2004・11
わが国株式市場における株式投資収益率の半年効果と４ファクター・モデル
榊原
山﨑

茂樹
尚志

わが国株式市場における株式投資収益率の半年効果と４ファクター・モデル
神戸大学大学院経営学研究科

榊原茂樹

神戸大学大学院経営学研究科博士後期課程

山﨑尚志

はじめに
これまでの調査研究によれば，株価の変動には，週末効果（Cross [1973]，French [1980]，
Rogalski [1984]），休日効果（Ariel [1990]），月内効果（Ariel [1987]），１月効果（Rozeff andKinney [1974]）などの周期性（seasonality）や暦年構造（calendar structure）が存在す
ることが良く知られている．榊原・山﨑 [2004] は株式インデックスを用いて，わが国株式市場において，１月から６月までの暦年上半期に得られる株式収益率は７月から 12 月までの暦年下半期に得られる株式収益率を有意に上回ることを発見した．我々は，この現象を半年効果（Half-Year Effect）と呼んでおいた．
しかも榊原・山﨑 [2004] は，この半年効果は小型株及びバリュー株に顕著に見られることを発見した．他方でわが国株式市場でも，小型株は大型株よりも（榊原 [1983]，加藤[1990]），またバリュー株はグロース株よりも（Chan，Hamao and Lakonishok [1991]）
相対的に高い投資収益率が得られることが報告されている．従って，この半年効果は，小型株効果やバリュー株効果と独立して存在する効果であろうか，という疑問が生じうる．
Fama and French [1992，1993，1996] は，市場ベータの他に，企業規模（株式時価総額）と自己資本の簿価/時価比率（株価純資産倍率の逆数，B/M）を加えた３つのファクタ
ーで株式投資収益率の銘柄間のクロスセクショナルな違いは説明可能であると主張し，新たな資産価格モデルとして３ファクター・モデルを提唱している．
本論文では，このファーマ＝フレンチの３ファクター・モデルを使って，市場要因，規模要因，B/M 要因を調整した後でも尚，半年効果が存在するかどうかの再検証を行う．さらに，この半年効果の存在が，わが国株式市場において，ファーマ＝フレンチの３ファク
ター・モデルの成立に対してどのような影響を与えるかを検証する．
本論文の構成は以下の通りである．まず第１節では，榊原・山﨑 [2004] で行った半年効果の検証を要約する．第２節では，東証１部上場の個別銘柄を対象にして，ファーマ＝フレンチの３ファクター・モデルを用いて，半年効果は小型株効果やバリュー株効果と独立して存在することを明らかにすると共に，我々の４ファクター・モデルを提案する．第３
節では，半年効果の存在によって，ファーマ＝フレンチの３ファクター・モデルにはカレ
ンダー・ストラクチャーが見られることを検証する．第４節で全体のまとめを行う．
１．半年効果再説1

