2008-3
株主優待の導入が株価に与える影響
砂川 伸幸
鈴木 健嗣

株主優待の導入が株価に与える影響
砂川伸幸（イサガワノブユキ）

神戸大学大学院経営学研究科 教授〒657-8501 神戸市灘区六甲台町 2－1（TEL）078－803―6907（FAX）078－803―6977
e-mail：isagawa@kobe-u.ac.jp
鈴木健嗣（スズキ

カツシ）

東京理科大学経営学部

専任講師〒346-8512 埼玉県久喜市下清久 500
TEL: 0480-21-7637
e-mail: kasuzuki@ms.kuki.tus.ac.jp

要約本研究では，
1998 年から 2005 年の期間に株主優待を導入した 187 社をサンプルとして，
株主優待の導入が，株式の流動性や株価に与える影響を検証した。株主優待は小口株主に有利な制度である。株式優待を導入する企業の目的は，代表的な小口株主である個人投資家に自社をアピールすることであると考えられる。実証研究の結果，株主優待の導入を発表した企業の個人株主数は増加し，株式の流動性指標が向上していることが確認された。
また，株主優待の導入を発表した企業の株価は有意に上昇しており，株主数の増加や流動性の向上が株価に好影響を与えていることが分かった。本研究の結果は，株主優待の導入
により，個人投資家の注目度が高まり，株式流動性が向上した結果，株価が上昇するという仮説を支持している。

1

１． はじめに株主優待を導入する企業の数が増えている。1992 年に 250 社程度であった優待導入企業
数は，その後順調に増加し，2007 年 12 月末時点では 1,091 社（『日経会社情報』2007 年秋号）になっている。わが国上場企業の実に 1/4 の企業が，株主優待を行っている。このよ
うに，実務で広く普及しているにもかかわらず，株式優待に焦点を当てた学術的な研究は存在しない。本稿の目的は，株主優待の導入が株価に与える影響を分析することである。
株主優待とは，株主に対して，企業が物品あるいはサービスを進呈する制度である。株
主優待は，小口の株主を優遇することが多いため，個人投資家にとって魅力的な制度といえる。例えば，食品大手の味の素は，1,000 株以上を保有する株主に対して，保有株数に関わらず 3,000 円相当の自社製品を送るという株主優待を実施している（2007 年 9 月時点）。
1,000 株保有している株主も，2,000 株保有している株主も，3,000 円相当の商品を受け取る。収益率で考えると，1,000 株だけ保有している株主の方が高くなる。通常，株主優待は，小口株主にとって有利な内容になっている。日本経済新聞等に掲載されている記事を見ても，小口株主の代表である個人投資家にアピールする目的で，株主優待を導入している企業が多いといえる。
「株主に商品やサービスを提供する株主優待制度を導入している企業が 1,000 社に達したことが大和インベスターズ・リレーションズの調べで分かった。株主優待は個人投資家を呼び込む策
として企業が注目。金融機関との持ち合い解消の進展に伴い，1990 年代後半から導入が急増した」（日本経済新聞 2006 年 6 月 6 日付朝刊）。
「株主優待制度を拡充する企業が増えている。―（中略）―今後も個人株主獲得や長期安定保有を促す手段として，株主優待が注目されそうだ。
」（日経金融新聞 2007 年 3 月 13 日付）。

株主優待の導入が株価に与える影響について，いくつかの仮説が考えられる。まず，株主数と株主構成の変化を通じた株価への影響である。小口株主にとって魅力がある株主優待を導入することで，企業の株主数（とくに個人株主の数）は増加することが予想される。
株主数の増加によって株式の流動性が向上すれば，株価にポジティブな影響を与えるであろう。
相対的に優遇されない大株主の保有割合は低下するかもしれない。機関投資家に代表される大株主は，企業経営に対するコーポレート・ガバナンスの役割を担うことが期待される。株主優待の導入によって大株主の保有割合が低下すれば，コーポレート・ガバナンスやモニタリングの機能が劣化し，株価にネガティブな影響をもたらす可能性がある。株主優待の導入は，株主構成の変化を通じて，株価に相反する影響を与えると考えられる。どちらの影響が大きいかは実証的な問題である。
株主優待を配当の一種とみなせば，フリーキャッシュフロー仮説が適用できる。フリー

