用 し たモデル であ り,本稿 で分析対象 とす るRappaportモデ ル はDCFを応用 したモデルである｡
2.
これまでの研究
Greenberg,JohnsonandRamesh[1986]は1964年か ら1982年 のア メ リカ企業157社 の回帰分析 を試み るこ と によ り,将来 キャ ッシュ･フローの予測能力 は,キャ ッ シュ･フ ロー よ りも会計的利 益 の方 が高い こ とを示 し た｡ また,将来の営業 キャ ッシュ･フロー を予測す る研 究 として,Dechow,KothariandWatts[1998] 1は会計的利益の方が高い予測能力を有す るとい う結果 を得てい るが,KrishnanandLargay[2000] 2は営業キャッシュ･
フローの方が高い とい う結果 を得ている｡
ま た,特 定 の企 業評 価 モデル に よ り会 計 情 報 の有 用性 を検 証 しよ うとす る研 究 も行 われ て きた｡Penman andSougiannls[1998
]
や
Francis,01sson andOswald [2000] 3は,Ohlsonモデル を応用 して,会計的利益の方 が配 当や キャ ッシュ･フロー よ りも株価説明力が高い こ とを示 してい る｡ 本章では,先行研究の中か ら2つの実証研究を取 り上 げ,簡 単に紹介 しておきたい｡Penman and Sougiannis [1998]は,DDM,DCFお よびRIMに基づ く株式の評価モデ ル を比較 し,株価 との関連性 においてその情報提供機能 の優劣 を検討 してい る｡ これ らの評価モデル はDDMか ら 展開 された もので,期間無限大の予測では同一の評価 を 導 く｡ しか しなが ら,期間無限大の予測は実際問題 とし ては不可能 なので,いずれかの期 間で区切 り,それ以 降 (残余価値)は簡便的な方法で評価す る｡ このよ うに 予測期 間 を区切 った場合 には,各評価 モデル に よ り予 測能力の差異が生 じる｡彼 らは,有限期間の予測 に際 し て,各評価モデルの予測能力 を,残余価値 を計算す る場 合 としない場合 にわけて比較検証 している｡彼 らは,各 モデル によ り予測 された理論株価 と実際株価 との評価誤 差4を用 いて株価 関連性 を分析 した結果,RIMに基づ く モデル による評価誤差の方がDCFやDDMによる誤差 よ りも 低い とい うことを実証的に示 してお り,GAAPの発生主義 利益 と純資産簿価の予測に基づいた株式評価 は､配 当や キャ ッシュ･フローの予測 よ りも実務的なア ドバ ンテー ジがあると結論付けている｡ わが国の株式市場 に関 して実証分析 を試みた論文 とし ては,竹原 ･須 田 [2004]がある｡彼 らは,分析対象期 間を1980年か ら2000年,対象企業 を東京証券取引所第1 部上場企業 (金融機 関を除 く)の うち決算が3
月期の企 莱 (延べ12,943企業年度,1980年425企業か ら2000年825 企 業) として,DCFとRIMに よ り推 計 した株 主価値 と実 際株価 との関連性 を分析 してい る｡RIMで用い られた会 計的利益お よびDCFで用い られたキャ ッシュ･フローは, 実績値 とアナ リス ト予測値の両者である｡彼 らの結果は, RIMによ り推計 した株主価値の方がDCFよ りも株価 関連性 が高 く,また,実際の会計的利益 よ りもアナ リス ト予測 を用いたほ うが高い とい うものである｡ この よ うに,RIMとDCFを対比的に取 り上げ優位性 を比 較す る研究が よく行われているが,これまでの実証研究 はSFAC第1号の主張を支持す るものが多 く,発生主義 の 会計数値 の方がキャッシュ･フローの会計数値 よ りも株 価説明力が高い としている｡3.
