<論説>社債格付けの研究

全文

(1)説. 堅冊：Ⅱ. 社債格付. け. 護. 山. 円. さ. 1. はじめに. 研究. の. 23 に社日市場は活発化の兆しを見せてきて. いる。. 近時，わが国の資本市場は大きな変貌を遂げつつある。とりわけ，オイル・ショック以降の. いて健全な発達を遂げるためには. 厳しい経済環境下にあって，わが国の企業金融. よび流通市場の双方において効率的な資金配分. 形態は大きく変化してきている。その中でも，近時の社債市場の活況ぶりにほ目を見張るものがある。 [第 1 表 ] には，社債発行額の推移が示. が達成され. されているが，. 存在を所与としたらえで. とはいえ，社債市場がその本来的な意味にお. ぅ. ，発行市場お. るような，制度的条件が. 整備され. ていなければなるま L.、。其体的にば，社債の取引におけるリスクーリターンのトレートオフの. 塵覚債の隆盛に対して，一般事業債と九電力債. ，公正かつ自由社社債市場を形成していくだめには，投資家保護とい. からなる事業債の発行は，後に指摘するような. う見地からの社債投資にかかわるリスク情報を. 起債会ルールの制約もあって，伸び悩み頓阿こ. 開示することが不可欠である。社債に付随するデフォールト・リスク ( 元利払い不能などの債. これらのうち転換社債および円. ることがわかる。他方，転換社債発行額の伸び方は注目に値する。昭和 58 年度には国内民問債の発行合計額 1 兆 5,610 億円のうち， 8,610 億円と実に 55" 一セントを占めるに至り，いまやあ. 民間債における事業冊と転換社債の相対的位置付けは完全に逆転している。また，とりわけス. イス市場を中心とした岡建外廣の発行も近時は極めて旺盛であり， 58 年度には九電力僚の発行額を上回るほどの規模になっている。ことほど今回の研究に際しては多くの方々から助言・. 助. 力を頂いた。とりわけ，吉田夫佑・日本公社債研究所常務理事からは社債格付けに関する直接的な研究機会を与えていただいた。また日経 NEEDS データ利用については吉村光威・日本経済新聞社部長に便宜をはかっていただいた。また，日債研の久保古生・主任研究員，禧道守・日本経済新聞社研究員からは上記の二方からと同様に多くの有益な教示・コメントを頂いた。ここに記して感謝の意を表する次第である。なお，ここで表明されている. 論は全て筆者個人に帰属言. う. までもない。. 見解ないし結. 尹るものであ. ることは. 務不履行の危険性. ). の開示は，通常，利害関係. のない中立的立場にある格付け機関によってお. こなわれる。わが国でも，既にそのような目白9 に沿った情報開示を. 旨として，日本公社債研究所 ( 以下，日甘研と略称する ) が設立されているが，その格付けは未だ十分にわが国の投資家社会に浸透しているよう。こはみえない。日廿研が実際に如何なる格付けプロセスを採用し，またその格付けが投資家社会に対してどのような内実の情報を提供しうるか，は未知の部分が少なくない。本稿では日本公社債研究所の格付けな対象にして財務指標を手掛かりにした計量的な格付け. モデルを推定することを企図している。それによって，日綾研の実際の格付けな跡付ける ( e, plicate) ことができるとすれば，少なくとも，国債所格付けが投資家に対して開示しょうとしている社債リスクが如何なる要素によって構成「.

(2) 24@ (144). 横浜経営研究 [第. Ⅰ. 第V 巻. 第2 号. 社債発行額の. 詞. (1984) 推移 (単位. 九電度. 年. 一般事業債. 力債. 一銘柄数発行額銘柄数発行額銘柄数. 昭和 33 年度 O4 0. 35 36 37 38 39 40. 96 98. 779 778. I. Ⅰ， 227 エ. ， 100. 1,478. 1,963. I@ 79. 44 45 46 47 48. Ⅰ. 05. 2,080 2,782. 2,414 1,097 932. 333. 1,464. 75. 8,430. 2,497 3,535 3,023. 307. 2,871. 53 54 55 56 57 58. 1l. 一. Ⅰ Ⅰ・Ⅰ. 00. 4. 125. 22 18 65. 1,146 850. 3. 60 480 700 400. 0. 3. 350. 555 1,625. 6. 620. 91. 108. 3,327. 56. 2,835. 42. 3,3. 14. 3,234 4,208 4,368 2,241 2,055 3,380 3,495 1,470. 67. Ⅰ. l. ].. Ⅰ. 4. 6,570 4,540 2,840 2,800. 8,6101 36. 6,130 6,9 ㏄ 6,150. (公社債引受協会 ). されているかを推察することができるし，. ま. た，その実際の格付けプロセスにまで立入った. 推論をおこなう. 一. 2,308 2,900. 81 60 10,740 7,880. 「公社債月報」. 一. 123. 96 73 84 45 41. 8,200 8,765. 5 Ⅰワ. l. 2,436. 50. 51. 一. 1,379. 329 465 369 37 347. Ⅰ. 49. 岡建外債. 発行額銘柄数発行額. ェ， 184. 11. 4,245. l. 億円 ). 682. 315 408 586 292 334. Ⅰ. Ⅰ， 929. 出所 ]. 転換社債. :. ことも可能であろ. あノ. 第 Ⅱ節では，近時のわが国企業の財務動向を探ることによって，以下で展開する格付けモデ. げ実践の諸問題について言及し，望ましい格付. け実践の在り方について論ずる。第 Ⅳ節でほ，. 従来よりおこたわれてきた幾つかの計量的格付げモデルの成果を範にしながら，最新のデータ. ルにおいて如何なる要因を考察すべきかについ. を用いて，国債所格付けな対象" とした判別関数の推定をおこなうことにする。そこでは複数の. て手掛かりを得ておくことにしたい。. 判別関数が推定されるが，それぞれに興味深い. 第 Ⅲ節で. は，ほじめに米国における格付け機関の発展経緯を考察の対象として，投資家社会の中におい. 示唆を与える関数が推定されている。なお，. て社債格付けが如何なる機能を果たし. 確定することによって，社債発行企業の評価うンキングまで計算している。. 考えてみる. 0. ぅ. るかを. しかる後に，わが国における格付. こ. 0 節では，統計的に最も有意なモデルを唯一つ.

(3) 社債格付けの研究 (青山. ( 45) 25. 護). Ⅰ. 標分布の正規性を探るために計算されだもので. 11. わが国企業における近時の財務政策. ある，本稿の第Ⅲ節では，多変量解析手法の一. 企業の財務面での特徴を知るには，いくつか. つである判別分析を実施するが，一般的には，. らのうち，第 Ⅲ節で展開する社価格付けモデル. 任意の財務指標が判別変数として採択されるか否かはその分布の正規性に依存するといっても. を意識して，さしあたり次の. よい。ここで正規性検定のだめの諸統計値を計. の財務指標が利用可能であるが，ここではそれ 6. つの指標群を考. 算表示したのは後に利用すべき移変量解析で採. 察の対象とすることにしょう。. 用しぅる変数に見通しをつけるためでもあ. (i). 収益性指標 (pro 且 tabilityindeX). 以下では， CO ∼ (vi) の指標群のうち代表的. (h). 成長性指標 (growth indeX) (tめ元利支払能力指標 (Principalandinte,est payment abilityindex) (iv) 財務構成指標 (capital structure index) (v) 収益変動性指標 (earnings variability index) (v 規模指標 (sizeinde幻 ⅠⅠ. 以下では，これら指標時に含まれる代表的な財務指標の幾つかに注目すること. ンこ. る，. よって，近時. な財務指標の時系列変化が示唆する特徴的事実に注目することによって，それがわが国企業の. 財務政策の変化とどのように対応し，また今後の企業財務の動向に対して如何なる示唆を与えるものであるかを探ることにしたい。 1.. 財務健全性の向上昭和 48 年の石油シ，ックおよび 50 年不況を境. にして，わが国の企業経営における財務体質は大きな変貌を遂げつつある。その最も顕著な実. のわが国企業の財務政策がどのように変化して. 例は [ 第. ぎているかを探ることにしたい。. の向上に見出すことができる。わが国企業の財務体質は戦後 30 年以上にわたって「借金経営」という言葉に象徴されるように，恒常的な企業部門のオーバー・ボローインバを反映して，欧米企業に比較して，著しく低い自己資本比率水準を示すにとどまっていた。しかるに昭和 40 年代後半から 50 年代にかけての企業環境の悪化を契機として経営者の側における企業財務の考え. まず，上記. ㎡ ) の指標時について，奥. 野・山田 [35], Hnches. and Mingo[20] 等の成果を踏まえて [第 2 表 ] に示されるょ㍉こW9 個の財務指標の分布特性値を計算する㈹。なお，計算時点は，. ドル・シ " ック (1971 年 ), 石油シ. 。. ック 01973 年 ) などが企業業績に影響を及ぼした. 直後の 1975 年 (1975 年. 3. 月期を最新決算期とす. 1. 図 ] に示されるように，. 自己資本比率. る ) と，それらのシ " ックおよび 50 年不況と呼. 方が大ぎく変化してきている. ょ. ばれる日本経済の低迷期を脱却しおえて，安定. そのことの現実的証左として. [第 1. 成長と呼ばれる新たな経済状況下に立ちいたっ. る自己資本比率の推移をとらえることができる。すなわち，ょ 9% 利な資金調達機会と財務体質の改善を企図した「減量経営」という企業努力の結果，それまでの企業資金調達において. た 1983 年 (1983 年 3 月期を最新決算期とする. ). の 2 時点である㈲。また，標本に選ばれた企業. は各計測時点における社債発行企業. ( 社債発行. 引こ思われる。図 ] に示され. 残高が 0 以外の企業 ) であり，各時点において. 大きな. 異常値と判定されるデータを含む企業は除. て，証券市場を通じての直接金融のウェイトが高まってぎたことの証しであるとみることがで. 外されている㈲。なお [第 2 表 ] に示されている分布特性. 値のうち，歪み (skewness),. 尖り. (kurtosis), およびスチューデント化された範囲 (studentizedranee) は，それぞれの財務指. きる。. ゥエイトを占めていた. より. 間接金融に代わっ. 月。体的には，株式，社債による直接. 金融によって低いコストの資金を調達する一. 方，従来より累積していた割高な借入金を銀行.