2

キャッシュフロー仮説は，投資機会の少ない成熟企業が，キャッシュを積極的に還元する
ことで，エージェンシー問題に対する資本市場の懸念を払拭するという考え方である。第 2
節でも述べるが，株主優待を導入した企業は，最終消費者に近い食品事業や小売事業を営んでいる業種に多い。ともに成熟業界といわれているため，フリーキャッシュフロー仮説の前提が妥当するかもしれない。
株主優待は，企業が株主に自社製品やサービスをアピールする機会でもある。株主に，自社製品やサービスが優れていることを知ってもらい，自社のファンになってもらう。同時に，口コミなどを通じて，自社製品やサービスについて良い噂が広まれば，株主優待は宣伝広告にもなる。これは現金配当にはない特徴である。
本稿では，1998 年から 2005 年の期間に株主優待の導入を発表した 187 社をサンプルとして，これらの諸仮説を検証する。主な結果は次の通りである。
第一に，株主優待の導入後に，株主総数と個人株主数が増加することを確認した。一方，
上位 10 位までの大口株主の持株比率は，株主優待導入後に若干低下しているものの，統計的に有意な結果ではない。株主優待の導入は，大株主の保有比率を大きく低下させることなく，小口株主の更なる分散化をもたらしている。
第二に，イベントスタディにより株価動向を調べたところ，株主優待の導入を発表した
企業の株価は上昇していることが分かった。株価の上昇率を被説明変数として行ったクロスセクション回帰分析の結果は，株主数の増加や流動性の向上が株価上昇に寄与していることを示している。株主優待の導入は，株式の流動性を高め，株価の上昇をもたらしたといえる。また，キャッシュフローが豊富で投資機会が少ない企業ほど，株主優待のアナウ
ンスメント効果が大きい。株式市場は，株主優待をフリーキャッシュフロー問題の緩和とみなしている可能性がある。株主優待が自社製品やサービスの宣伝広告を担っているという仮説を支持する実証結果は得られなかった。
本稿の構成は以下の通りである。第 2 節では，わが国企業の株主優待とその導入について説明する。第 3 節では，株主優待が株価に与える影響について，いくつかの仮説を提示する。第 4 節では，株主優待が株主数や流動性にどのような影響を与えたかを明らかにする。第 5 節は，株主優待が株価に与えるインパクトの検証結果を解説する。第 6 節は，本稿のまとめである。

２． わが国企業の株主優待
株主優待とは，一定の株数以上の株式を持っている株主に対して，企業が物品あるいはサービスを進呈する制度である。株主が受ける優待の権利は，保有株数に比例しないことが多い。
例えば，食品大手の味の素の株主優待は，次のようである。
「2001 年 3 月末より，毎年 3月 31 日現在の株主名簿 に記載されている株主様に対して，市価 3,000 円相当の当社商品

3

の詰め合わせセットを贈呈しております。発送は，年に一回，7 月を予定しております」（同社ホームページより）。同社の株式の売買単位は 1,000 株である（2007 年 9 月現在）。同社の株式を 1,000 株保有する株主と 10,000 株保有する株主は，どちらも 3,000 円相当の味の素製品を受取ることになる。投資収益率で比較すると，同社株式を 1,000 株保有する株主
は，10,000 株保有する株主の 10 倍のリターンを得ることになる。
東京ディズニーランドや東京ディズニーシーを運営しているオリエンタルランドの株主には，どちらかのパークで利用可能な 1DAY パスポートが進呈される。ただし，保有株数と進呈されるパスポートの枚数は比例していない。100 株保有する株主にはパスポートが 2枚進呈されるのに対し，3,000 株以上保有する株主には（それ以上何株保有しても）12 枚のパスポートしか進呈されない。株主優待に関する投資収益率は，同社の株式を 100 株だ
け保有する小口株主の方が高くなる。
このように，ほとんどの株主優待が，小口株主を優遇する内容になっている。小口株主の多くは，投資資金に制約がある個人投資家と考えられるため，株主優待は個人株主にとって魅力的な制度といえる1。
[図 1] は，株主優待を導入した企業数の推移（累積）である。株主優待を行っている企業の数は，1992 年には 251 社であった。以後，導入企業数は毎年増加し続け，2006 年には全上場企業の約 1/4 に相当する 1,018 社が株主優待を導入している。業種ごと（東証の産業分類）の株主優待導入企業を調べると，食品業界や小売業界では約 7 割の企業が株主優待を導入していることが分かる。いずれも最終消費者に近いところで，商品やサービスを製造・販売している業界である2。他方，鉄鋼業界や機械業界など最終消費者に直結しない業
界ではそれほど導入が進んでいない3。株主優待の導入については，業種間でバラツキのあることが分かる。
[図 1]を挿入
欧米企業も株主優待を導入しているが，その程度は国により異なっている。イギリスでは，2004 年時点で主要企業 350 社の 1/5 に相当する 76 社が株主優待を導入している。わが国と同様に，企業が株主優待に積極的であるといえよう。アメリカでは，株主優待を導入している企業は，マクドナルド，スターバックス，ウォルトディズニーなど少数である。