Rappapr
t
モデル
先行研 究で示 された結果 と対極 にあるのがRappaport の株主価値評価モデルである｡彼 は,1986年 に"Creating Shareholder Value:TheNew Standard for Business Performance"を,その改訂版 として1997年 に "Creating Shareholder Value:A Guide for Managers and lnvestors"を著 し,その中で株価 は会計的利益 ではな くキャ ッシュ･フローによって決定 され るのが市場のメ カニズムで あ る点 を強 く主張 してい る｡ また,2001年 に,実務家であるMauboussinとの共著で "Expectations lnvestlng"を著 し,1986年 と1997年 の文献 で示 され た 株主価値評価モデル を実際の株式投資に応用す る手法を 示 している｡ 彼 は ｢帳簿上の利益額があま りにあちこちでみ られ るので,経 済界では,報告利 益額 が,100%ではないに し ても相 当な ところ株価 に影響 を与 えてい ると信 じられて い る｣が,｢1株利 益 の増加 が必ず しも株価 を引 き上 げ るとは限 らない｣ と,会計的利益 は企業価値 を評価す る にあたって適切な指標 ではない と明言 してい る5｡ 佐藤 [1989] では,Rappaportによって示 され た株 主 価値評価モデル を,
s
v
-g
S(1+g)t･p･(1-T)-S･g･(1十g)卜1(f+W) S(1+g)n･p･(llT) k(1+k)n (1+k)(+〟一月
･･･(式3- 1) ここで,SV
-株 主 価 値,n
-予 測 期 間,S-前 年 度 売 上 高, g-売 上 高成 長 率,T
-税 率,p
-売 上 高 営 業利 益 率,f
-純 固定資産投資/増分売上高比率,W
-純運転資本 投資/増分売上高比率,k
-資本 コス ト,M
-市場性 あ る有価証券等,β
-負債 と定式化 し, この式 に次の よ うな分析 を加 えてい る6｡ S(1+g)n･p･(1-T)は,営業活動か らのキャ ッシュ･ フロー を表す｡
S･g･(1十g)卜1(f+W)は,一 定 の営業 規模 を維持す るのに必要な,固定資産 と運転資本 の必要 追加額 を表す｡ これ は売上高増加 の一定割合 とみな され てい る｡ したがって,前者 [S(1+g)t･p･(1- T)]か ら後者[
S
･g･
(
1
+
g)
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l
(
f
+W)]を差 し引いた金額 (す なわち,上式の第一段 の分子) は,企業が 自由に処分で きる資金額 を表す｡ これ は,正 味現金 フ ロー あるい は, フ リー ･キ ャ ッシュ･フ ロー と呼 ばれ る こ ともあ るが, ラバ ポー トは,単に,キャ ッシュ･フロー と呼んでい る｡ また,上式の第二段 の分子 である [S(1+
g)n･p･(1 -T)] は,予測期 間が終 了 して次 の年度 の営業 キャ ッ シュ･フ ロー を表す｡ 予測 期 間後 も一 定 の営業 キ ャ ッ シュ･フ ローが継続 す るが,それ は企業価値 を増加 させ ない と仮 定 され てい る｡ そ こで,分母 のkは,予測 期 間以降無 限に続 く営業 キャ ッシュ･フロー流列 を, n時 点の価値 に還元す るこ とを示 し,(1+k)は,それ を 現在 価 値 に割 り引 くこ とを示 して い る｡ した が って, S(1+g)n･p･(1-T)/k(1+
k)nは,予測期 間以 降の 残余価値 の現在価値 を意 味す る｡ (1) Rappaportモデル にかか る先行研 究 ① 佐藤 ･柴 [1992] の研 究 佐藤 ･柴 [1992] では,Rappaport企業評価モデル の 適用可能性 を検討す ることを 目的 として,彼 のモデル を わが国企業 にあてはめ,外部利用者 の立場か ら公表デー タを用いて1株 当 りの株 主価値 を計算 してい る｡ そのた めに,電気産業 と自動 車産 業 か ら各 1社 を選択 し,過去 11年分 の有価証券報告書 か らデー タを抽 出 してい るが, 前年対比売上高成長率等 の計算 にあた り過去5年 間の平 均値 を用 いてい るので,最初 の4年分 のデー タは5年 目 の変数 を確定 させ るためのみ に利用 され てお り,分析 の 対象 とされてい るのは5年 目以降の7年分である｡佐藤 ･ 柴 [1992]では,比較す る実際株価 として当該年度 の最 高値 と最安値 の平均 を用 いてい る｡株 主価値 と実際株価 の高安平均値 を比較す る と,H社 では分析年度 の前半で はかな り近い値 を示 してい るが後 半には実際株価 が高 く な りつつ あるこ と,T社 では前半では株 主価値 が高 く計 算 され後半にな るにつれ接近 してい るこ と, を結論 とし て示 してい る｡ ② 佐藤 ･柴 [1993]の研究 佐藤 ･柴 [1993] は,佐藤 ･柴 [1992]で課題 として 残 していた ｢発生主義利益 あるいは公表資金収支デー タ を利用 した場合 に, どの よ うな違 いが出 るのか7｣ とい う問題 に関 して分析 した研 究 で あ る｡ そのた め,D