(4) 26@ (146). 横浜経営研究 [第 2. 第 2 号 (1984). 第V 巻. 詞社債発行企業の財務指標分布スチューデ. オヒ日. 使用総資本営業利益率. 0 ． 76. Ⅰ. 3. 88. --5,39. 7. 67. (S@1) 企業利潤率 (5 2) 5. 51. 売上高営業利益率 (5 3) 使用総資本経常利益率. 0. ・. 75. 2. 31. 29. 93. 一 10. 7. 39. ． 77. 3.07. 2. 42. 7.55. (S 4) 2.22. 売上高利益率 (5 5) 自己資本経常利益率 (S@ 6)@. 5.98 13.67. 自己資本利払後事業利益率 (5 7 ) 従業員工人あたり利払後事業利益 (5 8 ). 3.9. 10 ． 33. Ⅰ. 2.89. --3.05. 24. 32. 一ェ． 70. 6.22. 39.06. 13.45. 一 3.29. 27.52. 44.@65@. Ⅰ. 6.41. 21.05 u . 39. 1 株あたり利益 (5 9). 5. 3. 11.97. Ⅰ. 16.65. 一 0.90. 5.21. 総資産 3 年間伸び率. 一 0 ． 36. 1.75 一 0 ． 94. 43.70@ -109.50@. 6.45. 6.36 17.42. 8.60. 一 8.76. 7.40. -119.14@. 12.17. 一 36.7. Ⅰ. 9.80. 35.71. --40.79. 8.38. 64.96. --83.24. 26. Ⅰ. 11.88. 一 49.44. Ⅰ. 2. 丁. 3.0. ホネ. Ⅰ. 1.50. 3.59. 33. 16. 一 1.38. 6.62. 一 5.28. 8.43. 本. (Nl) 8.56. 売上高 3 年間伸び率. (N2) 3 年間自己資本増加率. (N@3)@ 5 年間自己資本増加率. (N4)@. 6.70. 6.62. 2.24. 8.96. 50 ． 59. 10.22. 9.96. 0.45. 0.89. 46.18. 7. 23. 6. 57. 2.08. 5. 33. 10.12. 8.59. 0.49. Ⅰ・. 4. 73. 2. 64. 12.76. 0 87. 3 年間 1 株あたり自己資. 96. 16.97. 一丁9.59. 34.@96@. -3.@43. 45.16. --21.83. 40.73@. -10.22@. 47.70. 一 21.39. 6.60 ， 5.84%. 7.79 10.77. 水成長率 (N5) 3 年間時価総額成長率. ・. 5.41. Ⅱ. (N6) 6.24. 0 ． 53. 一 0.25. 9.28. 1.91. 5. 65. 0 ． 25. 一 0.084. 7.42. 9.18. 0.084. 定負債 (R l) キャッシュ・フローノ有利子負債 (R2) 払金利 (R3). 0.050. 0 045. 0.143. 0.19. 3.67. 18.78. Ⅰ． 70. 一 0.045. 0,797. 1. 53. 4.27. 4.59. 一二・ 38. ・. 7.49. 8.77.

(5) 社債格付けの研究表]. 護). く. 147) 27. っづき. 大. 嵌ェ. ㏄・ l1 2. り 5乙 93. ㌍ 22. み研. 歪. イジ. 一ト筈. 差，114. テれ. 悌2. (青山. インタレスト・カバレッ. /@、。. レシオ B. (R. インタレスト. 5 ). 0. 52. ，カバレッ. 4.92. 2.66. 、ジ A の自然対数 (R6). インタレスト・カバレッ、ジ B の白熱対数 (R7). 2.62. 1. 82. 1.54 2.78 0.021. (R9). ・. 46. (R l ひ 12.68. 借入依存度 (F n. 自己資本比率 B. 22.49. (F 3). 流動比率 (F 4) 固定長期適合率 (F 5). 29.73. 127.12. 41.10. 78.32. 25.10. 63 14 85 4 1. 4. 05. 9 3 5D 5O 4000 0 6800 0 4. 1.17. ⅡⅠⅠⅠ. Ⅰ. 1. 5.7. 6723. 1.78. Ⅰ. 5.80. 工 1669. 79714. 0.15. 5.2. 5-78. 70 120 3 Ⅰ 79. Ⅰ 6915 Ⅱ 上﹁上りり ⅠⅠ. 一一. 一1l. 資払数年. 0.31. 8 5 一3,︵二 ,. 21.95. パ Uハ Uヰ ⅠⅠⅠ3. 83.13 49744 24342 工 079 ハリア3 ⅠⅡ 上 4 9 工 000 3 54 エ 2. 6. ホ竿 F 7. 隻債構. 動. 画一流. 係数 (V 2 ). 120.08. 10.82. 4. エ. 6.91. 63 Ⅰ248 Ⅰ 86 89 89. 正味運転資本Ⅰ長期負債. 6.72. Ⅰ Ⅰ 75 51 85 38 38 49 38 45 Ⅰ5 53 46 77 256 Ⅰ 29 ワ @ ﹁上 3﹁・Ⅰ. ()ユ 95. キャッシュ・フローノ長. 期負債 (Rl0). 3ふ欲 2. 正味運転資本Ⅰ固定負債. 8 Ⅰ7462 土14. 廣 (R8). 一一.

(6) 28@ (148). 横浜経営研究. [第 2 表 ] 士. 第V 巻. 第 2 号 (1984). つづき. 標. ヒ日. 2.14. 営業利益の 10 年間変動係数 (V3). 2.27. 企業利潤の 10 年間変動係数 (V4). Ⅰ・. 0.09. 7.32. 26. 6.32. 6.82. 13.41@. -18.46@. [email protected]. 数 (V5) 10.67 466432@ !@ 155531. 総資本 (2 2) 自己資本. (2 3). 株式時価総額の自然対数値 (2 5 ). 43558. 65765. 60376. 89642. 0.51 10.93. ェ. 7.24. 55.56@. 14885450. 4.24. 20.62. 3410417. 10217. 3.48. 16.34. 788921. 3104. 0.20. 一 0.18. 1. 売上高 (Z U. 8.33. 13.58. 5. 2. 本. 5.77. 本ボ. Ⅰ. 売上高の自然対数値 0.39. 総資本の自然対数値. 0.47. 自己資本の自然対数値. --0.00 ,. 一 0 ， 13. ・. 5.91,k,* Ⅰ. 5.04. 9.23. 9.35. 15.32. 本. @ 4.89目. 0.56. 0. 90. 4.92. 6.58. (Z8). 5.23:. ㌔. 自然対数値 (2 10) ( 表の見方コ. (注 ) 1.. 2.. 各々の指標において上段に示されているのは昭和 50 年 3 月期 (284社 ) の数値であり，下段に示されているのは昭和 58 年 3 月期 (386 社 ) の数値である・なお，スチューデント化された範四のうち， " および村を付したものは，それぞれ95% および 99% で有意であることを示すインクレスト・カバレッジ・レシオ A および B はそれぞれ以下のように定義している．インタレスト・カバレッジ・. レシオ. A. 二. インタレスト・カバレッジ・. レシオ. B. 二税別後利益十支払利息、 -@". 支払利息・割引料. -. 一. ・割引料. 支払利息・割引料. キャッシュフロー・カバレッジ・ワシオは以下のように定義しているキャッシュフロー・カバレッジ・レシオ二質当期利益十減価償却実施領一配当金二役支払利息・割引料. %. 3. 歪み (skewness) および尖り. )3 62%. 顛. 圭一. (kurtosis) を示す統計量はそれぞれ. 。 3.0. み 1 二刀㎡一元れタ ( 8 (ヱト一三ま :しヂ一で定義される・いずれの統計値とも土 1.0 を超えれば正規仮説に反すると考えられる.