1

現金配当と同様に，株主優待にも記念優待と通常の優待とがある。記念優待は，その年限りの優待であり，通常の優待は（制度の変更がない限り）毎年繰り返される優待である。
本研究が対象とするのは，通常の優待である。
2 その他，導入企業の割合が多い業界は，証券・商品先物業界や空運・陸運業界であった。
3 最近では，次の記事が示すように，大手鉄鋼メーカーが株主優待を導入する傾向がある。
「鉄鋼大手が相次いで株主優待制度を導入する。（中略）世界的に鉄鋼業界は再編機運が高まっており，長期で安定的に株式を保有してくれる株主として個人投資家を取り込む狙いがある。」（日本経済新聞 2007 年 3 月 20 日付朝刊）。
4３． 株主優待と株価の反応に関する仮説
株主優待を導入した企業は，小口の株主が増えると考えられる。企業価値が 1,000，発行済み株式数が 10，大株主が 1 名，小口の株主が 6 名いる負債ゼロの企業を考えよう。大株
主は企業の株式を 4 株（発行済み株式数の 4 割），小口の株主はそれぞれ 1 株ずつ保有している。現状，株価は 100 である。企業が 1 株以上保有する株主に 10 の価値がある優待を一律で配分するとどうなるであろうか。株主構成が変わらなければ，優待総額は 70 であるから，優待後の企業価値は 930，株価は 93 になる。小口株主は，優待 10 を受け取り，93 の価値がある株式を 1 株保有するため，その資産価値は 103 に上昇する。大株主は 10 の優待を受け，93 の価値がある株式を 4 株保有するため，資産価値は 400 から 382 に低下する。
優待の権利が確定すると，自身が保有する株式の資産価値が低下するため，大株主は株式の売却を考えるであろう。大株主は，3 株を売却して 1 株だけ保有する取引を行うとしよう。
大株主が売却する 3 株は，2 株や 3 株という単位ではなく，1 株ずつ異なる 3 名の投資家に購入されるであろう。3 株をまとめて購入する投資家は，優待後の資産価値が 286 になると予想するため，100 円というビッド価格を提示できない4。2 株を購入する投資家のビッド
も 100 円より小さい。優待導入企業の株式に 100 円というビッドを提示できるのは，1 株だけを購入する投資家である。この数値例から分かるように，株主優待を導入すると，小口株主が増え，株主数も増加すると考えられる。一方，大口株主の持株比率は低下する可能性がある。
完全競争市場では，株主数の増加や株主構成の変化は株価に影響しない。実際の資本市
場は，取引コストや情報の非対称性の存在など完全競争の仮定を満たさないことが多いた
め，株主数の増加が株価に影響する可能性がある。例えば， Amihud and Mendelson（1986）
は，流動性の向上が投資家の取引コストを低下させ，企業価値評価の上昇につながることを示している。Merton（1987）は，情報の非対称性が存在する場合，株主の認知度が低い
銘柄には，追加的なリスク・プレミアムが要求されるモデルを提示している。Merton（1987）のモデルでは，株主の認知度や株主数の向上を目的としたイベントを導入することで，リスク・プレミアムと資本コストが低下し，株価が上昇する。以上より，次の仮説が導かれる5。

この場合，3 株を保有する大株主が 1 名と 1 株を保有する小口株主が 7 名いることになる。
株主優待は 8 名の株主に 10 ずつ配布されるので，優待後の企業価値は 920，株価は 92 になる。大株主の資産価値は，10+92×3＝286 になる。
5 株式分割やくくり直し（売買単位の引き下げ）も，株主数の増加や株式の流動性の向上を通じて株価に好影響を与えることが検証されている。例えば，Amihud, Mendelson, andLauterbach（1997），Amihud, Mendelson, and Uno（1999），Hauser and Lauterbach（2003），Hanaeda and Serita（2004），Ahn et al.（2005）を参照。
45

[仮説 1：流動性仮説] 株主優待の導入は，株主数の増加や株式流動性の向上によって，株価にポジティブな影響を与える6。
株主優待の導入によって，相対的に不利な扱いを受ける大口株主は，株式を売却する可能性がある。大株主は，コーポレート・ガバナンスやモニタリングの主要な担い手である（Shleifer and Vishny（1986））。コーポレート・ガバナンスによる経営改善の余地がある
場合，持株比率が高い大株主は，コストを支払ってでもガバナンスに乗り出すインセンテ
ィブをもつ。ガバナンスのコストは一定であるのに対し，経営改善の成果は，持株比率に応じて配分される。持株比率が高い大株主は，コストを上回る成果を受け取ることができる。小口の株主はフリーライダーになる。株主優待の導入によって，相対的に不利な扱いを受ける大株主が分散化すると，コーポレート・ガバナンスのインセンティブをもつ株主が少なくなる。株式市場が，コーポレート・ガバナンスやモニタリングが機能しなくなることを懸念すると，株価にネガティブな影響が出るだろう。この説をコーポレート・ガバ
ナンス仮説としよう。
[仮説２：コーポレート・ガバナンス仮説] 株主優待の導入によって，大株主の持株比率が低下し，コーポレート・ガバナンスの機能が低下する。株主優待の導入は，株価にネガテ
ィブな影響を与える。
株主優待を一種の配当とみなすこともできる。例えば，クオカードや（自社で製造していない）お米などを株主優待にしている場合，企業は優待相当額のキャッシュをペイアウトしていると考えてよい。自社製品やサービスにおいても，通常の販売によって得られるキャッシュを株主に配分しているとみなせる。株主優待を配当とみなせば，優待の導入は増配に相当する。豊富なキャッシュをもつ成熟企業の経営者は，拡大路線を志向し NPV がマイナスの投資（過大投資）を行う恐れがある（Jensen（1986））。投資家は企業の過大投資を懸念している。企業は，過大投資の温床であるキャッシュをペイアウトすることで，投資家の懸念を払拭することができ，株価は上昇する。このシナリオは，配当のフリーキャッシュフロー仮説といわれている7。株主優待の導入をフリーキャッシュフローの積極的な株主還元の一環とみなせば，次のフリーキャッシュフロー仮説が成り立つ。
[仮説３：フリーキャッシュフロー仮説] 株主優待の導入は，過大投資の温床であるフリー
6