C
F
法 に よ り企 業価値 を算 定す る際の分子 に,Rappaportの定 義す るキ ャ ッシュ･フロー,資金収支表 か ら計算 され る キャ ッシュ･フロー (経 常収支 一固定資産支 出一法人税) お よび税 引後 当期利益 を用いて計算 し,実際株価 と比較 してい る｡その結果 ,次 の よ うなイ ンプ リケーシ ョンを 得 てい る｡①3つの方法 のいずれ もが一定の範 囲 にお さ まってお り,株 主価値 の計算 においていずれ も無視 でき ない存在 である｡②税 引後 当期利益 を用いて計算 された 株 主価値 は他 に比べ て低 い値 が計算 され る傾 向にある｡ ③資金収支表 か ら計算 され るキャ ッシュ･フロー を用い た場合 は,各年度 の振れ が大 きい｡④Rappaportの定義 す るキャ ッシュ･フロー を用いた場合 は,他 の2つ の中問の値 を導いてお り, しかも振れは小 さい｡ ③ 中
川
[2005]の研究 中川 [2005]では, 日立製作所 と トヨタ自動車の1983 年か ら2001年 までの株主価値 をRappaportのモデルによ り算出 (理論株価) し,実際の株価 と比較 している｡ 日立製作所 に関 しては,相関係数が0.58と計算 され, 理論株価 と実際株価 との間には相当程度の相関関係があ ることが確認 されている｡また,この傾向は1980年代に 限定 してみるとさらに強 くなる｡また,帝離度について は,理論株価 と実際株価 との間に大きなずれは生 じてい ないが,理論株価は実際株価 よりも小 さく計算 される傾 向があることを見出している｡ また, トヨタ自動車に関す る相関係数は0.55であ り, 日立製作所 とほぼ同様の数値が計算 されている｡ 1980年 代の方が相関関係が強いのも同様である｡ただ し,理論 株価 と実際株価を比較すると,理論株価の方が高めに算 定 され る傾向があるとしている｡4.
データとリサーチ ･デザイン
本稿 の実証分析 は, 日経NEEDSの 日経225採用企業の データを用いた｡実際の分析対象 として抽出したデータ は,｢電気機器｣の企業群に分類 される29社,｢化学｣の 企業群 に分類 され る15社8,｢輸送用機器｣
の企業群 に 分類 され る13社の合計57社である｡｢電気機器｣および｢輸 送用機器｣
を抽出した理由は,佐藤 ･柴 [1992]および 中川 [2005]の分析に用い られた企業がこれ らの企業群 に分類 されていることにより,その追検定的な意味合い をもたせたためである｡また,｢化学｣については,上 記の2企業群 を除 くと最 も企業数が多い企業群であるこ とによ り採用 した9｡ これ によ り日経225採用企業の う ち57社が分析の対象 とされ るので約25%が含まれること になる｡ また,対象年度を1978年か ら2003年まで とした｡最初 の 4年間のデータは第 5年 目の企業価値を計算するため に用い られ る変数計算のためだけに利用 されるため,実 際に計算 され る株主価値は1982年度 (3月決算の企業で あれば1983年3月)か らである｡なお,1987年前後か ら 決算月を 3月に変更する企業が増加するが,途中で決算 月に変更を生 じた企業に関しては,変更の生 じた年度の みを分析対象か ら除外 した｡ これは,決算月の変更 され た年度の月数を考慮 して調整を加 えた としても,季節変 動等の影響を除去できない と考えられるためである｡決 算月に変更が生 じた年度の次年度のフロー変数は決算月 変更年度の前年度 との対比で計算 し経過月数で調整 した10｡ ス トック変数に関 しては問題が生 じない と考えられるた め,前年度 との対比により計算 した｡各企業の決算期末 現在の株主価値は,決算月末,決算 2カ月後,決算 3カ 月後の株価 と比較 して検証 される｡ 以上により,サンプル数は,電気機器 (29社)で,決 算月末595企業年度,決算2カ月後600企業年度,決算3カ 月後601企業年度,輸送用機器 (13社)で,決算月262企 業年度,決算2
カ月後263企業年度,決算3カ月後265企 業年度,化学 (15社)で,決算月306企業年度,決算2カ 月後310企業年度,決算3カ月後311企業年度 となった｡ その結果, 3企業群の全体 としてのサンプル数は,決算 月1163企業年度,決算2ケ月後1173企業年度,決算3カ 月後1177企業年度 となった｡ Rappaportの株主価値推計モデルは (式3-1)で示 され るが,この式は残余価値 を永久年金法11で計算 した ものである｡ 本稿の分析では,n
(予測期間)を5年,T
(CFO税率) を50%と仮定 した｡次に,p (CFO比率)の算定に必要な 各年度のCFOは (式4-1)
によ り,税引前当期純利益 か ら逆算 した｡ 各年度のCFO-税引前当期純利益+減価償却実施額+ 賞与引当金の増加額+退職給付引当金の増加額 ･年金費 用+為替差損一為替差益+貸倒引当金の増加額+資産処 分損 ･評価損一資産処分益 ･評価益+売上債権の減少額 +棚卸資産の減少額+仕入債務の増加額+その他流動資 産の減少額+その他流動負債の増加額一役員賞与支払額 ･････(式4- 1)k