１．１．TOPIX と東証 1 部単純平均を用いた半年効果の検出
本項では，東証一部株価指数（TOPIX）及び東証一部単純平均という２つのインデック
スの月間変化率として計算された月次収益率を用いて，榊原・山﨑 [2004] が発見した半年
効果を再現する．検証期間は，1970 年１月から 2002 年 12 月までの 396 ヶ月である1．
表１及び図１は，TOPIX 及び東証一部単純平均の，１−６月の暦年上半期と７−12 月の下半期における月次収益率の平均値である．１月から６月までの暦年上半期における平均
月次収益率は，検証期間全体について，TOPIX 及び単純平均でそれぞれ 1.189%，1.249%とプラスの値を示している．他方で，７月から 12 月までの暦年下半期の平均月次収益率は，‐0.135%，‐0.760%とマイナスの値を示しており，明らかに暦年上半期における投資収益率の方が高い．我々はこれを「半年効果」と呼んだ．
２つの月次収益率について，平均の差の有意性を検定した結果が表１に示されている．
検証期間全体に関して２つのインデックスのどちらを用いても，平均の差は有意である（ｔ値はそれぞれ，2.550，3.906 で，共に１％で有意）．
表１はさらに全体期間を３つの部分期間に分割して，半年効果の存在とその有意性を検証した結果を示している．全ての部分期間で上半期の平均収益率は下半期の平均収益率を有意に上回っていることが分かる2．
１．２．ラッセル・ノムラ日本株インデックスによる検証
表 1 を見ると，半年効果は，TOPIX よりも東証一部単純平均株価で計測した収益率についてより顕著に見られる．時価加重平均値としての TOPIX よりも単純平均値としての東証
一部単純平均株価の方により顕著に半年効果が発現していることは，半年効果が大型株よりも小型株において顕著に見られるのではないかという推測が成り立つ．
Banz [1981] 及び Reinganum [1981] は，ベータリスクを調整した後でも企業規模間で株式収益率に大きな差が出たことを報告しており，榊原 [1983] は逸早く日本の株式市場にも同様の小型株効果が見られることを報告している．さらに，Fama and French [1992] は，株式投資収益率の銘柄間格差を説明するファクターとして企業規模の他に簿価/時価比率を提案している．簿価/時価比率の高い株式（いわゆるバリュー株）は，簿価/時価比率の低い株式（いわゆるグロース株）よりもパフォーマンスが高い．
この項では，ラッセル・ノムラ日本株インデックスの大型，中型，小型の３つの規模別
インデックス及びバリュー株インデックスとグロース株インデックスの各データを用いて，わが国における半年効果は，榊原・山﨑 [2003] において初めて，Ogden [2003] と独立に発見された．榊原・山﨑[2003] と Ogden [2003] の違いは，榊原・山﨑 [2004] に詳しい．尚，本検証で使用されるデータは，野村総合研究所が提供している AURORA DataLine から入手した．ここでは 1969 年 6 月以前に関する東証一部単純平均のデータを入手出来なかったため，検証期間を 1970 年１月からとした．
2 半年効果をより長い期間にわたって検証するために，TOPIX と日経平均株価（225 種）を用いて 1955 年から 2002
年までの 48 年間について同様の検証を行った．その結果，TOPIX でも日経平均でも，上半期の収益率は有意に下半期の収益率を上回っており，半年効果は日本の株式市場に長期間にわたって存在しつづけていることが確認された．さらに参考までに，1955 年から 1969 年までの部分期間についてもテストしたが，２つの指標共に上半期の収益率が下半期の収益率を 10％の水準で有意に上回った．
1

2

小型株効果及びバリュー株効果と半年効果との関連を検証した．検証期間は，同インデッ
クスのデータ入手可能期間である 1980 年１月から 2002 年 12 月までの 276 ヶ月とする．
表２は，バリュー/グロース別，規模別，及び規模と簿価/時価比率の両方で分類された６個のカテゴリー別による暦年上半期と下半期の月次収益率を比較したものである．図２，
図３及び図４でその結果を図示している．
全ての規模別ポートフォリオにおいて，上半期の月次収益率は下半期の月次収益率を上回っている（表２の規模別「総計」欄を参照）．しかし，平均の差の検定を行うと，３つの規模グループ間で半年効果の強さに顕著な差が見られる．最も時価総額の高い大型株グループでは，検証期間全体及び部分期間のいずれにおいても有意な差は見られなかった．しかし，上半期の平均月次収益率が下半期のそれよりも高いという収益率の大小関係は依然として存在していることが分かる．中型株グループと小型株グループに関しては共に，全体期間を検証期間としたとき，１%水準で上半期と下半期の平均収益率に有意な差が確認された．部分期間Ⅰについては，中小型株の２つの規模グループ共に５％水準で，部分期間Ⅱについては，中型株グループで５％，小型株グループでは１％水準で，上半期と下半期の平均収益率に有意な差が存在する．以上の結果より，どの企業規模のグループでも，上半期の平均月次収益率が下半期の平均月次収益率を上回っており，しかも企業規模が小さ
いほど半年効果の影響は顕著に見られることが分かる．
一方，簿価/時価比率で分類されるバリュー株とグロース株に共通して，上半期の収益率が下半期の収益率を上回っている．ただしバリュー株の方が半年効果の影響を強く受けていることが分かる．表２（総計欄のバリュー及びグロースの列を参照）を見ると，バリュー株に関して，全体期間で１％水準，２つの部分期間では５％水準で，上半期と下半期の平均収益率に有意な差が存在する．グロース株に関して，全体期間では 10%水準で有意差が見られたが，２つの部分期間に関しては有意な差は確認できなかった．ただし２つの部分期間でも，上半期の平均収益率が下半期の平均収益率よりも大きいという関係は存在している．
企業規模（大型株，中型株，小型株）と簿価/時価比率（バリュー株，グロース株）で株
式銘柄を６カテゴリーに分類すると，全てのカテゴリーにおいて，上半期の平均収益率は下半期の平均収益率を上回っている．平均収益率の差に関する有意性の検定結果は表２（大型株，中型株，小型株の欄のバリュー及びグロースの列を参照）に示されている．大型株
より小型株の方が，さらにはグロース株よりバリュー株の方が，半年効果の影響が強かったというこれまでの結果通り，小型バリューに分類される株式グループにおいて上半期と下半期の収益率の差は最も大きい（１％水準で有意）．以下，小型グロース（１％水準で有意），中型バリュー（１％水準で有意），中型グロース（５％水準で有意），大型バリュー（10％水準で有意），大型グロースの順に収益率の差が小さくなる．
２．ファーマ＝フレンチの３ファクター・モデルを用いた半年効果の検証と 4 ファクター・