他の条件を一定とすると，株主の認知度が高まり，株主数が増加することで，株式の流動性は向上すると考えられる。
7 2006 年 5 月施工の会社法では，金銭以外でも配当できると明文化されたため，法律的にも株主優待は配当とみなされる可能性が高くなった（日本経済新聞 2007 年 11 月 26 日付朝刊 16 面）。第２節で述べたように，食品業界や小売業界には，株主優待を行っている企業が多い。少子高齢化の流れを受けて，食品業界や小売業界は成熟業界といわれている。
6

キャッシュフローを積極的にペイアウトするメッセージである。過大投資への懸念が低下するため，株主優待を導入した企業の株価は上昇する。
株主優待固有の仮説として，マーケティング仮説があげられる。株主優待は，株主に自社製品やサービスを供与することで，その優秀さをアピールできる良い機会である。株主
からの口コミが，自社製品やサービスの宣伝広告になることもあるだろう。自社製品以外の物品（お米やクオカードなど）を株主に供与している株主優待もある。自社製品やサービスに関するマーケティング仮説が成り立つのであれば，自社製品と他社製品を提供している企業間で，優待導入時の株価反応に差が見られるかもしれない。
[仮説４：マーケティング仮説] 株主優待の導入は，自社の製品やサービスを宣伝する機会になる。株主優待の導入による株価の反応は，自社の製品・サービスを提供する企業と自社以外の製品・サービスを提供する企業とで異なる。

４． 株主優待導入が株主構成と株式流動性に与える影響（１） サンプル企業とマッチング企業
本研究では，株主優待の導入前後における株主数や株主構成，財務数値，株価に焦点をあて，前節で提示した仮説を検証する。サンプルは，1998 年１月から 2005 年 12 月の期間に株主優待の導入を発表し，発表直前と直後の決算期において単元株数と発行済み株数が等しい 187 社である。したがって，サンプル企業は，優待導入を発表した年度に，くくり直しや株式分割，増減資を行っていないことになる。
株主優待導入の発表は，日本経済新聞および TD ネットより収集した。優待導入の発表日（イベント日）は，日本経済新聞に掲載された日とした8。検証に必要な株価データは，日経メディアマーケティング社の株式日次リターンを用いた。企業の財務データと株主関連のデータは，NEEDS-Financial QUEST より収集した。優待内容（自社製品・サービスか否か）は，日本経済新聞，TD ネット，野村インベスターズ証券各号，会社四季報より収集した。
サンプル企業の属性や株主優待の導入効果を調べるため，本研究では類似企業（マッチング企業）と比較するアプローチをとる。マッチング企業は次の手順で選出した。まず，サンプル企業と同じ産業に属し（東証の産業分類による），当該年度にくくり直しや株式分割，増減資を行っていない企業グループを抽出した。次に，イベント日以前の 120 日間（サンプル企業が優待導入を発表した日の 140 日前から 21 日前（営業日ベース））を推定期間
株主優待の導入が TD ネットに公開された翌日には，当該情報が日本経済新聞に掲載される。
87