(資本 コス ト)の うち他人資本 コス トは,対象が東 京証券取引所一部上場企業であることを考慮 して,当該 年度の長期プライムレー トで代用することとした｡また, 他人資本 コス トに2%
の リスクプ レミアムを仮定 し, 自 己資本 コス トを計算 した｡他人資本 コス トは税金の効果を考慮 して12,加 重平均 によ り資本 コス トを計算 した｡ g(売上高成長率)
,
p(
c
F
O
比率),
f
(固定資産投資倍率), W (運手資本投資倍率),k(資本 コス ト)は過去 5年 間 の移動平均値 を用いることとした｡ また,固定資産投資 倍率 もしくは運転資本投資倍率の絶対値が500%を超過 した場合 には,計算 された数値 に代 えて過去5年間の平 均値 を用いることに した13｡ 以上の計算過程 によ り,各年度 のSV
(株主価値) を算 定 し,計算 された株主価値 を説明変数 とし,当該年度の 実際株価 を 目的変数 として (式 4- 2) によ り回帰分析 を試み ることにす る｡ RPi
t
- αil+ BitSV,
+
fi
t- ･(
式
4- 2) ここで, RPi
t
-企業 iの年度tにおける実際株価, Eit-誤差項,SVl-企業 iの年度 tにお けるRappaportモ デル による株主価値 (理論株価) なお,対比 され る実際株価 は,決算月末 日の終値,決 算 2カ月後の終値お よび決算 3カ月後の終値である｡ こ れ は,当該決算期の財務データの影響が生 じる時期 を検 証す るためである｡決算 2ケ月後はほ とん どの企業で決 算短信が出揃 う時期であ り,決算3カ月後 は大企業 の株 主総会が開催 され る時期であるので, この ときの実際株 価 との相関関係 を検証す ることとした｡ 次に,計算 された株主価値 と実際の株価 との相関関係 が,年度が進むにつれて, どのよ うに変化 しているのか を検証す る｡ これは,中川
[2005]で ｢分析結果 を詳 し く見ると,いずれの企業を対象 とした場合 も,1990年代 よ りも1980年代の方が,ラバポー トモデル による理論株 価 と実際株価 との相 関が高 くなっている14｣
との指摘が あったので,より広範 な分析 によ り,年度 を経 るにつれ 相関関係 が希薄になってい るとの推測を検証す るためで ある｡ そのた めに,上記 の分析年度 を,第1期 (1983年 -1986年),第2期 (1987年-1990年),第3期 (1991年 -1994年),第4期 (1995年-1998年),第5期 (1999年 -2002年)の5期に分 け,各期で企業群別 に回帰分析 をお こな う｡5.
実証分析の結果
(1)電気機器 (29社) の結果 電気機器 に分類 され る29社 の うち,決算 日現在 の実際 株価 と計算 され た株 主価値 との間 に相 関関係 が あ る さ れた企業は,有意水準1%｡ 5%,10%で,それぞれ5 社,10社,15社である｡全29社の 自由度調整済相 関係数 は0.7145と計算 され,有意水準1%で有意 な相 関がある とい う結果が示 された｡ また,決算2カ月後の実際株価 との問に相関関係 があるといえる企業は,有意水準1%, 5%,10%で,それぞれ5社,11社,13社 となった｡全 29社 の調整 済相 関係数 は0.7292と計算 され,有 意水 準 1%で有意な相関があるとい う結果が示 された｡次 に決 算3ケ月の実際株価 との間に相関関係があるとい える企 業は,有意水準1%｡
5%,10%で,それぞれ7社,12 社,17社である｡全29社 の調整済相 関係数 は0.7343と計 算 され,有意水準1%で有意な相関があるとい う結果が 示 された｡ (2) 輸送用機器 (13社)の結果 輸送用機器 に分類 され る13社 の うち,決算 日現在 の実 際株価 と計算 された株主価値 との間に相関関係 が あるさ れた企業は,有意水準1%｡
5%,10%で,それぞれ3 社,7
社,9社である｡全29社 の 自由度調整済相 関係数 は0.7697と計算 され,有意水準1%で有意 な相 関がある とい う結果が示 された｡また,決算2
カ月後の実際株価 との間に相関関係 があるといえる企業は,有意水 準1%, 5%,10%で,それぞれ3
社,6社,9社 となった｡全 13社 の調整 済相 関係数 は0.7630と計算 され,有 意水 準 1%で有意な相関があるとい う結果が示 された｡次 に決 算3ケ月の実際株価 との間に相関関係 があるとい える企 業は,有意水準1%｡
5%,10%で,それぞれ3社,8 社, 8社である｡全29社の調整済相関係数 は0.7712と計 算 され,有意水準1%で有意 な相 関がある とい う結果 が 示 された｡ (3) 化学 (15社)の結果 化学に分類 され る16社の うち,カネボ ウについては粉飾決算 な どに よ り財務数値 に信頼 がお けないので分析 の対象か らはずす こととし,実質的に15社で分析す るこ とにす る｡決算 日現在 の実際株価 と計算 された株主価値 との間に相 関関係 がある された企業 は,有意水準1%｡ 5%,10%で,それぞれ
4
社,5社,5社である｡全15 社の 自由度調整済相関係数 は0.7961と計算 され,有意水 準1%で有意な相関があるとい う結果が示 された｡また, 決算2カ月後の実際株価 との間に相関関係があるといえ る企業は,有意水準1%,5%,10%で,それぞれ4