(7) 社債格付けの研究. ㌣. i%二. (背山 (. % ト比; ; を. 社債発行企業. う. (149)@29. 護). ちプレ「アム 1 Ⅱ，217 億円 ) という史上最リ. 高額の公募時価発行増資がおこなわれている。このような事実を背景としてわが国における社. [email protected]. 28.0-. 26.61. 26.0. 債発行企業の自己資本比率水準は昭和 58 年 3. 23.32. 別． 020.82 """ 20.0-. 一. 21.しら /. ㌍・. 卜. 莱穐. 上Ⅰ. 期には， 28.66%0 と 8 午前に比べて 6.43 ,, 一セ圧. 向. 19.せ ,-% ㏄. 20.70. 18.0-. 51 「一食 21-38、. 50@. [第. 15.42. 51@ Ⅰ. 52@. 53@ 54@ 55@ 56@ 57@ 58. いる㈲。近時，日本企業の海外市場での資金調. 図 1 自己資本比率の推移. 達活動が活発化してきているが，そのような事. 借入金依存 %%) 46.54. 46.0'. ド. (34.4%, 1980 年 ), フランス (30.7%, 1980 年 ), イタリア (19.7%, 1980 年 ) をはじめとする欧米並みの水準にまで改善されてきて. 16.0-. 14.0-@ 14-90. 西. イッ. ノ. Ⅰ. ント・ポイントもの改善を示し，米国の水準. (63.1%0, 1981 年 ) には及ばないまでも，. ,, l77.7 ナ 17.76 @/ Ⅰ ー一. 月. 実の背景のひとつとして，. ここで指摘したよ 5. な自己資本比率の改善に伴. う. わが国企業の国際. 的信用度の高まりも間接的要因として見逃すこ " Ⅹ 45.22. とはできないであろう。. Ⅹ. 42 43. 全業種平均. ぃ，しるのあがで以度行丁午不さみ同は発. オ， 0㏄㏄ 0にて Oれそこ托. 45-3846.37. 2.. 財務的思考の定着. か. く. レッジ・. レシオ概念の普及一一. 社億の格付けなおこなう. えで，無視できない財務指標としてカバレッジ・レシォ (coverage ratio) がある。一般的には，この指標は企う. 業の負債に対する元利払い能力を判定するため. の指標として考えられており，社債の格付け実践が普及している欧米では古くから定着してぎた重要な指標である。それに対して，わが回で. は社僻格付け実践の歴史が浅いこともあって，. 金融費用負担能力を判定するための指標としては，せいぜい流動比率や負債上ヒ率などの静態比. 率が注目されてきだにすぎない。カバレッジ・. レシオのうち，最も普及してい. るのは，インタレスト. ，カバレッジ・レシオで. あり，次のような算式によって計節される㈲. 0. インタン /、註苦業干り名品干支取利，臼笘U 弓 lィ:斗カバレッジ・ = レ、シ戸支払利息割引力 ;:@ ト. ・. フ. すなわち，支払金利に対する利益の倍率がこの指標によって算出されるわけである。米国における代表的格付け機関のひとつである，スタンダードあブ一％ (S&P) 社では，一応の目安.

(8) 30@ (150). 横浜経営研究. 第V 巻. 第 2 号 (1984). 以持. A こ A る A い一. Z 準. 上し. で水業の. 企倍. の 8 格 ∼. B7 B は. て企しの. と格. 率のような形式的諸比率に注目するばかりでなく，より企業の実態に即した観点から企業財務. とを要求している。 [ 第 3 団には，昭和50 年以降のわが国企業のインタレスト・カバレッジ・. を見直そうとする姿勢が現れてぎたことの反映. レシオの推移が示されている。この図から明ら. タレスト・カバレッジ・レシオの水準が向上した. かなよ. ことのみならず，. 5. に，必ずしも傾向的にではないにせ. であるとも考えられる [第. 0. このことほ，単にインまたは R5,. 2 表 ] の R4. 近. および [第 4 団に示されるょ 5@ こ， 50 年度と 58. S&P に要求する. 年度を比較すると分布の尖り (kurtosis)が著しく改善されていることからも明らかであろう。. 水準は既に上回るところまで到達していることがわかる。. すなわち，昭和 50 年当時のわが国企業のインタ. よ，わが国企業ひこおげる金融費用負担能力は. 時向上しつつあり， 58 年度の平均では，. 社が米国の平均的企業. (BBB. 格). レスト・カバレッジ・レシオ (A) は， 0 0 ∼ 1.5 の・. 範囲に集中しており，この範囲に約 85% の数のインタレストカバレッジ・. 企業が集中していたのに対し， 8 年後にはこの. レシオ A. 範囲内におさまる企業数は 60% 強に減少し，それだけ分布の右側のスソが厚くなってきてい. る。換言すれば， 50 年当時，この比率が 1.5 を超える企業数は全体の 15% 未満しかなかったに. 3.3. もかかわらず， 58 年度には 30% を上回るほどに. なっているわけである。. 社債発行企業. 50 年 2.06. Ⅰ 58 年 0.5. 1.0. 1.5. 2.0. 2.5. 3.0. 3.5. 4.0. 4.5. 5.0 の. オ. シレ. ツ企. ジ業︶. レ行. 億発. ・社ト︵. ス化. レ変タのン布イ分. 図. 4. 第 Ⅰ. A. オ. レ. シ. ソ、. 笘、 @イ @. レ. ト Ⅹ. カ. ト. スレ. イの. タ移ン推. 3. 図. 第. このようセこインタレスト・カバレッジ・レシ. 0.0. バヵ. -0.5. インタレスト・カバレッジが改善されてきた. オが向上してきたことの理由として，次の二つ. ことのも. の点を指摘することができよう。まず第一に考えられるのほ，昭和50 年以降の財務体質改善努力と相倹って，企業経営者の財務に対する意識が変化してぎたということである。すなわち，. るのぱ，わが国企業の財務担当者の側において. 社債格付け実践の認識度が高まってきたという点である。後述するように，社債の格付けがデフォールト・リスク (defauIt risk: 元利不払い. 従来のわが国の企業経営においては必ずしも重. の危険性 ) の評価であるとすれば，. 視されてこなかった，カバレッジ・. レ、アムとしての社債利率はその格付げに対応. レシオのよ. うな資金のアヴヱイラビリティを代表する財務. 指標の重要性が経営者の側で認識される. ように. なってきたということである。換言すれば，旧. 来の会計的思考の産物である流動比率や負債比. う. ひとつの間接的理由として考えられ. リスク・プ. して決定されることになる。すなわち，資金調達者としての企業の観点からすれば，その社債がより高い格付けな受げられるとすれば，それだけ資金調達コストを低くおさえることができ.

(9) 社債格付けの研究. (青山. 護). (Ⅰ i5 Ⅰ ) 3 Ⅰ. るわけであり，社債発行による資金調達を企図. に関連する幾つかの財務指標を考慮の対象とし. する企業としては，社僻の略付げにおいて重視. てきて L.、るようである。このょうな事情もあ. されると予想される財務指標に改善努力を向けた財務政策を企業が採用するのは当然であろ. てか，近時，わが国でも，とりわけ社債発行企. 業を中心にしてその重要性が認識されるように. う。このことは，. なり，キャッシ，フロ一に関連する指標の改善. [第 3. 剛のインタレスト・. ヵ. バレッジ・レシオの推移において点線て示され. 傾向は著い、0 ちなみに，. た社債発行企業の平均. かなよ. と，全業種平均との乖離. の程度が，近時，拡大傾向にあることからも明. らかであろう。つまり，社冊発行によって資金調達を計画する企業は，より有利な調達機会を. ッ. う. [第. っ. 2 表 ] からも明ら. に，わが国社債発行企業におけるキャ. シュフロー・カバレッジ・. レシオはこの 8 年. 間で 2 倍近くにまで改善されてぎていることは注目に血直しょう，. 得るために，企業財務政策の一環として，この. ような指標の改善に努力目標を置いてきたと考. 3.. えて差し支えなかろう。. 利益率概俳の変化日本と欧米の経営者の間では企業利益の考え. インタレスト・カバレッジ・. レシナと同様に. 欧米で重視されているカバレッジ. た。たとえば，日本の経営者の場合には，利益. 、ン. 目標を " 何千他門 " とぃ 5 ように絶対額で表現. ，フロー・カバレッジ・. 指標にキャッレンオ (caSh- 升。W. 方に相違があることはしばしば指摘されてき. coVerage ratio)がある。これは元本および利子. することが通常であるのに対し，欧米の経営者. 支払の源泉として，. は. 当該期間のキャッシ，フロ. " 阿パーセントの. 投資利益率. ". というよう. ーを想定する場合，その企業が如何ほどの財務. に，絶対額でなく利益率で表現することが通常. 的余裕を右するかを示す指標であり，少なくとも 1.0 倍の比率を確保していれば，その期間の元利返済は同一期間に流入してきた現金で賄. である，と。このような事実に対する背景の一. つとして，日本では投下資本に対する収益性と. ことができると考えてよい。キャッシ，フロー. いない，ということもよく. という概念は，最も単純には，当該期間におけ. ある。すなわち，欧米では資本コスト概俳が定. る現金収入 (cash-inHow)と現金支出 (cash-out皿ow) との差として定義されるごとく，現行の発生主義会計の下では必ずしも重視されない概念である。しかるに，企業の資金の流れをその. 着していることもあって，ある一定のカット・. 経営実態に即して把握しょうとする場合にほ無. 量において決定する。そのような考え方が欧米. 視することのできない概念であり，とりわけ，企業の設備投資計画などの財務的意思決定に際. で支配的である一つの理由は，本節の 1.. 指摘したよらに，証券市場を前提にした直接金. しては，ギャッシ，フロ一の大きさを予測する. 融が発達しており，株主ないしは社債権者に対. ことが最も重要な手続きとされるほど大きな意味をもつ概念である。欧米では，社債格付けも. する配当あ. 拠出者に対する収益還元の考え方が常に経営者. 含めて企業の信用力を評価する際に，キャッシ. の念頭にあるからである。他方，わが国では伝. う. 一の考え方が古くから採用されている。. いう考え方が企業の財務担当者の間に浸透して指摘されるところで. オフ・レートを上回らない限り投資プロジェクトは採択しない，. というよ. う. に調達した資金を. 運用するうえでの採算を資本コストとの比較考. る L.、は利子支払という. でも. 形での，資本. わが国における唯一の格付け機関である日本公. 統的に間接金融主導型での資本調達が発達してきたために，投資家に収益を還元することによ. 社債研究所 (JBRI; Japan Bond Research In-. って証券市場でより有利な資金調達機会を得よ. s 血ute) でも，元利支払能力の判定指標の一つ. うという発想が経営者の側に定着してこなかっ. として，研究所発足当初よりキャッ. たのが実情であ. ュフ. ロ. シ，フロー. る. (6,。かくして，わが国企業の.