とし，推定期間における平均株価（終値の期間平均）が，サンプル企業の同期間における平均株価の 80％から 120％のレンジに入る企業を絞り込んだ9。絞り込んだ企業の中から，推定期間の平均株式売買高（1 日当たり売買高）がサンプル企業の平均売買高に最も近い企業をマッチング企業とした10。
[表 1] 挿入
この方法で選出したマッチング企業は，株価や株式売買高だけでなく，財務的にもサンプル企業と類似している。[表 1] は，サンプル企業（導入企業）とマッチング企業の財務的な属性の比較である。サンプル企業とマッチング企業の規模（株式時価総額，簿価資産）や収益性（ROA，CF）には，有意な差がない。
（２） 株主数と株主構成への影響[表 2] を挿入
[表 2] は，株主優待の導入前後における株主数と持株比率の平均値を示している。「導入前」はサンプル企業が株主優待の導入を発表した直前の決算時点，「導入後」は導入直後の決算時点の値である。パネル（A）から分かるように，サンプル企業の株主数は，優待導入
後に大きく増加している。サンプル企業の総株主数と個人株主数は，平均的に 1,600 人ほど増えている。総株主数の増加数と個人株主数の増加数が等しいことから，総株主数が増加したのは，個人株主数が増加したためであると考えられる。
株主数の増加が株主優待の影響であるか否かを検証するため，業種，株価，株式売買高，そして財務属性が類似しているマッチング企業の株主数の変化を見てみよう。パネル（B）によると，マッチング企業の株主数はほとんど変わっていない。株主優待を導入したサン
プル企業は，マッチング企業と比較して，総株主数と個人株主数が顕著に増加しているといえる。両者の総株主数と個人株主の増加率について平均の差を検証したところ，1％水準で有意な結果となった。株主優待導入の目的が，個人投資家へのアピールであり，認知度を高めることであるならば，目的は達成されているといえよう。
[表 2] には，株主優待の導入前後における株主構成（持株比率）の変化も示されている。
サンプル企業の個人投資家についていうと，株主数は増加したが，持株比率は上昇していない。相対的に小口株主を優遇する株主優待の導入は，個人株主の更なる小口化を促進しイベント日前の 120 日間（140 日前から 21 日前）は，イベントスタディにおけるマーケ
ットモデルの推定期間でもある。
10 本研究のマッチング企業の選出方法は，Amihud, Mendelson and Uno（1999）や Ahn etal.（2005）と同様である。
98たといえる。
株主優待の導入が大口株主（Top10，持株比率上位 10 名の株主）の保有比率に与える影響は，予想通りネガティブであったが，統計的な有意性は強くない。役員保有比率や投資信託の持株比率に与える影響も有意ではない。
サンプル企業の外国人持株比率が上昇しているのは，株主優待の影響ではないと考えられる。本研究のサンプル期間は，わが国上場企業全体において外国人株主の持株比率が上昇した時期である。実際，マッチング企業の外国人持株比率は，サンプル企業より高まっている。外国人投資家は，株主優待導入企業を含め，全体的に日本企業の株式を購入したが，優待企業の購入は相対的に小さかったといえる。
以上の結果は，マッチング企業の選出基準を変えた場合にもほとんど異ならない。サン
プル企業と同一産業に属し時価簿価比率が最も近い企業や，ROA が最も近い企業，株式時価総額が最も近い企業をマッチング企業とした場合でも，株主数と個人株主株の増加率の差は有意であったが，株主構成の変化に有意な差はなかった。
（３） 流動性の変化
本研究では，株式の流動性指標として，気配スプレッド率，実行スプレッド率，DV（一日当たり相対取引高（daily relative volume）），DLR（流動性的変化（daily relative change
in the liquidity ratio））を用いる。
気配スプレッド率とは，日中取引の最終売気配（ask）と最終買気配（bid）の差額（ask－bid）を気配中央値（mid＝（ask＋bid）/2）で除した値あり，指値注文者が要求している流動性の対価であると解釈される（Clyde, Schulz, and Zaman（1997））。そのため，流動性が高いほど気配スプレッド率は小さくなる。

気配スプレッド率 =(ask − bid )
mid

（1）

実行スプレッド率は，最終約定価格（execution price：exe）と直後の気配中央値（mid）との差額を気配中央値で基準化した値である。実行スプレッド率は，株式の売買者が流動性の見返りとして支払ったスプレッド率であり，取引コストの大きさを表していると解釈できる（Clyde, Schulz, and Zaman（1997））。気配スプレッド率と同様に，流動性が高いほど実行スプレッド率は小さくなる。

実行スプレッド率 = 2 ×

exe − mid

（2）

mid

気配スプレッド率と実行スプレッド率は，売気配や買気配という価格形成に注目した流動性指標である。本研究では，株主優待導入による流動性の変化を検証するため，優待導

9

入発表日の前後におけるスプレッド率の変化を調べる。具体的には，発表前の 120 日間（140日前から 21 日前まで（営業日））と発表後の 120 日間（21 日後から 140 日後まで（営業日））のスプレッド率に有意な差が観察されるかどうかを検証する。
DV と DLR は，売買高をベースにした流動性指標である。DV は，株式市場全体の売買高に対する個別株式の売買高の割合に注目した指標で，次の式で与えられる（Amihud,
Mendelson, and Lauterbach（1997），Muscarella and Piwower（2001））。

DVi = log(Vi / VM ) AFTER − log(Vi / VM ) BEFORE（3）

ただし，Vi は企業 i の株式の 1 日当たり平均売買高（金額），VM は株式市場全体の 1 日当たりの平均売買高（金額）である。右辺第一項（AFTER）は，優待導入発表後の値であり，第二項（BEFORE）は，導入発表前の値である。発表前後の期間の定め方は，スプレッド率の場合と同様である。株主優待の導入を発表した企業の株式の流動性が向上すると，売買高も増加すると考えられる。したがって，サンプル企業の DV の平均値は正になると予想される。
DLR は，株価の変化率の絶対値で基準化した売買高の指標で，次の式で与えられる（Amihud, Mendelson, and Lauterbach（1997），Muscarella and Piwower（2001））。