社, 6社, 6社 となった｡全29社 の調整済相関係数は0.7895 と計算 され,有意水準1%で有意な相関があるとい う結 果が示 された｡次に決算3ケ月の実際株価 との間に相関 関係 があるといえる企業は,有意水準1%｡ 5%,10% で,それぞれ4社,6社,7社である｡全29社の調整済 相関係数 は0.7976と計算 され,有意水準1%で有意な相 関があるとい う結果が示 された｡ (4) 3業種全体 (57社)の結果 これまで分析 した3業種全体 (57社)を分析 したのが, (図表5- 1)である｡ 全企業の分析 のサ ンプル数 は,決算月,決算2カ月後, 決算3カ月後で,それぞれ,1163企業年度,1173企業年 痩,1177企業年度 である｡3業種全体の調整済相関係数 は,かな り高い値 を示 してお り,R
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モデル は企 業評価モデル として相 当有効に機能 していると結論付 け てもよさそ うである｡ (5) 時期 による分析R
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モデル の有効性 が年度 を経 るにつれ, どの よ うに変動す るかを検証す るために,分析年度 を第1期 (1983年-1986年),第2期 (1987年-1990年),第3期 (1991年-1994年),第4期 (1995年-1998年),第5期 (1999年-2002年)の5期 に分 け,それぞれの業種別 に 回帰分析 を試みた結果が, (図表5-2)第 1期, (図表 5- 3)第2期, (図表5- 4)第3期, (図表5- 5) 第4期, (図表5- 6)第5期,である｡ 第1期の 自由度調整済相関係数は,他の期に比べて著 しく低い｡ これは,電気機器お よび輸送用機器 での相関 関係 が乏 しいためである (それでも,なお有意水準1% で有意 である)｡ その後,第2期 に入 り電気機器 では相 関関係 が高 まってい るが,輸送用機器 ではそれ ほ ど高 まっていない｡第3期以降は,相当高い水準で推移 して い る｡第5期 に入 り,化学で若干 の低下が見 られ るが, 依然 としてかな り高い水準である｡ この結果 を見 る限 りでは,業種間の相違はあるものの, 近年 にな りR
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p
p
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rt
モデル の有効性 が低下 した とは思 われ ない｡第4
期お よび第5
期 (決算3
カ月後)では, 全体 の調整済相 関係数 が0.8を超 えてお り,かな り高い 説明能力 を有す ることが示 された｡化学では若干の低下 が見 られ るが,2000年代 に入 っても高い相関関係 を有す ると考 え られ る｡6.
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り に
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第1
号お よび第5
号は,投資者の意思決定に際 し て有用な情報 としてキャ ッシュ･フロー情報 よ りも発生 主義会計情報 に重点 をおいている｡先行研究で も, これ を支持す る結果 を示す ものが多い｡ これに対 して,本稿 では,D
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の応用型であるR
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モデルにより,実証 分析 を試みた｡ この実証分析で用いた仮定 と条件 をま と めると以下の とお りである｡ (仮定 と条件) 1.予測期 間を5年,CFO税率 を50%と仮定す る｡2.
他人資本 コス トを長期プライム レー トで代用 し, 自 己資本 コス トは リスクプ レミアムを2%
と仮定 し他人 資本 コス トに加算す る｡3.
売上高成長 率,cFO比率,固定資産投資倍率,運転 資本投資倍率お よび資本 コス トは5年間の移動平均値 を用いる｡4.
決算月が変更 された場合 は,当該年度のデータは分 析対象か ら除外す る｡ 5.決算月変更の次年度のデータの うち,売上高の変動 は変更前年度 の数値 との比較 で算 出 し月割計算 とし, その他のス トック変数 は変更年度 との比較 により算出 す る｡ 6.固定資産投資倍率および運転資本投資倍率の絶対値 が500%を超過 した場合 には,その年度以前の5年間の 平均値 によ り代用す る｡その結見
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モデル に よ り計算 され た株 主価 値 (理論株価) と実際株価 (決算月,決算2カ月後,決 算3カ月後)の間には非常 に高い相 関関係 が示 され た｡ 特 に,1
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9
0
年代以降の 自由度調整 済相 関係数 は0
.