3

モデル
第１節で報告したように，半年効果は，企業規模が小さい，あるいは簿価/時価比率の大きい企業に顕著に発現していた．従って，半年効果は小型株効果やバリュー株効果と独立して存在するのかという疑問が成り立ちうる．
本節では，1986 年１月から 2003 年 12 月までの 216 ヶ月を検証期間として，東京証券取引所第１部に上場されていた 1685 社の企業を対象に，Fama and French [1992，1993，
1996]の３ファクター・モデルを使って，半年効果が小型株効果及びバリュー株効果と共存するかどうかを検証する．
Fama and French [1992] は，株式投資収益率の銘柄間格差が，ベータ，企業規模，簿価/時価比率の３つのファクターで説明できると主張した．さらに Fama and French [1993，
1996] において，以下の３ファクター・モデルへと彼らの発見を展開した．

[]

E (Ri ) = R f + bi E (R M ) − R f + s i E (SMB ) + hi E (HML )（１）

ここで Ri は銘柄ｉの投資収益率， R f は安全利子率， R M は市場収益率である． SMB は小型
株ポートフォリオと大型株ポートフォリオとの投資収益率の差であり， HML は高 B/M ポ
ートフォリオと低 B/M ポートフォリオとの投資収益率の差である．E（・）は期待値を意
味する．
（１）式の bi ， s i ， hi はそれぞれ，下記のモデルを時系列回帰によって推計した回帰係数の値であり， E (R M ) − R f ， SMBt ， HMLt に対する感応度を表す．

Ri ,t − R f ,t = α i + bi (R M ,t − R f ,t ) + s i SMBt + hi HMLt + ε i ,t（２）

上記の３ファクター・モデルで調整した後でも尚，株式投資収益率に半年効果が存在するかどうかを検証するために，（２）式に半年効果を検出するためのダミー変数を加えた以下のモデルを使用する．

Ri ,t − R f ,t = α i + bi (R M ,t − R f ,t ) + s i SMBt + hi HMLt + d i Dt + ε i ,t （３）
ここで Dt は，時点ｔが暦年上半期（１−６月）の月であれば１，下半期（７−12 月）の月であれば０をとるダミー変数である．
検証手順は以下の通りである．まず第一に，東証１部上場銘柄のそれぞれについて，1986
年１月から 2003 年 12 月までの 216 ヶ月の月次データを用いて，（３）式の時系列回帰を行い，各回帰係数を推計する．検証期間中における新規上場あるいは上場廃止等の理由により，データ利用期間が 216 ヶ月に満たない銘柄は，当該銘柄が検証期間中に上場していた期間のデータで，時系列回帰を行った．ただし，上場期間が 36 ヶ月に満たない銘柄は，
本検証から除外する．
次に，推計された回帰係数の全銘柄の平均と標準偏差からｔ値を求め，各係数の平均が4