DLRi = log( LRi ) AFTER − log( LRi ) BEFORE
LRi = ∑ Vit / ∑ Rit
t

（4）
（5）

t

ただし，LRi は企業 i の株式のｔ日間の平均売買高を同株式の t 日間の収益率の絶対値の平均で除した値であり，株価が 1%変化する際の売買代金を表している。流動性が高い株式の場合，大量の売買を行っても株価に与えるインパクトは小さくてすむため，LR は大きくなる。（3）式と同様に，（4）式の右辺第一項（AFTER）は導入発表後，第二項（BEFORE）
は導入発表前の値である。株主優待の導入発表後に株式流動性が向上すると，LR は大きくなるため，DLR は正になると予想される。
[表 3] を挿入
[表 3] は，株主優待の導入の発表が株式の流動性に与える影響を示している。パネル（A）
は，サンプル企業の優待導入の発表前後における各種流動性指標の値である。株主優待導入の発表後に流動性が高まっていることが分かる。気配スプレッド率と実行スプレッド率の縮小は，流動性の向上を意味している。
パネル（B）は，マッチング企業との比較である。優待導入発表前の期間（推定期間）において，株価水準や売買高がほぼ等しかったマッチング企業と比較しても，優待導入企業の流動性は改善している。いずれの指標も発表前後の半年間（120 日営業日）を比較してい10るため，株主優待導入の発表が中期的な流動性の向上に結びついているといえる。

５． 株主優待導入が株価に与える影響（１） イベントスタディ
株主優待導入の発表が導入企業の株価に与える影響（アナウンスメント効果）を検証するため，株主優待導入の発表日をイベント日として，標準的なイベントスタディを行う。
サンプルである優待導入企業の超過収益率は，マーケットモデルにしたがって算出する。
各サンプル企業に対し，イベント日の 140 日前から 21 日前（営業日）までの 120 日間を推定期間とし，TOPIX をマーケット・ポートフォリオとするマーケットモデルを推定した。
推定マーケットモデルをベンチマークとして，イベント日前後におけるサンプル企業の日
次超過収益率（ARi）を算出し，サンプル平均（AR）を求める。各日の超過収益率を累積したものが，累積超過リターンである。以下では，個別企業の累積超過リターンは CARi ，
サンプル企業の平均は CAR と記す。AR や CAR の有意性はクロスセクショナル法で検証した。
[図 2]，[表 4]，[表 5] を挿入[図 2] はイベント日の前後（発表日の 20 日前から発表日の２０日後までの 41 日間）における CAR の推移である。株主優待導入の発表を受けて，株価は大きく上昇していることが分かる。
[表 4] は，イベント日の前後（発表日の 10 日前から 10 日後までの 21 日間）における日々の AR と CAR の値である。DATE は，イベント日を基準日 0 とした日付を表している。株
主優待導入の発表日に，サンプル企業の株価は，平均して約 1%上昇している。
[表 5] は，イベント日前後の様々な期間における CAR を示している。表中の t1，t2 は優待導入の発表日を基準とした日付である。例えば，－t1 は発表日の t1 日前，＋t2 は発表
日の t2 日後という具合である。CAR（－t1，+t2）は，発表日の t1 日前から t2 日後の期間における累積超過収益率である。
[表 5] から分かるように，発表日以前においては，顕著な株価の上昇は観察されない（CAR（－20，－1）は有意ではない）。発表日とそれ以降に株価は有意に上昇している。
優待導入発表日の前後 3 日間の CAR（－1，＋1）は 1.86％，前後 21 日間の CAR（－10，＋10）は 2.0%，発表日の前日から 20 日後までの CAR（－1，＋20）は約 3%である。このように，イベントスタディの結果から，株主優待導入の発表は株価にポジティブな影響を与えるといえる。