8
(育 与率 は0
.
6
4
)
を示 してお り,R
a
p
p
a
p
o
r
t
モデル には,高 い説 明能力があると考 え られ る｡ また,
1
9
8
3
年か ら1
9
8
6
年 の間の ｢電気機器｣企業 と ｢輸 送用機器｣企業に若干 の低下が見 られ るものの,いずれ の業種, どの年代 を とって も,総 じてその説 明能力 は高 く,企業評価モデル としてのR
a
p
pa
p
o
rt
モデル の汎用 的 な有効性 が確認 された とい えよ う｡ 資本 コス トの計算 に長期 プライム レー トを用いた点お よび投資倍 率 を5
0
0
%
で修 正 した点 は,本分析 の問題 点 であろ う｡ デー タ上,支払利 息 が分離 で きなか ったの で長期 プライム レー トで代用 した｡ また, 自己資本 コス トの計算 において経済情勢 に無関係 に (す なわち,年度 の区別 な く)他人資本 コス トに2%
のプ レミアムを加算 して簡便的に計算 した ことも今後 は考慮すべ き点であろ う｡R
a
p
p
a
p
o
r
t
はC
A
P
M
を推奨 してい る15｡ 固定資産投資倍率や運転資本投資倍 率 を5
0
0%
で修正 しているが,修正前の実証結果 と比べ ると, ｢電気機器｣ では相 関係数 は大 き く改善 されてい るが, ｢輸送用機器｣ や ｢化 学 ｣ で はそ れ ほ ど向上 して い な い｡R
a
p
pa
p
o
r
t
a
n
dM
a
u
b
o
u
s
s
i
n [
2
0
0
1]が示 した1
9
9
7
年 か ら1
9
9
9
年 まで のアメ リカのデー タでは,企業の業種 ごとに,固定資産 投資倍率や運転資本投資倍率の値 は大 き く異なる｡わが 国にお ける数値 は必ず しも明 らかではないが, これ らの 修正 に関 しては業種 ごとに勘案 され る必要がある とい う ことだ と思われ る｡ 次 に検討 すべ き点 と して は,近年 の会 計制度 の大 き な変動 を考慮 していない点が上 げ られ る｡2
0
0
0
年代 に入 り,会計 の 中心が個別決算 か ら連 結決算 に移行 してい る｡本 分析 は個別決算 の数値 を基 に行 ってい るが,逮 結 中心 の会計 の時代 の数値 を分析 対象 と してい る点 に は問題 が あ るか も しれ ない｡ 最後 に,今 回 は紙 面 の関 係 でR
a
p
p
a
p
o
r
t
モデル の実証分析結果 のみ を示 してい る が,企業価値評価モデル の有用性比較 とい う観 点か らは,R
I
M
(も しくはO
hl
s
o
n
モデル) な ど他 の評価 モデル との 相対的な分析が必要で あると思われ る｡ この点に関 して は,次の機会 に譲 りたい｡(
注)
1De
c
h
o
w
,K
o
t
h
a
ria
ndWa
t
t
s [
1
9
9
8
]
は,1
9
6
3-1
9
9
2
年 のアメ リカ企業 (1
年 平均1
3
3
7
社) を対象 に重 回帰分 析 を行 い,会計的利益 の方 が キャ ッシュ･フロー よ りも 予測能力が高い ことを示 してい る｡ 2K
ri
s
hi
n
a
na
ndL
a
r
g
a
y[
2
0
0
0
]
は,1
9
8
8-1
9
9
5
年 のア メ リカ企業(
4
0
5
企業年度) を対象 に重 回帰分析 を行 い, 会計的利益 よ りも営業 キャ ッシュ･フ ローの方が,将来 の営業 キャ ッシュ･フロー の説 明能力 が高い ことを示 し てい る｡ 3F
r
a
n
ci
s
,0
1
s
s
o
na
n
dOs
w
al
d[
2
0
0
0
]
は,1
9
8
9-1
9
9
3
年のアメ リカ企業(
2
9
0
7
企業年度) を対象 に予測誤差 を 測定 し,
O
hl
s
o
n
モデル (残余利益モデル).の方 が フ リー ･ キャ ッシュ･フロー よ りも説 明能力 が高い ことを示 して い る｡ 4評価誤差(
v
al
u
a
t
i
o
ne
r
r
o
rs
)
とは,実際株価 か ら理 論株価 を差 し引いた結果 を,実際株価 で除 した値 である｡ 5R
a
p
p
a
p
o
r
t[
1
9
8
6
],p.
1
9
.