有意にゼロと異なるかどうかを検証する．ここで，最も注目すべき項目は定数項 α i とダミ
ー項 d i である．仮に３ファクター・モデル（１）式が，この期間のわが国株式市場における株式投資収益率の銘柄間格差を上手く説明できるならば，（２）式のリターン生成モデルを回帰させた場合の定数項αはゼロと有意に異ならないはずである．従って，αがゼロと有意に異なるならば，株式投資収益率は３ファクターだけでは説明できず，隠された説明
ファクターが存在していることを意味する．
検証作業は，（３）式で挙げた４つの説明変数全てを使った時系列回帰の他に，ダミー変数を含まない（２）式の時系列回帰，CAPM の時系列モデルによる検証の，ダミー変数を含まない場合と含む場合の回帰も行っている．
検証の際に使用したデータは以下の通りである．安全利子率 R f ,t は時点ｔにおける 10 年
物長期国債の月次収益率を用い，市場収益率 R M ,t は時点ｔにおける TOPIX 月次収益率を用いている． SMBt はラッセル・ノムラ日本株インデックスの大型株リターンと小型株リター
ンとの差， HMLt は同インデックスのバリュー・リターンとグロース・リターンとの差を用いた．
表３に検証結果が示されている．ファーマ＝フレンチの３ファクター・モデル（（２）式）
による回帰結果を見ると，その定数項は 0.101（ｔ値は 5.125）であり，有意にゼロと異なる値をとっている．これは株式銘柄の時系列変動をファーマ＝フレンチの３ファクター・
モデルでは捕捉しきれていないことを示唆している．これに対して，ダミー変数を加えた（３）式で示される回帰結果を見ると，ダミー変数は株式銘柄の時系列変動を説明する有意なファクターとなっている．しかも，定数項は‐0.012（ｔ値は‐0.379）であり，ゼロと有意に異ならないものとなっている．
以上より，半年効果は，小型株効果やバリュー株効果と独立して存在することが明らかとなった．しかも，ファーマ=フレンチの３ファクター・モデルよりも，我々の４ファクタ
ー・モデル（（３）式）の方が，わが国株式市場における株式投資収益率のファクター構造をより良く説明しているように思われる．尚，表３では CAPM にダミー変数を加えた場合
でも，半年効果が存在することを示している3．
４ファクター・モデルをベースとした，（１）式に取って代わる株式投資収益率の期待値
モデルを提示することができる．下記の（４）式の bi ， s i ， hi ， d i に，時系列回帰式（３）式によって推定された各感応度を当てはめることで，銘柄ｉの期待投資収益率が求められる[]

E (Ri ) = R f + bi E (R M ) − R f + s i E (SMB ) + hi E (HML ) + nd i （４）ここでｎは，例えば，（３）式の時系列回帰が月次データを使用して行われた場合には，左辺の期待投資収益率として暦年上半期間（１−６月）の月次収益率を推定するときは１，3

さらに我々は，３ファクターとダミー変数を様々に組み合わせて時系列回帰を行ったが，全ての組み合せにおいて半年効果が存在していた．

5

下半期間（７−12 月）の月次収益率を推定するときは０，年次収益率を推定するときは６の値を取る．
３．半年効果の発見がファーマ＝フレンチの３ファクター・モデルに及ぼす影響
第２節で報告したように，ファーマ=フレンチの３ファクター・モデルよりも，我々の４ファクター・モデルの方が株式投資収益率の生成プロセスを上手く描写できていることは，
３ファクター・モデルは，一年を通して有効なモデルとなっていないことを示唆している．
本節では，一年を暦年上半期（１−６月）と下半期（７−12 月）に分割し，それぞれの半年間での３ファクター・モデルの有効性を検証し，FF モデルのカレンダー・ストラクチャーを明らかにする．検証手続きは以下の通りである．
まず第一に，分析の対象となる東証 1 部上場企業を，1985 年 12 月末の時価総額を基準にして，全銘柄を均等に２つに分割する．次に，この２分位の内部を構成銘柄の簿価/時価比率（B/M）を基準にして，それぞれ均等に３分割する．第三に，こうして出来た６つの規
模・B/M ポートフォリオの中を，さらに構成銘柄の 1985 年 12 月末までの過去 36 ヶ月を計測期間とするベータ値（これをプレ・ベータと呼ぶ，ベータは TOPIX 月次収益率への回帰によって推計）を基にして５分割する．このようにして，２つの企業規模，３つの B/M，
５つのプレ・ベータの 3 段階ソーティングによる 30 個のポートフォリオが 1985 年 12 月
末時点で構築される．
そして第四に，各ポートフォリオごとに構成銘柄の月次収益率を単純平均することで，30 ポートフォリオの 1986 年 1 月の月次収益率が計算される．
以上の手続きを１ヶ月ごとに毎月行うと，30 個のポートフォリオごとに 1986 年１月から 2003 年 12 月までの 216 ヶ月分の月次収益率データが得られる4．
次に，30 個のポートフォリオについて，216 ヶ月の月次収益率データを TOPIX 月次収益率に回帰させることで，この期間全体におけるポートフォリオのベータを求める（これをポスト・ベータと呼ぶ）．表４のパネル A は，30 個のポートフォリオの平均月次投資収益率を，パネル B はポスト・ベータを示したものである．それぞれの株式銘柄には，毎月その銘柄が 30 個のポートフォリオのいずれに所属するかによって，その所属先ポートフォ
リオに対応するポスト・ベータが割り当てられる．
ファーマ＝マクベス型回帰分析（Fama and MacBeth [1973]）を使って，ファーマ=フレ
ンチの３ファクター・モデルの有効性を検証する手法は以下の通りである．
第一に，ポスト・ベータ，企業規模，B/M を説明変数として，個々の株式銘柄の月次収益率を，毎月クロスセクショナルに回帰させ，下記の（５）式の３ファクター・モデルを