11

（２） 回帰分析
第 3 節において，株主優待の導入が株価に与える影響について，4 つの仮説を提示した。
ここでは，各サンプル企業の累積超過収益率（CARi）を被説明変数にしたクロスセクショ
ン回帰分析により，諸仮説を検証する。
流動性仮説は，株主数の増加や株式流動性の向上が，株価に好影響を与えるというものである。流動性仮説を調べるため，説明変数として，株主数の増加率（総株主数の増加率，
個人株主数の増加率）と流動性指標（第 4 節（3）で述べた 4 つの指標）を用いる。株主数の増加率と DV や DLR の係数の予想は正である。気配スプレッド率や実行スプレッド率は小さいほど流動性が高いことを意味するため，仮説と整合的な符号は負である。
コーポレート・ガバナンス仮説は，株主優待の導入で相対的に不利な扱いを受ける大株
主の持株比率が下がり，コーポレート・ガバナンスやモニタリングの機能が低下するという考え方である。この仮説の説明変数として，上位 10 位までの大株主の持株比率の変化を用いた。大株主の持株比率の低下は株価にネガティブな影響を与えると考えられるため，係数の予想は正である。
株主優待のフリーキャッシュフロー仮説によると，成熟企業でキャッシュフローが豊富な企業ほど，株主還元策である株主優待の効果は大きいと考えられる。成熟企業か否かは，投資機会の豊富さを示す Tobin の Q レシオが 1 以上であるか否かで判断する。具体的には，
Q レシオが 1 より小さい企業に 1，Q レシオが 1 以上の企業に 0 のダミー変数（低 TobinQ）を用いる。ダミー変数が 1 の企業は相対的に投資機会が少ない成熟企業に分類される。キャッシュフローの指標 CF は，Howe, He, and Cao（1992）などと同様に，（当期純利益＋減価償却－配当－役員賞与）/（総資産）とした。フリーキャッシュフロー仮説は，キャッシュの豊富な成熟企業が積極的な株主還元策を示すことで，エージェンシー問題の懸念が払拭され，株価に好影響を与えるという考え方である。この仮説の下では，Q レシオが 1より小さい企業グループにおいて，CF と CAR は正の関係を示すことになる。回帰分析では，Q レシオのダミー変数と CF の交差項（低 TobinQ×CF）を説明変数として仮説を検証した。フリーキャッシュフロー仮説が妥当するなら，この係数は正になると予想される11。
マーケティング仮説の検証として，優待内容が自社製品か否かに注目した自社製品ダミーを用いた（自社製品やサービスを提供する企業は 1，それ以外の企業は 0）。マーケティ
ング仮説は，投資家に自社製品やサービスの内容を理解してもらうことで，企業業績に好影響が出るという考え方である。この仮説の下では，自社製品やサービスを提供する企業
グループと，自社以外の製品やサービスを提供する企業グループの間で，優待導入発表に対する株価の反応は異なるであろう。

企業のペイアウトにおけるフリーキャッシュフロー仮説の検証には，Tobin の Q を投資
機会の豊富さの指標とすることが多い（Lang and Litzenberger（1989），Howe, He, andCao（1992），Perfect, Peterson, and Peterson（1995），Lie（2000）など）。
1112

アナウンスメント効果に影響すると考えられる他の要因として，キャッシュフロー（CF）と総資産利益率（ROA）の変化率，優待導入発表前の非システマティックリスク（RISK）
を取り入れた。総資産利益率の変化率は，導入発表前後の決算期における ROA の変化率である。RISK は，マーケットモデルを推計した際に得られた残差の分散値であり，サンプル
企業の非システマティックリスクの指標である。CF と ROA を用いたのは，株主優待導入の発表により，投資家が企業の業績を評価し直し，株価に影響が生じる可能性を考慮したためである。RISK は，非システマティックリスクがアナウンスメント効果に与える影響を調整するために採用した12。
[表 6] 挿入[表 6] は回帰分析の結果である。表には，被説明変数として CARi（－1，＋20）を用いた結果が記載されている。やや長めの期間の CAR を採用したのは，株主優待導入の発表後，しばらく時間をおくことで，投資家が様々な要因を分析し，その意見が株価に反映されると考えたからである13。
モデル（1）－（3）は，株主数の増加率を用いた流動性仮説の検証，モデル（4）と（6）は DV，モデル（5）と（7）は気配スプレッド率の変化を取り入れた検証である。株主数の増加や気配スプレッド率の縮小，売買高ベースの流動性（DV）の高まりは，いずれも株価に正の影響を与えていることが分かる。表には記していないが，流動性の指標として DLR
や実行スプレッド率を用いた場合にも有意な結果が得られた。これらの結果は，株主優待の導入が，株主数の増加や株式流動性の向上を通じて，株価の上昇をもたらすという流動性仮説を支持している。
流動性仮説以外の仮説において，回帰分析が支持するのは，フリーキャッシュフロー仮説である。[表 6] のモデル（3）とモデル（7）では，低 TobinQ×CF の正の係数が 10%水準で有意になっている。成長機会は少ないがキャッシュフローの多い企業が株主優待の導入を発表すると，株価は上昇する。株式市場は，株主優待の導入を株主還元の積極化とみなした可能性がある。
コーポレート・ガバナンス仮説とマーケティング仮説については，有意な結果が得られなかった。マーケティング仮説の指標である自社製品やサービスのダミー変数の係数は予想通り正であったが，統計的に有意ではなかった。コーポレート・ガバナンス仮説の指標である上位 10 位の株主持株比率（Top10 持株比率）の係数は，予想に反して負であったが，有意性はなかった。その他の要因についても，有意な結果は観察されなかった。
CF，ROA，RISK の調整項目を取り入れない回帰分析においても，以下の結論は不変である。
13 流動性と株価の関係を検証している Amihud, Mendelson, and Lauterbach（1997），
Muscarella and Piwower（2001）でも，イベント後の 20 日間程度の CAR が用いられている。後述するが，本節の主要な結果は，CAR の期間に依存しない。
1213