(
『訳書』1
7
頁) 6佐藤[
1
9
8
9
]
,7
0
8-7
0
9
頁｡ 7佐藤 ･柴[
1
9
9
3
],1
3
6
頁｡ 8 ｢化学｣
に分類 され る企業 は1
6
社 であったが, うち1社 は2
0
0
4
年 に産業再生機構 の支援 を受 け,2
0
0
5
年5月 に長 年 の粉飾決算 によ り上場廃止 となったカネ ボ ウで ある｡ 分析対象期 間では東証 1部 に上場 され ていたが,上記 の 上場廃止理 由に鑑み分析 の対象 か ら除いた｡ 92
0
0
3
年3
月 の決算 時点 での企 業 は, 日経2
2
5
の企 業 は 電気機器(
2
9
社),化学(
1
6
社),食料 品(
1
5
社),機械(
1
3
社),輸送用機器 (13社),非鉄金属 (10社)な どの企業 群 に分類 されているが,分析 の連続性 を考慮 した電気機 器お よび輸送用機器 を除 くと化学 に分類 され てい る企業 が最 も多い｡ 10この方法によった として も季節変動等 の影響 を完全 に は除去できないが,完全 に除去す るためには各月 ごとの 詳細 なデー タを取得す るか,決算月変更年度以 降 の5年 間のデー タを除去す る必要がある｡1
9
8
0
年代 中期 ころか ら相 当の企業が決算月 を変更 してい るので,サ ンプル数 が相 当減少す るため,あえて簡便 な方法 によ り計算 した結果 をサ ンプル に含 めることとした｡ 11予測期 間の最終年度 の キャ ッシュ･フ ロー が, 同一水 準でその後 も継続す る と仮定 してい る｡ 12負 債 に対 す る支払 い利 息 は税 法 上損 金 算入 で き るの で,税 引後 の負債 コス トは,約 定利 息 に (1-税 率) を 乗 じた もの とな る｡ 13数 値 の代 用 の 際 の基 準 と して500% を設 定 した理 由 は, ア メ リカ にお け る産 業別 の 固定 資産 投 資倍 率 お よ び運転資本投 資倍 率 の平均 を考慮 した｡Rappaport and Mauboussin [2001]で は,1997年 か ら1999年 の平均値 を 示 してい るが, ここで最高値 を示 したのは,エネル ギー 産業 の固定資産投資倍 率263%で あった (p.27.)0 14中川 [2005],110頁｡
15RappaportandMauboussin [2001
]
,pp.29-32.(『訳書』47貢-51頁｡)
(
参 考 文 献)
Dechow,P.M.,S.P.KothariandR.L.Watts, "The Relation between Earnings and Cash Flows
,
"
JournalofAccountingandEconomicsVol. 25 No.2,May 1998,pp.133-168.
FASB
,
Statement of Financial Accounting Concepts No.1,
ObjectivesofFinancialReportingbyBusiness Enterprises,November 1978. (平松一夫 ･広瀬義 州 共訳 『FASB財 務 会 計 の諸概 念 (改訂 新版 )』 中 央経済社,1994年 5月),StatementofFinancialAccountingConcepts No.5
,
RecognitionandMeasurementinFinancial StatementsofBusinessEnterprises,
December 1984.(平松 一夫 ･広瀬 義州 共訳 『FASB財務 会 計 の諸概 念 (改訂新版)』 中央経済社,1994年5月)
Francュs,∫.,P.01ssonandD.R.Oswald,"Comparing theAccuracyandExplainabilityofDividend, Free Cash Flow
,
and Abnormal Earnings EquityValueEstimates,
"
JournalofAccounting ResearchVol.38 No.1 (Spring), 2000, pp.45-70.Greenberg, R. R., G.
L
Johnson and K. Ramesh, "Earnings versus Cash Flow as a Predictorof Future Cash Flow Measures," Journal ofAccounting,AuditingandFinanceV
0
1.i, No.4(Fall),pp.266-277.Krishnan, G. M. and ∫. A. Largay Ⅲ, "The Predlctlve Ab
l
l
lty of Direct Method Cash Information,
"
JournalofBusinessFinanceand AccountingVo1.27Nos.ia2 (JanuaryMarch),
2000,pp215.-245.Ohlson,James A., "Earnings,Book Values,and Dividends inEquityValuationn,Contemporary AccountingResearch,Vol.ll No.2, 1995, Spring.
Penman
,
S. H. and Theodore Sougiannis,
"A Comparison of Dlvldend,
Cash Flow,
and〟 Earnings Approaches to Equity Valuatlon , Contempor
a
p
yAccountingResearch,
Vo1.15 No.3(Fall1998)pp.343-383.
Rappaport
,
Alfred,
CreatingShareholderValue:The NewStandardjTorBusinessPerformance,
Free Pr,
November 1986. (古倉義彦 ,岡野光喜訳 『株式公 開 と経営戦略一株 主利益法の応用』東洋経済新報 社 ,1989年9月)- ,CreatingShareholderValue:AGuidejTorManagers andInvestors,FreePr,December 1997.