4

ポートフォリオを年１回ではなく毎月リバランスを行う理由は，年１回のリバランスでは，１−６月期に高い投資収益率をあげた銘柄が７−12 月期に企業規模，B/M の属性が変わることによって，半年効果の影響を正確に反映しない可能性があるからである．ただし，年１回（８月末）のリバランスで以下の検証を行った場合でも，その結果に影響は見られなかった．

6推定する．

Ri = λ 0 + λ1 β i + λ 2 ln (ME i ) + λ3 ln (Bi M i ) + ε i ,t（５）

ここで β i ， ln (MEi ) ， ln(Bi M i ) はそれぞれ，銘柄ｉの当月のポスト・ベータ，前月末の株式時価総額の自然対数値，前月末の簿価/時価比率の自然対数値である．
第二に，以上のクロスセクショナル回帰を一ヶ月ずらしながら毎月，1986 年１月から
2003 年 12 月まで繰り返し行う．この結果， λ1 ， λ 2 ， λ3 について，それぞれ 216 個の値が得られる．
表５には，３つの説明変数を様々に組み合せて行ったクロスセクショナル回帰で求められたλの 216 ヶ月分の時系列データから計算された平均値とｔ値が示されている．この期間において，ベータは，株式投資収益率の横断面のバラツキを上手く説明できないことが分かる．企業規模（ME）に関しては，わずかに小型株効果がみられるものの，その係数は有意ではない．簿価/時価比率（B/M）のみが，この検証期間における銘柄間の投資収益率のバラツキを説明できる要因であることが分かる．日本では米国と比べて，企業規模の説
明力が弱く，簿価/時価比率の説明力が強いという久保田・竹原 [2000] の検証結果とほぼ一致する結果となった．
表６は，この検証期間のクロスセクショナル回帰の係数を，暦年上半期（１−６月）と下半期（７−12 月）に分けて集計して，それぞれの時系列平均及びｔ値を示したものである．この表を見ると，上半期と下半期で３つのリスク・ファクターの投資収益率への影響に顕著な違いが生じていることが明らかである．
上半期においては，ファーマ=フレンチの 3 ファクター・モデルが，CAPM，サイズ・アノマリー，バリュー・アノマリーと完全に整合的な形で成立している．回帰係数の値は予想通りの符号をとり，しかも有意である．３つのファクターは，単独で見ても，いかなる組み合せ方で見ても，投資収益率の銘柄間格差を説明する共通属性となっている．
これに対して下半期においては，CAPM ベータはもはや説明力を持たず，さらに株式時価総額の大きい銘柄ほど投資収益率は高いという，小型株効果とは逆の結果が得られている．簿価/時価比率は３つのファクターを全て説明要因とした場合と，株式時価総額と組み合せた場合においてのみ，事前の予想と一致した結果が得られている．
以上より，ファーマ=フレンチの３ファクター・モデルは，一年を通して常に有効だというモデルではなく，暦年上半期においてのみ有効だというカレンダー・ストラクチャーを有するモデルと言える．
４．おわりに
本論文では，Fama and French の３ファクター・モデルを用いて，榊原・山﨑 [2004] で報告された半年効果の再検証を行った．榊原・山﨑 [2004] でも明らかにされたように，半7年効果は小型株もしくはバリュー株に強く見られる効果である．しかし，３ファクター・
モデルによって，これら小型株効果及びバリュー株効果を調整した上でも尚，半年効果が存在することが確認された．さらに，従来の３ファクター・モデルでは説明できない共通
要因が半年効果として発現していることを発見した．
我々の半年効果の発見は，ファーマ＝フレンチの３ファクターが予想される方向で株式
投資収益率の有意な説明変数となっている期間は，暦年上半期においてであり，下半期では，簿価/時価比率は依然として有効な共通要因ではあるものの，ベータと企業規模に関しては，株式投資収益率の銘柄間格差を説明する候補者となりえないことを発見した．
[2004.6.8 678]
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表１