（３） 頑健性の検証[表 7] 挿入[表 7] は，様々な期間のアナウンスメント効果（CAR（－1，＋1），CAR（－1，＋10），
CAR（－10，＋10））を被説明変数にした場合の回帰分析の結果である。いずれの場合にも，総株主数の増加率は有意な正の係数になっている。流動性の指標として DV を用いると，すべての場合で係数が有意に正となっている。気配スプレッドを用いた場合，係数は全て負であるが，CAR（－10，＋10）のみで有意な結果になっている。
上位 10 名の大株主の持株比率の変化は，流動性指標に DV を用いた CAR（－10，＋10）でのみ，予想通りの有意な結果がみられた。低 Q レシオと CF の交差項は，二つの場合で予想通りの有意な結果となっている。自社製品ダミーは，いずれのケースにおいても有意な影響を与えていない。
以上の結果から，株主優待の導入発表と株価の反応に関する仮説のうち，流動性仮説が頑健な結果であるといえる。

６． まとめ本研究では，
1998 年から 2005 年の期間に株主優待を導入した 187 社をサンプルとして，
株主優待導入の発表が株価に与える影響について検証した。株主優待は小口株主にとって有利な制度であり，そのことを認識している企業は，代表的な小口株主である個人投資家にアピールする目的で株主優待を導入している。個人投資家が株主優待の魅力に注目し，優待導入企業の株式を購入するならば，株式の流動性は向上し，優待導入の発表後に株価は上昇するであろう。
本研究の実証結果は，この仮説を支持するものであった。株主優待の導入後（発表後）に，サンプル企業の総株主数と個人株主数は増加し，流動性指標は向上している。イベン
トスタディによってサンプル企業の株価動向を調べたところ，株主優待導入の発表を受けて，株価は有意に上昇していることが確認された。また，クロスセクションの回帰分析により，流動性の向上が株価の上昇に寄与していることが確認された。
株主優待は大口株主や外国人株主にとって，相対的に不利な制度である（日本企業の商品券やサービスは国内のみで使用可能ということが多いため外国人株主にとって魅力が小さい）。しかしながら，アナウンスメント効果によって株主の資産価値が高まっているため，
株主優待の導入が大口株主や外国人株主の価値を毀損するとはいえないであろう。
株式の流動性向上が株価上昇をもたらすという現象は，くくり直しや株式分割においても観察されている。くくり直しや株式分割は，売買単位を引き下げることで，資金制約が14ある個人投資家を惹きつける。それに対して，株主優待は，現金以外の物品やサービスを
小口投資家に手厚く配分することで，個人投資家にアピールしている。株主優待の導入は，売買単位の引き下げに頼らず，株式の流動性を向上させ，その評価を高める一つの手段である。

[2008.1.15 848]
引用文献

Ahn, H-J., Cai, J., Hamao, Y., and M. Melvin, 2005, Little guys, liquidity, and theinformational efficiency of price: Evidence from the Tokyo Stock Exchange on theeffects of small investor participation, Unpublished Working Paper.
Amihud, Y., and H. Mendelson, 1986, Asset pricing and the bid-ask spread, Journal of
Financial Economics 17, 223-249.
Amihud, Y., Mendelson, H., and B. Lauterbach, 1997, Market microstructure andsecurities values: Evidence from the Tel Aviv Stock Exchange, Journal of Financial
Economics 45, 365-390.
Amihud, Y., Mendelson, H., and J. Uno, 1999, Number of shareholders and stock
prices: Evidence from Japan, Journal of Finance 54, 1169-1184.
Clyde, P., Schultz, P., and M. Zaman, 1997, Trading costs and exchange delisting: Thecase of firms that voluntarily move from the American Stock Exchange to the
Nasdaq, Journal of Finance 52, 2103-2112.
Hanaeda, H., and T. Serita, 2004, The effects of stock splits on stock prices, liquidity,
and stock ownership: Evidence from Japan, Unpublished Working Paper.
Hauser, S., and B. Lauterbach, 2003, The impact of minimum trading units on stock
value and price volatility, Journal of Financial and Quantitative Analysis 38,
575-589.
Howe, K., He, J., and G. Cao, 1992, One-time cash flow announcements and free cash
flow theory: Share repurchases and special dividends, Journal of Finance 47,
1963-1975.
Jensen, M., 1986, Agency costs of free cash flow, corporate finance, and takeovers,
American Economic Review 76, 323-329.
Lang, L., and R. Litzenberger, 1989, Dividend announcements: Cash flow signaling vs.
free cash flow hypothesis, Journal of Financial Economics 24, 181-192.
Lie, E., 2000, Excess funds and the agency problems: An empirical study of incremental
disbursements, Review of Financial Studies 13, 219-248.
Merton, R., 1987, A simple model of capital market equilibrium with incomplete
information, Journal of Finance 42, 483-510.

15

Muscarela, C., and M. Piwower, 2001, Market microstructure and securities values:
Evidence from the Paris Bourse, Journal of Financial Markets 4, 209-229.
Perfect, A., Peterson, D., and P. Peterson, 1995, Self-tender offers: The effects of free
cash flow, cash flow signaling, and the measurement of Tobin’s q, Journal of
Banking and Finance 19, 1005-1023.
Shleifer, A., and R. Vishny, 1986, Large shareholders and corporate control, Journal of
Political Economy 94, 461-488.

16

17

18

19

20

21

22

23

24