(10) 32 (152). 第V 巻. 横浜経営研究. 間では投下資本利益率の向上というような目標は長い間軽視されてきたわげである。しかるに，昭和 50 年以降のわが国企業における幾っかの資本利益率の. 推移をみると，上述したような事情は変化してきていることが察せられる。まず，. [第. 2 表] の S. l ∼. S 7 の利益率指. 標に注目されたい。これらの指標のうち， 50 年度と 58 年度を比較した場合， S 3.. S 5 のよう. な売上高に対する利益率はいちょうに下落しているのに対し，使用総資本および自己資本に対する利益率は 8 午後にはすべて改善されている. 第. 8. 年間の. 5. 性を意識するようになったのではないか. 10.08. 10.0-. l,i己資本利益率. 9.41. @.67. 9.0-. 8.95. 8.93. 8.07.0. 6.0-. 6.42. 5.0. -. 4.0. -. 4.巳. 3.0. 売ヒ商利益 0. 50. 51. 52. [第 5 図. ，. とい. 53. 54. 55 56 57. 率. 年度. 58. 利益率指標の推移 (全業種平均 ). 事態が招来されたと考えることは，それほど困. 難なことではない。. 性を支持しうる二つの事実を指摘しておこう。 [第 5. 9.20. 重要. う仮説をたてることができる。この仮説の妥当まず第一に，. 11.73. 11.0. ちに収益. 性の判断基準として「投下資本利益率」の. 号 (1984). 冤. のがわかる。かくして，このような結果から，わが国企業の経営者はこの. 2. I11. 社債格付けの意義とその実態. 図 ] に示した三つの利益率指. 標の推移において，投下資本利益率の一つである使用総資本経常利益率あるいほ自己資本利益率は 56 年度までは着実に上昇傾向を示していたことがわかる。換言すれば，石油ショックや50. 1.. 年不況などを境にして，. からしさに関する情報を提供することにある。. 「減量経営」とし. 5. 合. 案目標の一環として，この頃までは投下資本利益率の向上が企業経営者に強く意識され，かつ実現されてきたとみることができよう。これらの指標も 56 ∼ 58 午には減少傾向を示しているが，これとても当時の時価発行ラッシュを想起すれば，当然の帰結であるとみなしるであろう。第二の点は，既述したよらに， 50 年以降わが国企業の資金調達形態が直接金融中心の欧米ぅ. 型に転換しつつあるという事実とる。. 関連してい. すなわち，企業が資本市場における外部投. 資家からよりよい評価を得ることを目的とするようになり，投下資本利益率の向上という財務政策を明示的にうちだすようになったと推察される，ということである。投資利益率の向上を契機として，外部投資家からの資金調達が容易化され，その結果として， 55 ∼ 56 年度の時価発行増資， 58 年度の転換社債発行ラッシュという. 米国における社位格付け社債格付け (bond rating) の基本的な目的は，. 企業の発行する事業債. ( ㎞ dustrjal bonds). につ. いて，その元本および利子支払が履行される確企業の元利支払に関する危険性は，一般に，デ. (defauIt risk) と呼ばれるが，社債格付けはまさにデフォールト・リスクフォールト・リスク. の大きさに関する情報を提供することを目的としているわけである。より具体的には，企業の. 発行する社債のデフォールト・リスクのを AAA,. AA,. A,. RRR,. 大きさ. .…‥などの文字. 記号によって表現したものが社債格付げにほかならない。社債格付け実践が現実の経済社会の中に最もよく定着しているのは米国である。米国において社債格付けが普及し始めたのは第一次大戦前のことであり，それは，投資対象としての事業債の質 (bond quality) に関する独立かつ信頼できる評価を求めていた投資家社会のニーズに応えるべく出現してきたものであ. る。というの. も，当時の米国における企業財務の開示 (dis-.

(11) cIosure の程度は，今日に比べて，. 社債格付けの研究. (青山. 極めてプリ. ぅ. 0. (153) 33. 護). ちなみに， S&P. およびムーディーズの格. 、ティブなものでしかなく，会計理論，実務，付け分類 ( ating categories) は，「. および制度のいずれもが投資家社会のニーズに応じうるほどに十分なものではなかったからである (衿。その後，大恐慌直後の不況期 (1929 ∼ 32 年 ) こおいて格付け機関の格付けが有意なリスク情報であることが投資家社会で認識される化. よ 9 こなり，また，その後格付け機関の. う. [第 3. 表 ] のよ. (Aaa) に. むこなっている。たとえば， AAA. 格付けされた社債は投資対象として最高の安全性を有するものと判定される。それに対して，. C の格付けは安全性に関して最低の評価であり，ムーディーズの表現を借りれば，. 「真の投. 格付けが制度的に認知されるに至って ", 今日の米国における社債格付け実践は投資家社会において不可欠の機能を果たすに至っている。. 資対象としての評価を得る可能性が殆どない」ような社債に対する格付けである。なお，これらの格付け分類こおいて，更にそのリスクの程. 米国における代表的な格付け機関として，スタンダード・アンド・プアーズ (Standard and Poor,s; S & P), ムーディーズ (Moody,S), およびフィッチ (Fitch Investors Service) の 3 社がよく知られているが，一般に，前二者が二大格付け機関と呼ばれている。 S & P は 1941 年にスタンダード社 (Standard Statistics Company) とプアーズ出版社 (Poor,s Publishing. ことがあ. ヰ. Company). の合併によって誕生した会社であり，現在はマグロウヒル社の 100% 子会社となっている。その債券格付け業務は， S&P の前身であるスタンダード社がⅠ 923 年より開始していたものであり， 60 年以上の歴史を有している。ムーディーズは，格付け機関としては最も歴史が古く， 1909 午に J. Moody が鉄道億の. ヰ. 度を細分化して示すために別の記号を付加するたとえば， S&P. [第 3. 詞. =.大格付け機関の格付け分類. M. を含. Ⅲ. A. A. n,. Baa Ba B Caa Ca C. BBB. ⅠⅡⅡ. るといわれる。その他にも，. ンド・フ，ルプス. り. ジブルであ. シカゴのダフ. ・. Ⅸ. ア. (Du は and Phelps) に代表. [第 4 詞. されるような幾つかの新興の格付け機関が現れてきているが，これらは，主として機関投資家. を顧客として債券投資に関する独自のリスク分析をおこなっている。ともあれ，以下の考察では，格付け実践における先進国である米国の実態をみるときには，. S&P. とムーディーズの二. 大格付け機関の格付けな想定することにしょ. S@ &@ P. AAA AA. V 下 Ⅱ Ⅶ. る。フィッチもⅠ923 午から格付けな実施して. 。。dy,,. Aaa Aa. I Ⅱ. めて 25,000 銘柄以上の格付けなおこなっていいるが，今日ではその存在はネバ. の場合にほ一つ. の分類内の平均以上あるいは平均以下であることを示すためにプラス (+) あるいはマイナス ( 一 ) を付加している。 [第 3 表 ] に示された格付げのうち，上位 A つのカテゴリー (Aaa ∼ Baa, あるいは AAA ∼ BBB) は，通常，投資適格債 (investment grade) と呼ばれ，商業銀行が債券ポートフォリオを組むときにはこのカテゴリ一に属する銘柄の債券であることが安永されている。換言すれば，これらのヵテゴリ一に属さ. 格付けなおこなったのがその始まりである。今. 日でほ，社債と地方債 (municipal bond). る0. B ccc. cc C. 付しす. 格付け別デフォールト発生率 1900 ∼ 1943 年 I. 鉄道債公益事業債. BB. Ⅲ. Ⅱ. 14.5 18.6 41.0 36.6 70 メ 0.0 0.3 5.0 14.4 34.4. 一般事業債. 0.4. 3.2. 総. 5,9. 6.0 13.4. 平. ( 出所. 均コ. Ⅳ V 一Ⅸ. Hickman. 8.8 18.5 32.7 19.1 42.4. [l4], p.158. 格な. 乃 9 ・. 34.3. 30.3 28.6.