暦年上半期及び下半期における平均月次収益率の比較―TOPIX と東証一部単純平均―
1970 年１月−2002 年 12 月

全体期間
1970−2002
平均月次
r σ
収益率
上半期
下半期
ｔ値
（p値）

1.189%-0.135%2.550（0.006）0.241-0.025

上半期
下半期
ｔ値
（p値）

1.249%-0.760%3.906（0.000）0.264-0.139

部分期間Ⅰ
部分期間Ⅱ
1970-1979
1980-1989
平均月次
平均月次 r σ
r σ
収益率
収益率
パネルA：TOPIX
1.575%
0.400
2.198%
0.488
0.041
0.276
0.204%
1.057%
1.677
1.495（0.048）（0.069）
パネルＢ：東証一部単純平均
0.366
0.551
1.532%
1.934%-0.078-0.375%0.927%
0.260
2.315
1.560
（0.011）（0.061）

出所：榊原・山﨑 [2004]

9

部分期間Ⅲ
1990-2002
平均月次
r σ
収益率
0.115%-1.311%1.463（0.073）0.020-0.2040.504%-2.353%2.863（0.003）0.087-0.354

図１

暦年上半期及び下半期の平均月次収益率
1970 年１月−2002 年 12 月

1.5

1

0.5

︵

平
均
月
次
収
益
率

0

︶

％

-0.5
東証一部単純平均-1
TOPIX
上半期（1〜6月）
下半期（7〜12月）

TOPIX

東証一部単純平均

出所：榊原・山﨑 [2004]

表２

企業規模・バリュー/グロース別による暦年上半期及び下半期の平均投資収益率の比較
1980 年１月−2002 年 12 月

総計
バリュー グロース

総計

上半期平均月次収益率 1.565%
下半期平均月次収益率 -0.234%
t値
2.790
（p値）
（0.003）0.719%-0.275%1.476（0.071）0.821%
0.078%
1.060（0.145）

上半期平均月次収益率 2.699%
下半期平均月次収益率 1.381%
t値
1.698
（p値）
（0.046）

1.585%
0.955%
0.854（0.197）1.883%
1.312%
0.599（0.275）

上半期平均月次収益率 0.692%
下半期平均月次収益率 -1.476%
t値
2.307
（p値）
（0.011）

0.052%-1.221%
1.234（0.110）0.004%-0.871%
0.892（0.187）

大型株
バリュー グロース
総計
全体期間：1980-2002
1.266%
0.444%
1.401%
0.097%
0.054%-0.364%
1.644
0.530
2.817
（0.051） （0.298）（0.003）
部分期間Ⅰ：1980-1989
2.419%
1.369%
2.435%
1.548%
1.108%
1.088%
0.852
0.271
2.025
（0.198） （0.394）（0.023）
部分期間Ⅱ：1990-2002
0.379%-0.267%0.606%-1.020% -0.756%-1.481%
1.462
0.462
2.177
（0.073） （0.322）（0.016）

出所：榊原・山﨑 [2004]