- - - and Michael J. Mauboussin
,
Expectations Investing:ReadingStockPricesforBetterReturns. Harvard Business SchoolPr,
September 2001. (新井富雄他訳 『ェ クスペ クテ- シ ョン投資入 門』 日本経済新 聞社,2003年5月) 佐藤倫正, ｢ラバ ポー ト企業評価論 の会計的考察｣『一橋 論叢』第102巻第 5号 (1989年 11月),701-717頁｡ ,『資金会計論』 白桃書房,1993年3月｡ ･柴健 次, ｢会計情報 と企業評価 モデル｣
『会計』 第142巻第10号 (1992年 10月),35-47頁｡ - ･- , ｢資金情報 と企業評価モデル
｣
『企業会 計』第45巻第12号 (1993年12月),132-136頁｡ 竹原均 ･須 田一 幸, ｢フ リー キ ャ ッシュフ ローモデル と 残 余利 益 モ デル の実 証研 究 一株 価 関連性 の比較-
｣
『現代デ ィス クロー ジャー研 究』5 (2004年), 23-35頁｡中川豊隆, ｢第4章 キャ ッシュ･フ ロー情報 と企 業価値評価 ｣ (名 古屋大学大学院博 士論 文, 2005年) (図表
5-1)
全企業 の分析結果調整済相 関係数
P
値
有意 水準
決算月
2
カ月後
3
カ月後 決算月
2
カ月後
3
カ月後
決算 月 2カ月後 3カ月後電気機器
(29社)0.
71
45 0.
7
292 0.
73
43 0.
0000 0.
0000 0.
0000
*
*
**
*
**
*
*
輸送機器
(13社)0.
7697 0.
7630 0.
771
2 0.
0000 0.
0000 0.
boo°
*
*
**
*
**
*
*
化学
(
1
5
社)
0.
7961 0.
7
895 0.
7976 0.
0000 0.
0000 0.
0000
*
*
**
*
**
*
*
(ただ し,***は有意水準1%,**は 5%,*は10%で有意であることを示す) (図表5-2)第1期 (1983年-1986年) の分析結果調整済相 関係数
P
値
有意 水 準
決算月
2
カ月後
3
カ月後 決算月
2
カ月後
3
カ月後
決算 月 2カ月後 3カ月後電気機器
0
.
4463 0.
5027 0
.
4882 0.
0000 0.
0000 0.
0000
*
*
**
*
**
*
*
輸送用機器
0.
3844 0.
3851 0
.
4041 0.
0041 0.
0040 0.
0026
*
*
**
*
**
*
*
化学
0.
7
425 0.
7
327 0.
7359 0.
0000 0.
0000 0.
0000
*
*
**
*
**
*
*
全体
0
.
461
8 0.
5
059 0
.
4948 0.
0000 0.
0000 0.
0000
*
*
**
*
**
*
*
(ただ し,***は有意水準1%
で有意であることを示す｡次表以降 も同 じ｡) (図表5- 3)第 2期 (1987年-1990年) の分析結果調整済相 関係数
P
値
有意 水 準
決算月
2
カ月後
3
カ月後 決算月
2
カ月後
3
カ月後
決算 月 2カ月後 3カ月後電気機器
0.
6763 0.
711
7 0.
7
059 0.
0000 0.
0000 0.
0000
*
*
**
*
**
*
*
輸送用機器
0.
561
2 0.
521
0 0.
5659 0.
0000 0.
0001 0.
0000
*
*
**
*
**
*
*
化学
0.
8907 0.
8720 0.
8762 0.
0000 0.
0000 0.
0000
*
*
**
*
**
*
*
全体
0.
6695 0.
6852 0.
6799 0.
0000 0.
0000 0.
0000
*
*
**
*
**
*
*
(図表5-4)第 3期 (1991年-1994年) の分析結果調整済相 関係数
P
値
有意 水準
決算月
2
カ月後
3
カ月後 決算月
2
カ月後
3
カ月後
決算 月 2カ月後 3カ月後電気機器
0.
8064 0.
8097 0.
8070 0.
0000 0.
0000 0.
0000
*
*
**
*
**
*
*
輸送用機器
0.
7647 0.
7
497 0.
7620 0,
0000 0.
0000 0.
0000
*
*
**
*
*
'*
*
*
化学
0.
891
9 0.
8799 0.
901
8 0.
0000 0.
0000 0.
0000
*
*
**
*
**
*
*
全体
0.
7897 0.
7852 0.
7
872 0.
0000 0.
0000 0.
0000
*
*
**
*
**
*
*
(図表5- 5)第4期 (1995年 -1998年)の分析結果