(12) 34@ 054). 横浜経営研究. ない銘柄は投資対象として投機的. 第V 巻. (,p 。。uIative. 4 表 ] のような分類を示し，少なくとも戦前期. にすぎるため，銀行のょ 5 に安定的な資産運用を期待される機関投資家には不適格であると解されているわけである。既に述べた通り，格付けの基本目的は社債の. 間においてほ上位の格付けな受けている社債ほどデフォールトの発生率が小さくなることを経験的に明らかにしている. もし，このような事. 債格付けは現実の投資家社会に対して極めて大きな意味を持っといえるであろう。現代財務理論の成果にょれば，危険回避的な投資家の態度を想定するかぎりにおいて，資本市場における証券のリスクとリターンとの間に. 文字記号によって投資家社会に提供することに ( 継続事. 業体 ) としての企業を想定する限りにおいて，その企業が発行する確定利付債券は，その元利支払に関してリスクを負わないと考えてしかる. はポジティブなトレード・オフ. べきである。しかるに，倒産 (bank,uptcy) ないしは技術的な意味での支払不能 (insoIvency) という事態の発生にの双方を指してデフォールトと定義する ) を許容すれば，本来は確定利付きと考えられる社債であっても無リスク証券 (risk-freesecurity) として扱ことはできな. 関係が成立しな. ければならない 0 では，社債のリスクとリター. ンの間にもそのようなトレード・オフ. 関係が現. 実に成立しているであろうか。 [第 6 団には，ムーディーズの格付けな対象にした格付け別の社債利回りの推移が示されている。縦軸の利回り水準は下方ほど大きくなっていることに. う. い。 Ⅲ ckman. 0. 態が現在においても一般に妥当するならば，社. デフォールト・リスクを測定し，その人ぎさをある。本来，ゴーイング・コンサーン. 第 2 号 (1984). [14] によれば，米国では 1900 一. 注意. 1943 年の期間において，社債格付けとデフォー. されたい。この図からも明らかなように，格付けの低い社債ほど高い利回りがつくよさに価格. ルト発生との間には相関関係があることが明ら. 形成がおこなわれていることがわかる。. ckman かにされている。其体的には，℡. 注意すべきは，そのょうな関係も単に異なる格. は [第. ただ，. GS. AT. IN. R. BY. S D L. Yl. 仁Ⅰ. D N. O B. LLL A. D八了一 S U D. IN. 9. ｜. O. ｜. ( 出所. コ. Moody,s Bond [第. Record, January l980. より転載。. 6図. ムーディーズの格付け加利回りの推移.

(13) 社債格付けの研究 (青山. 付けな受けた社債間での相対的なものでしかない，ということである。というのも，この図における利回り水準の変動態様が示唆するよう. に，その絶対的水準は時間の経過とともにかなり大きく変動するからである。. 護). (155) 35. が社債の流通市場における投資リスク情報を提供することを企図して実施している格付けである。日債研が使券の格付け業務に着手したのは 1975 年のことであ ( 当時ほ日廣研の前身であり. る. 日本経済新聞社の公社技研究会がその主体で. あった ), 1977 午から転換社僚， 1980 年秋から. 2.. わが国における社債格付け現在，わが国において「格付け」と呼ばれる. ものには以下に指摘する二つがある。. その第一は，いわゆる起債会 ( 社債の受託銀行 35 行と引受証券会社 7 社および地方銀行協会から構成される ) による「公募事業俺の格付け基準」にしたがった格付けであり，社億の発行市場における発行条件を設定することを企図しだものである。その内容は [第 4 表 ] に示されている。現行の起債合格付けの方式は 1977 年 4. 月. は普通社債の試験的格付けを公褒するに至っている。これらの格付けは，口木経済新聞紙上あるいは日億所のニ，一ズレタ一である「日経公社債情報」に公表され・ており. ，投資信託などの. 機関投資家をはじめとするわが国の投資家社会の中で相応の評価を得つつあるよ. う. に思われ. る。とりわけ，転換社倹の略付げについては，. 起債会基準のような発行条件設定のための基準が存在しないこともあって， 1982 年度より引受証券会社が日俺所格付けな参考データとして利用するまでになっている。日廿研の格付け手続きは，日廣研 [44] などに説明されているが，いわゆる起債合格付けとはその日的とするところ. から実施されているが，その起源は戦後復興時の日銀適格社債担保制度にまで遡りるものであり，市場自由化の声が高まりつつある今日，多ぐの論者によって，その前近代的な非合理性. が基本的に相違している。そこでは，単に財務. およびそれから派生する諸問題が指摘されてい. 指標のみを判断材料とせず，財務指標の分析は. る (㊥。. もとより，発行会社の経営者とのミーティンバ. ぅ. ともあれ，現行の起債会の基準によれ. ば，まず [第. 5. 表 -(a)] のような適億基準によっ. 等を通じて，将来計画の吟味，産業内の位置 7 ，つ. て社債公募資格の有無が審査され，適格と認められた企業にほ [第 5 表 -(b)] のような格付基準. げなど，種々の定性的要因をも踏まえた. が適用されるわけである。この略行基準にょれ. tee) と呼ばれる複数のアナ。プ、から成る合議. A), A ( シ. によって格付けが決定される。その格付け分類は，米国におけるS&P か。、しムーディーズの. ば，格付けが高い順に AA ングル A),. BBO. ( ダブル. ダブル B),. の 4 段階に分げられるが，. B( シングル B). この表からも明らか. ぅ. え. で，最終的には格付け委員会 ( ating com 血 t「. ト. それに準じだものであり， AAA(. 。リプル A). なように，その決め手になっているのは殆ど純. から CCCC. 資産額のみであるといっても過言ではな L.、。ま. ている。同一分類内でのりヌ、ク程度を細分化す. た，これら 4 段階の格付げによって相違する発. るためにプラス W 十 ) ないしほマイナス ( づの f$:. 行条件というのは，各格付け間におけるわずか. 号が付加されることがあるのぱ S&P. Q.1% の応募者利回りの差でしかない。ここで. 同様である。. は紙幅の制約もあり，また起債合格付けの問題点を論ずることは本稿の企図するところとは些. あるかを知る目安として， [第 7 図 ] をみてみよう 0 この図でほ転換社條の格付け別の平均流通. か論点が外れるため，この問題についてほ稿をあらためて論ずることにしたい。. 利回りの推移が示されているが，幾っかの例外. わが国ナこおげる格付け実践の第二は，現在，. 日本公社債研究所. ( 以下，. 日廣研と略称する. ). トリプル C) までの 9 段階に分かれ. 期間を除いて，. 口. のそれ・と. 億所格付けがどの程度合理的で. リスク・リターンの相対的関係. は概ね整合的であることがわかる。なお， AA 格の時系列推移が他の推移に比べて変動的であ.

(14) 36@ (156). 横浜経営研究 [第 5 表 ]. 第 2 号 (1984). 第V 巻. 公募卒業億の発行基準. (a) 適債基準 ( 既往銘柄コ. 資. 基. 9. 質純. 白. 準. 産. 1.2 倍以上. 100 億円以上. 一女コイ｜. 1.1. コ 5. 60 億円以上. 10% 以上. 5% 以上. 直前期 8% 以上. 12% 以上. ( 新顔銘柄コ. 質. 墓. 9. 産. 準. "" "一配. ・カバレッジインタレスト一. 勺 G. 基. 直近 3. @. てサ白" ワ. 期連続 10% 以上. 1 倍以.5. 一以 %上. 1.2 倍以上. 七. % 以上. 当. 直近続騰期 3連. 6. 以 @7 上%. 上. 倍 -以 0 2. 60 億円以上. 15% 以上. 一以正軽 02. 1.5倍以上。. 100 億円以上. １１. 資. ・・. 純. 白. ( 商社特例コ. 質純. 資. 準. 産. 純資産倍率. (b) 格付基準. 格. 質糸. ，屯. ㌍で. 基. 的. 準. 産. ェ， 100 億円以上. 550 億円以上. 15% 以上. 1.2. 上. 以上. 倍以上. ヰ Ⅰ. 6% 一以 % 一上 7. ". 一 -以上一2. 60 億円以上. 倍 0以上. B. 一Z. 100 億円以上. 1.5倍以上. 0%.

(15) 社債格付けの研究. 藤). (古山. (157)@ 37. %. RBB 格. 9 8 7/ 6. コ 4. 一一，Ⅰ 53/1. 55/1. 54/1 [第 7. 57,り. 56/1. 図格付け. るのは，冬期におけるサソプル数が少なく. 別平均流通」. ∼. CCC. ，若. の利回りについ. IV. 1.. ては時系列を辿れるほどサンプル数が完備してう. 社債格付けモデルの開発. 従来の研究成果と問題点こ牙T. までのところ，社霞格付けの実際自りな手. 続きについてほ詳しく言及する機会がなかった. いないため，ここでは図示されていない，. 上述したところから明らかなよ. 月. 利回りの推移. 千の特異データに影響されているためであると思われる 0 また， BB. 59/1. 58,,1. に，今日わ. が，社債発行企業の財務指標分析に代表される. が国で実践されている二つの格付け，すなわち起債合格付けと日鮭所格付けとは，その目的と. ような定量的要因の分析と，経営者とのインタビ，一や業界動向などの定性的要因の分析とい. 内容を全く異にしている。社債格付けの本来の. 二つの基礎として，格付け委員会が最終的に総合的判断を下す，というのがその一般的な手. 日的が，投資家社会に対するデフォールト. ・. リ. ぅ. スクの測定と伝達にあるとすれば，前者の起億合格付けは，その目的を全く不十分な形でしか. 続きであるといってよかろう。それぞれの話要. 速成しえていない。. 適廣基準と格付基準の双方ともに，そこで要求. 断に至るのか，ほついては，各格付け機関にょって微妙に相違しているのが実・浦であり，同一. している財務指標水準がデフォールト. 銘柄であってもその格・付け結果は必ずしも同じ. [第. 5 表 ] に示されたよ. 5. な. リヌ、ク. 因がどのよう ;こウェーイト付げされて最終的な判. を測定するりえで合理的であるという何等の根. ではない。このょうな事態を指してしばしば. 拠もなければ，そのリスク情報を投資家社会に. " 格付け割れ. 開示する伝達媒体さえ持ちあわせていな。。少. れるが，この " 格付け割れ " の存在こそ，格什. なくとも，現在のわが国において米国流の投資. げが格付け機関の主観的評価の産物に他ならな. 宏保護を旨としたデフォールト. いことをよく物語るものはあ. 'づ". 三. 達成するとし、ぅ見地から. 日冊研の格付けのみがその基本精神に沿っ. た格付け実践であると考えてさしっかえなかろ. に，米国の場合にほ，. S&P. るまい。ちなみとムーディーズの. 格付げに関して，前者では将来の成長力の主観. 的な評価に力点を置き，後者では伝統的な財務指標を重視した保守的な. 格寸ナ方法が採用され・. と伝達という目的を. ・リスクの測定. (sp℡、ratings)" という表現がなさ.

(16) 38@ (158). 横浜経営研究. 第V 巻. 第 2 号 (1984). ムーディーズの格付け. スダンダード・アンド・フ。アース・. %. 24.6 24.2 24.2 %@ %@ %. 25.1. 15 よ. %. 11.8 %. 0． 4%0. I1I. Ⅳ. の格付け. Y げ主. W. W. Ⅶ. 9.0. 2.5%. 9.5 %. 0 ． 9%0 %. Ⅸ. IV. Ⅲ. 7.8 %. W. V. Ⅶ. Ⅷ. Ⅸ. ) Moody,sと S&P では格付け分類が相違するが、同一の規準で計測するために Aaa ないし AAA を区点とし、 C を l 点とするよう規準化してある。すなねち、 Ⅵのところが中間的な格付けの Baa または RBB となっている。. 悌8 図. 米国こ大格付け機関の格付け. ているという受け収められ方をしている。この点に関して Horrigan[16] ほ，ムーディーズは S&P よりも幾分低目の格付けなおこなってし. 量モデルの開発を企図した研究に対する反論と. ることを明らかにしたとえば， Moody,s. L at. rat-. mng= 1.03+ 0.83 S& P rating という関係のあることを報告している 0 なお Horrig ㎝ [16] にしたがって，ムーディーズと S&P の格付け分布図を作成してみると. [第 8. 団のようにな. してなされてきたわげである。. 統計的手法を用いた格付けモデルの研究例と・. ， Horriga. Ⅰ. 16] ， West@[28]. ， Pogue@ and. 助 ldofsky[22],Pinches and Mingo[20],[21], および Kaplan and Urwitz [18] などがよく知られている。それらの研究成果は，既に Altman 乙. ㎡・ [3]. や Lev[19],. あるいは清水 [37] など. る。. でレビューされており，. S&P やムーディーズのような格付け機関のアナリスト達は，折あるごとに格付けが定量的. ただ，その殆どのモデルは重回帰分析，判別分. 析などの多変量解析 (multivariateanaIysis)の. 要因と定性的要因の双方を判断材料とした総合. 手法を適用したものであり，典型的にほ，拷を. 的評価の産物であり，ある一定の評価式 (formu-. 従属変数. la) によって説明しうるようなものでほないこ. 立変数. とを強調する。、。 '。それにもかかわらず，機関. @@@(1) という関数関係を前提にして，その線型近似で. 投資家あるいは証券アナリストなどのように社債市場の動向と密接な関わりを有する一部の人間にとって，社債発行企業の自己資本比率や利益変動性，規模などの幾っかの主要指標をみるだけでその格付けなかなりの確度で予想できる. ( 格付け ). ここでは詳論しない。. とし，拓，る ‥‥ ， Ⅹ" を独. ( 財務指標など ). z= ア ②㍉メ㌧，. として，・‥・， xD. ある z. 二ロ， Ⅹ，十地Ⅹ ，十‥‥十の x". . ‥ (め. 実際のと. 次式を想定することによって，その関数がどの程度合理的に現実の社債格付けな説明することができるかを考察するものであった。. ころ，米国では1960 年代中葉以降，何人かの研. 米国における財務論の代表的テキストの一つで. 究者がムーディーズや S&P. ある Sharpe[24] に. ということもしばし @ いわれている. 0. の格付けを対象に. という 1. ょれば，それらの計量的社. 統計的手法を用いて，それらの格付けな計量的に跡付ける ( eplicate) ことができることを主張. 債格付けの研究成果を要約すると， ( いレバレッジ ( 総資産に対する負債 ), ( 五 ) 過去の利益変. してきている。上述したような格付け機関のァナリスト達の主張の大半は，まさにこれらの計. 劣後条件の有無，という 5 つが計量モデルにお. 「. 動性，. (Ⅲ ). 企業規模， (iv)収益性，および(v).

(17) 社債格付けの研究. (青山. 護). (159)@39. げる独立変数として有効であることが指摘され. 説明するモデルにこのような変数が含まれてい. ている。. るという事実は次のようなことを意味するもの. 日本の場合にも，すでに日本経済新聞社目2] あるいは奥野・山田 [35hにおいて計量的格付けモデルの研究成果が発表されている。奥野・ m 田 [35Ⅱ ま日経 [42]の成果をそのまま再現したも. と解しぅる。資本市場において成立すべ. のであり，その基本的な方法は Hnch. and. き社債. のリスクーリターンの関係を所与とすれば，梧竹げによって社債のりヌ、クを評価するということは，とりもなおさずリターンすなわち市場に. 選択の手続ぎを経て，最終的には以下のような. おける社債の価格形成の在り方までをも規定することに等しい。しかるに， (3)式によれば，社債市場における価格形成については，単に伝統的な財務分析指標のみならず株式市場における価格指標が有意な情報内容をもっていること. 判別関数が推定されているは " 。. を示唆している。. ㏄. Mingo[20] にしたがっている。そこでは，主成分分析および格付けの実務的観点から重視されると考えられる変数のリストアップによる変数. 2==1.052. 一 0.37K5. 一 1.68A8. +0.37N23+2.50K10 ただし， S 2. K5. ‥・ (3). 社債格付けモデルの説明変数. に市場データが採用されたからといって，. その. ことが直ちに伝統的な財務分析指標. デ一. ( 会計. :. 企業利潤率. タ ) の有用性を否定することにはならないが. :. 企業利潤絶対額の 10 年間変動. 少なくとも社億の価格形成を予測ないし説明す. 係数. る. 長期負債構成上ヒ率. ぅ. ，. えで会計データ以上に有意な非会計データ. A8 N23. :. 売上高 3 年間伸び率. が存在することがここで明らかになってくる。奥野・山田 [35]ないしは日経 [42]では K10 を市. Kl0. :. 株式時価総額. 場データとしてより企業規模を示す指標として. ( 自然対数 ). 扱っているが. ，純粋に企業規模というだげなら. この推定に用いられた企業財務データは，昭和. 。時価，による必要はなく，資産総額や資本総額. 51年. などの。簿価，で十分な情報内容をもち. 3. 月期を最新決算時点としている。そこで. う. るであ. 次のような疑問が生じてくる。第 Ⅱ節で明らか. ろ. にしたようなわが国企業の財務政策の変化が生じた現在においても，なおかつ (3)式のような判別関数が合理的に社債格付けな説明しるであろうか。直観的には，少なくとも (3)式で採用されている S 2 ∼ Klo の係数の相対的ウェイトはかなり変化しているであろうし，場合によっては S 2 ∼ Kl0 という変数の組合わせは現行の格付けな説明するえで不適切な組合わせに. として採用されたということは，市場における投資家の企業評価が社債裕行げに関しても少な. ぅ. ぅ. なっているのではないか，. という疑問が生じて. くる。この変数の組合わせについては，仝少し詳しくコメントしておきたい。 (3)式の右辺に採用されている Kl0 以外の変数はすべて現行の会計制度の下で産出される財務指標を加工して得られるものであるのに対し， Klo は株価という資本市場における投資家の企業評価を反映した指標である点に注目されたい。社債格付けな. う. 。にもかかわらず，株式時価が有意な変数. からぬ説明力を有していることを物語っている。近時の米国における. SchWend. ㎞ an. and. Pinches[23]や Kaplan and Ur 而 tz[18] などの研究によれば，株式市場におけるシステマティック・リスク (systematic risk)ないし. ぢ. 係数が. 社債梧竹げに対しても大きな説明力を有することが実証的に明らかにされている。ともあれ， (3)式のような変数の組合わせは少なからぬ問題点を残していることに留意しておぎたい。 (3)式の判別関数については，いまひとっ別の間題点が包蔵されている。それは， (3)式が社債格付けな対象にした判別関数でありながら，その推定のために用いられた判別データは. 実際の格付げにもとづいたものではなかった. と.

(18) 40. (Ⅰ 60). 横浜経営研究. 第V 巻. 点である。昭和 51 年当時には，日債研がその格付けな開始していなかったこともあり，現実の格付けデータを人手することは不可能であい 5. (1984). 第 2 号. 論を進めることにしょう。先験的に 2 つのグループに分げられている m. った。そのため，そこで採用された判別データ. 次元の多変量データがあり，それらは分散兵分散行列の等しい多変量正規母集団， N(Jp 。 ", ㊧，. は，アナリスト達へのアンケートを集計して分. M( が 2),ヌ) から抽出されたものとする。ただ. 類されたものにすぎなかった。その. ょう. な意味. で， (3)式の判別関数は，現実の格付け機関の格付ける " 跡付ける ( eplicatre)" ことを企図「. した社債格付けモデルというよりは. ，. し，が㈲. あ. = (が 1" ), が 2(i) 毛. Ⅹ =0%,. (i 二 1,2). @) 、). }・. で. 蒐，・‥・， X@m). 仏とするとであらわす。 2 つの母集団をⅡ，，きⅩが第 i 母集団から抽出された場合の確率密度関数は， 1/2. m. 方. ⅠⅠ ね. ︶. 一などの「格付け」プロセスは殆ど意味をもたなくなるからである。少なくとも， (3)式の格付けモデルはその判別データの質という点にお. ︵2. ，. 一一. Ⅹ. ︶. ︵. れば，財務指標の分析や経営者とのインタビ. @・,,. 変数で与えられるから，これを m 次元ベクトル. ム. 達の主観を前提にした一種の企業評価関数として考える方が適切であろう。何故なら，アナリスト達の主観的分類が実際の格付けと一致するという保証はないし，かりに一致するのであ. .. る。任意に与えられた観測値データは m 個の. アナリス. ト. ・・・. Xexp. '. （. （. いて，米国で旺盛に繰返されてきた計量モデル. Ⅹ 一が。。. '). Ⅰ●●Ⅰ. (4). ｜. とほ相違しており，実際の格付けな跡付けることを企図したモデルとは似て非なるものである. で与えられる。ここでⅩがⅡ，から抽出され. ことを断っておきたい。. を砂とするとⅩの判別に対しては [第 9 図 ] に. る先験確率を中，打 2 から抽出される先験確率示されるよ. 2.. に，. う. 判別関数の推定 I. @ノ。 @. フ. ク. Ⅰ 0. @１１１月. X. f エ. ラ. @. タ. I. フエ. @. フ. タ. anaIysis) と. は，先験的に幾つかのグループに分げられている多変量データがあ. Ⅱ. (discri㎞ nant. フ. cu. 別分析の方法論について簡単にレビューしておこ <? (,2),@ 、 n 判別分析. レ. ク. 上述したような問題点を克服することを企図して，以下では日債研の格付ける計量的に跡付けることを直接的な目的とした判別関数の推定を実行する。 (i) 判別分析の方法具体的に判別関数の推定作業に入る前に，判. [第 9. 図. 誤判別の確率. るとき，任意に与えられた. 標本がいずれのグループに属するかを決定する. 際に，誤って判別する危険率を最小にするように判別する手法であり，分散分析 (analysis of variance; ANOVA) の拡張として発展してきた手法である。以下で実行する判別分析が 2 つ. のグループを前提にしたものであることから，ここでは 2 群の場合の判別のみに的を絞って議. (. け Ⅱ、からの抽出であるにもかかわらず，Ⅱ，. からの抽出であると判断する. ( タイプ 1. エラ. 一). ㎝ ) Ⅱ，からの抽出であるにもかかわらず，Ⅱ，からの抽出であると判断する. ( タイプⅡ. ェラ. づという二つの誤りをおかす危険性があり， 9,,.

(19) 社債格付けの研究 (青山 9,, ゲ，ぷ，が既知であるとすれば，ⅩがⅡ、ある. この式の右辺第 1 項を. いはⅣ，からの抽出であるという条件付き確率︶5O ︵. Ⅹ. ︵. ︶. Ⅰ 1モ (( Ⅹ 十Ⅰ. / ，、ワ. 一一. Ⅱ、. Ⅹ. ︶. ︵. 戸. ︶6. Ⅹ. ︶. ︵. Ⅹ ( ) 十. オ. ヴ. 一一. Ⅱ2. Ⅹ. ︶. ︵. タ. 刀研ん鐸. めくノヴヴ. は. (161) 41. 護). 老 U Ⅹ ) 二 ⅩⅠ -'( 『㈲一が。 'り. とおくとき，この (9)式が判別関数 (discrimi-. function) と呼ばれるものに他ならない。. nant. ここに. z. は判別値 (discri㎡ nant. ベクトルノー '( 戸㈲. score) であり，一が ") は判別係数 (discr ㎞ i-. nant coe 伍 cients) と呼ばれる。. とあられされる。そこで (5), (6)式を比較して，両成の右辺の分母は同一であり，かっ，中，. ヴ，，. 2 群の場合の判別分析の概要は以上の通りであるが，さらに以下の分析にお L.、て有用な若干の統計的諸概俳についてコメントしておく。. 力，力のすべてが正であることから，. れまでのところ，母集団" ラメタ一ね。",. ヮポ、UⅩ ) 矛ヮポ，a Ⅹ ). こかは. ',. 囲は既知であると仮定してぎた。しかるに実. であればⅩはⅡ ，に属し，逆の不等号が成立. 際にほそのょうなケースは稀であり，より現実. すればⅩはⅡ 2. に属すると判別することにな. 的には，第 1 グルーブの標本数を N,, 第 2 グ. る。いま犬皮比 (likel法 ood ratio)を次のように. ループのそれを N, とすると，せいぜいNl, ハ。. 展開してみる。. が既知であるにすぎない。ここにⅩ。" および Ⅹ㈹をそれぞれ第 1 グルーブ，第2 グルーブか. 92%2( 1/1( Ⅹ ) = (2@2， D-1 ， 2‘xp [ Ⅹ. （. らの観測値ベクトルとする。このとぎ平均ベク. ⅠⅠ. ヴ. トルの標本推定値は，それぞれ. 。. み " コ又. ｜. " 刀'. が. Ⅹ. フ. "y,方 "'(Ⅹ一が。"). 一てⅩ U Ⅹ 一が。. "),方 "'(Ⅹ一が。")]. 一. が. 一. N=N. 、十 N, とす. ると，. 刀二 8= ，、方，二 - (X，.。 ". 一ヨ甲. ｜. 。 1,). 『㈹十が。l,y, ノー， (『㈲. 一一り (. ）. ・. 方の標木推定値は，. り. キ. 一が. 上つ Ⅰ. ・. U 。 2,ニヌ，。 2,=二 -lXX，.。，，八 ", であ. 一が。. "= ，二-l "JNlⅩⅡ ，. 。， ))]. "),( Ⅹ・。，、 )-又。 "). "(Ⅹ・。J"--ア。 ")'( Ⅹ・。"-- 。 "). 入2. ツー Ⅰ ム Ⅰ工・. ノ. でて. 戸お. Ⅰー@ Ⅰ レ. 0，︶，数. る︵. と定. 変. 丸形. い比るし度す. 等. はの. ヴこを. で与えられる。これは通常. ヨす. " 鮮肉. ｜. (within.. 穿 oups)" 分散失分散行列と呼ばれる。ところで，二. 0ア。 " 一方。"y,,",a ヌ。 " 一文。"). @ ・. 戸. ︵. ， 1 ， J) 1). が十. が. 一2. ︵. Ⅰ. ︶. り. ﹂. Ⅹ. 一一. が. ︶8 ︵. 万一. Z@. が自由度 (,7,,ハ，1% 八%. 用すれば，. 一. %. 一ひに従. う. ことを利.

(20) 42@ (162). 第V 巻. 横浜経営研究 (N 、 +N2 一 % 一 l)N,N2 旭はVl 十八の UV,H ⅠN, 一 2). 第 2 号 (1984). という統計量を用いることによって 2 群の平均値の差が検定できる。ここに D, はマハラノビ. 個の指標である。これらは日経 NEEDS 企業財務データ・ファイル (1983年 3 月期を最新決算期とする ) より作成されたものであり， Hnches and Mingo[20] や日経 [42] などの研究成果を前提にして選定されたものである。これら財務デ. スの汎距離 (Mahalanobis,generalizeddistance). 一タのうち，規模指標Z l ∼ Z 4 および Z 9 ほ. と呼ばれるものであり，概念的には2 つの母集団の確率分布曲面においてその勾配を考慮に入れた重心間の距離であると理解される。このとき，. 絶対額による指標であり，このような指標の分. Fn,.@Ⅳ1+Ⅳ，一 m 一二丁. ●●●●. 丁0. ・. エフ. ( Ⅰ 1). : が。 1) 二が。2). Ⅰ. 布は，通常マイナスの値をとらないこともあ. っ. て，右に歪んでいる。これらの指標に自然対数. 変換を施すことによって，分布の歪みを修正する方が統計的には有意な結果が得られることは Foster[l2], Lev [l9] などで指摘されている通. という仮説の下で検定をおこない， HO0 が棄却. りである。ここでも，規模指標のうちZ. されれば平均値に有意差が認められることにな. 4 および Z 9 ほ無視することとし，. る。一般に l@,( したがって， F 値 ) が大きくな. および Z. ればなるほど，それだけ誤判別の確率も小さく. みを用いることにする。かくして，最終的に判. なる。マハラノビス距離 1)2 が (10)式のように. 別分析の対象 pこなる変数は [第 2 表 ] に掲げられ. 与えられるとき，判別関数の評価をおこな. た 49 個の指標から 5 つを除いた 44 個の指標に確. う. た. 9. Z 5. l ∼ ∼. Z. Z 8. のような対数変換が施された指標の. 表 ] にはこれら 44 個について，. 定される。 [第. グの T,(HotelIing,sT2) と呼ばれる. 優良企業グループ. 6. (46社 ) と不良企業バループおよび全標木 (92社 ) の平均および標準. フエ. T. Ⅰ●ⅠⅠ. ( Ⅰ 2). (46社 ) 偏差が示されている。. れぶ@よ・. と. 呼. ︶. d b. am. L. Iks. Wi. ソ. ︵. の. ス. ノン. ク. イウ. やる. N， , Ⅳ 十、 N2 Ⅳ. めの検定統計量として， D2 の他に，ホテリン. Ⅱ %. Ⅰ 上. ︶3. ︵. 2 Ⅰ. 一Ⅳ. 2. ，Ⅳ 十、. Ⅳ 十. T. M 2 十. 一一. ノ. などがあるが，これらはいずれもぴから求め. られるものであり，その本質に大差はない。 (ii) 標本データと推定結果今回の判別関数の推定に用いられた判別データは 1983 年 10 月末における日債所格付け全 304 社のうち， AAA ∼ A 十に属する優良企業 46 社と BBB. 一∼. CCC. に属する不良企業 46 社であ. 9.4%. 8.1%. 2.2%. 1.3%0. CCC@. B@. BB@. 悌 10 図. BBB@. A@. 9.1%. AA@ AAA. 日億研の格付け分布. る。、，) 。なお，この時点での日億所格付けの分布を示せは [第 10 図 ] のごとくである。米国機関. さて，これら 44 個の指標から幾っかの変数を. の格付げに比べて分布の両スソが小さくなって. 選択して，判別関数の具体的な形を決定しなければならないが，ここでは， Pinches ㎝ dMingo. いる点と分布の重心がやや右側に位置している. 点が特徴である。また，変数の候補としてリスト・ア，プされたのほ [第 2 表 ] に掲げられた 49. [20]や日経 [42]あるいは奥野・山田 [35[等の成果を意識して，. 5 個の独立変数から成る判別関.

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(22) 44 ( 64). 横浜経営研究. Ⅰ. 第V 巻. 第. 2. 号 (1984). ために，ステ，プフィズ法による判別分析を実. で開発された BMD (momedical Computer Program) の中に含まれている Bh D ヰ 4M (Discriminant@ Analysis@ for@ Tow@ Groups)@ b. 施する " 。，。 [第 7 表 ] には，これら 44 指標につ. 呼ばれるプロバラム・パッケージであ. 数を推定することにする。まず，これら 44 変数の統計的有意性の優劣に関する感触を得ておく. いてのタイルクスのェ. ノ. およびダ恒. 在. ( 自由度. ， 0.90) が示されている。また [第 8 表 ] には，ス. [第 7. 詞. 個別指標の有意性. 変数. ウィルクスのノ -- 一 -. 基準は㍗二 1.0. S@ 1. とおいて， F 値が F 。を超える限り，独立変数. S@ 3. として判別関数に採用し， f@。を下回ると判別. S@ 4. 0.7641 0.7395 0.8612 0.5899 0.6532 0.9061. テップフィズによる判別を実施した結果が示されている。ここでの変数選択の. 分析から排除されるという手続きの繰返しによって，合計 21 ステップ迄の計算結果が示されて. いる 0 [第 7 表 ] から明らかなように，テ. ". プまでに成長性指標. この 21 ス. (N Ⅰ∼ N6). は全く. S@ 2. S@ 5 S@ 6. り，ここでは，上で実施したステ，プフィズに. よる判別結果を考慮に入れると同時に，従来より社債格付げにおいて重視すべきであると考えられている指標を組合わせることによって，合計 48 本の判別関数を推定した。そのうち，係数の正負の意味によって，く. 現実的でないケース. 自己資本比率や利益率の係数がマイナスであ. ったり，利益変動性や長期負債構成比率の. 係数. がプラス。こ推定されているケース ) を除外し，. 暫定的に. 9. ケースを候補として残すことにし. た。この推定結果を一覧表の形で表示したのが Ⅰ第 9. 表 ] である。なお，この表の最上段に示さ. れているオリジナル・ケースというのは. ，. 日経. [42]ないし奥野・山田 [35] で推定された判別関数において採用された変数の組合わせに対して， 1983 年 3 月期を最新決算期とするデータを用いて推定したものに他ならない。なお，ここで判別関数推定のために用いられたのは UCLA. 27.7894 31.7018 4,5107 62.5678 47.7929 9.3243 Ⅰ. 0. 8777. 12.5459. 34.3741 26.2654 41.0893 27.3507 34.3169 6,0246 17.4994 19.@6346 16.7506 9,6096 21.@4662 26.3821 25.0960 33.@4879 34.3898 36.3270 15.4912 10.3467. S@ 9. N. N4 N5. 推定し，その有意佳を確認することは困難であ. 佑一. 0.7236 0.7741 0. 6866 0.7669 0.7240 0. 9373 0. 8372 0. 8 ⑳ 9 0.843. RlD), 利益変動性 (V l ∼ V5) を示す財務指標も判別のための独立変数としてほそれほど有意でないことがわかる。 44 個の財務指標から 5 1,086,008 通りの組合わせが可能である。しかし，現実には，これだけの組合わせを網羅白gP こ. F. S@ 8. N2. 。。C 。二. ー. S@ 7. 排除されている。また，元利支払能力 (R l ∼. つの変数を組み合わせる方法としては，. る。. Ⅰ. N 3. N 6 R@ 1 R 2 R 3 R 4. Ⅰ. 0 ． 8211. Ⅰ. 0.8074 0.7733 0.7820 0.7230 0.7235 0.7124 0.8532 0. 8969 0. 9320 0.5901 0. 6839. 62.5160 41.5983. 3. 0. 6838. 41.6 ㏄ 7. 4. 0.8350 0.7943 0.7599 0. 9823. 17.7825 23.3120 28.@4352. F@ 8. 0. 7900. 23.9269. V I V 2. 0.7686 0.9568 0.8574 0.9918 0.9989 0. 3273 0.5864 0.5713 0.3 15 0.6074. 27.0903 4.0613 14.@9700. R5 R R R R. 6 7 8 9. RIO Rll F@ 1. F F F F F F. 2. 5 6 7. V3 V 4. V5 Z@ 5 Z@ 6. Z@ 7 Z 8. Z10. Ⅰ. 6.5641. 1.6175. 0 ． 7419 0 ． 1007. 184.9826 63.4891 67.5326 198,8960 58. 8 7 Ⅰ. Ⅰ.

(23) 社債格付けの研究 (青山 [第 8 表 ]. 順位. 2 8 F4. Oり. S 4. 45. 2 6 (売上高自然対数 ). 7( 8. S 8. F 2. 皿Ⅱ. (165)@ 45 判別. -@" 排除される変数. 2. 9. ステップワイズによる. i. ⅠⅠ. 護). R2. 変数採否の F一値 198.89 26.23. ( 自己資本自然対数 ). (流動比率 ) W使用総資本経常利益率 ). 6.9. 従業員工人あたり事業利益 ) ( 自己資本比率 A). 約. S-2. (企業利 ". 5 4. (使用総資本経常利益率 ). (CF Ⅰ有利子負債 ). Ⅰ4. 15. F7. (手許流動性比率 ). 16 7 27 (総資本自然対数 ) 8. Z5. (株式時価自然. 村蜘. Ⅰ. 0. 24 0.22. 0.2. 3.. 0 ． 19. Ⅰ. 4. Ⅰ. 0. 20. 2. 4f. 0 ． 185. 4.87. 0. 175. 0 ． 78. 0.. Ⅰ. 7ぼ. 0.82. 0 ． 178. 2.66. 0. 173. 5.73. 0.. 2. 13. 0. 158. 6.41. 0 ． 146. Ⅰ． 67. 0. 143 0. 136. 0.24 86. (売上高 l。 l 然対数，. 0.3. 4.73 5.98. 4.15. Z 6. Ⅰ. Ⅰ. Ⅰ. スウィルクーのノ. Ⅰ・. Ⅰ. 62. 0 ． 136 0. ・. 133. 19 20 配当性向変動係数 VR 55( B) ). 3.01. 0 126. 21. 2.35. 0.122. ェ. インカバ. 54. (使用総資本経常利率 ). (iii) 推定結果の評価われわれの次なる課題は [第. 9. 表 ] に掲げられ. ． 32. 0.. Ⅰ. 3Ⅰ. ・. 格付けという見地からは重視されるべき (5)元利支払能力を示す財務指標が，この変数選択の. た 9 ケースの中から，統計的有意性および現実. プロセスにおいてことごとく排除されているこ. の格付けプロセスとの整合性の双方を勘案する. とは注目に値する。. ことによって，最も合理的な説明力を有する判. 別関数を確定することである。その前に，第Ⅱ 節との関連において，. 9 ケースに辿りつくまで. に発見された収益性指標∼規模指標の. 各指標辞. の判別力に関する問題点を指摘しておこ. @. ノ行ノ. (D) ∼ (6) について，いま少し詳しくコメントしておくことにする。㎝ ) 収益性 f 旨震. オリジナル・ケースを参照. すれば明らかなように，企業利潤率(52). は旧. 来の組合わせの下ではマイナスの符号を示して. 財務指標群を ( ひ収益性， (2)成長性， (3)財務健全性， (4)利益変動性， (5)元利支払能力， (6)規模という 6 つのグループに分類した場合，. い組合わせの中でとりこまれている. 既にステップフィズ法による判別分析. は使用総資本経常利益率 (5 4) であり，企業利. 乞. ) 結果，. おり，われわれの直観的な判断と整合的な結果を示さなくなっている，統計的に有意水準の高. C2), (4), (5) に関する指標はそれほど有意で. 問率 (S 2),. ないことド判明して L. などがそれに %弱ヒいている。. ここでは，新たな事. 突として， 5 個の独立変数を組合わせる場合に. 収益性指標. 自己資本利払後事業利益率 CS 7). (2) 成長性指標. :. 5 つの変数を組合わせると. ほ (2), (5) のグループから有意な指標を選ぶこ. いう変数選択のプロセスでは売上高 3 年間伸び. とは困難であることが判明した。とりわけ社低. 率 CN2) が採用される。ただ [第 9] 表からも明.