10中型株
バリュー グロース

総計

小型株
バリュー グロース

1.696%-0.351%3.080（0.001）

0.997%-0.392%2.106（0.018）1.916%-0.984%4.207（0.000）2.191%-0.913%4.463（0.000）1.512%-1.034%3.510（0.000）2.927%
1.279%
2.121（0.018）1.850%
0.842%
1.474（0.072）2.476%
1.013%
2.313（0.011）2.924%
1.213%
2.585（0.005）1.984%
0.807%
1.710（0.045）0.749%-1.606%2.401（0.009）0.342%-1.341%1.638（0.052）1.485%-2.520%3.681（0.000）1.628%-2.549%3.852（0.000）1.149%-2.450%3.141（0.001）

図２

企業規模別による暦年上半期及び下半期の平均月次収益率
1980 年１月−2002 年 12 月

2.000

︵

平
均
月
次
収
益
率

1.000
0.500
0.000

小型株

︶

％

1.500

-0.500中型株-1.000大型株
上半期（1〜6月）
下半期（7〜12月）

大型株

中型株

小型株

出所：榊原・山﨑 [2004]

図３

バリュー/グロース別による暦年上半期及び下半期の平均月次収益率
1980 年１月−2002 年 12 月

1.600
1.400
1.200
1.000
0.800
0.600
0.400

％

0.200

︶

︵

平
均
月
次
収
益
率

0.000
バリュー

-0.200-0.400グロース
上半期（1〜6月）
下半期（7〜12月）

グロース

バリュー

出所：榊原・山﨑 [2004]

11

図４

企業規模・簿価/時価比率による暦年上半期及び下半期の平均月次収益率
1980 年１月−2002 年 12 月
2.500
2.000
平
均
月
次
収
益
率

1.500
1.000
0.500

％

-0.500

︶

︵

0.000

中型グロース

小型バリュー

上半期（1〜6月）

大 型 バ リ ュー

中型バリュー

大 型 グ ロー ス

中 型 バ リ ュー

大型グロース

中 型 グ ロー ス

小 型 バ リ ュー

大型バリュー

小 型 グ ロー ス

-1.500

下半期（7〜12月）-1.000小型グロース

出所：榊原・山﨑 [2004]

表３

３ファクター・モデルに半年ダミーを加えた時系列回帰による回帰係数の東証１部上場銘柄平均（カッコ内はｔ値）

Ri ,t − R f ,t = α i + bi (R M ,t − R f ,t ) + s i SMBt + hi HMLt + d i Dt + ε i ,t

検証期間（1986年１月−2003年12月）
SMB
HML
Dummy

α
0.332
（18.170）

Rm-Rf
0.971
（102.479）-0.962（-25.715）

0.940（100.364）

0.101（5.125）1.018（106.791）

0.790（49.0588）

0.335（20.329）-0.012（-0.379）1.014（106.595）

0.779（48.192）

0.333（20.152）2.592（40.673）

12

0.235（4.760）表４

３段階月次ソーティング（規模２、B/M３、36 ヶ月β５）による
30 ポートフォリオの月次平均収益率及びポスト・ベータ

小型株
大型株

小型株
大型株

表５

バリュー
ミドル
グロース
バリュー
ミドル
グロース
バリュー
ミドル
グロース
バリュー
ミドル
グロース

検証期間（1986年１月−2003年12月）
低β
β-２
β-３
β-４
高β
パネルA：月次平均投資収益率（％）
0.842
1.323
1.344
1.412
1.413
0.425
0.610
0.663
0.814
0.802
-0.135
0.337
0.387
0.431
0.243
0.565
0.892
0.784
1.090
0.854
0.048
0.284
0.397
0.456
0.456
-0.201-0.0830.045-0.033-0.143
パネルB：ポスト・ベータ
0.806
0.947
1.013
1.114
1.274
0.781
0.929
1.022
1.095
1.237
0.734
1.016
1.128
1.216
1.287
0.653
0.791
0.906
1.008
1.266
0.562
0.728
0.861
1.022
1.257
0.604
0.832
0.974
1.133
1.336

株式投資収益率のベータ、企業規模、簿価／時価比率に対するクロスセクショナル回帰係数の時系列平均（カッコ内はｔ値）
検証期間（1986 年１月−2003 年 12 月）

通年（１−１２月）
β0.566（0.9088）ln(ME)

ln(B/M)-0.173（-1.433）
0.727（4.897）0.456（0.819）-0.161（-1.412）0.624（1.018）0.663（1.193）0.728（5.012）-0.095（-0.821）0.705（6.791）-0.075（-0.695）

0.721（7.032）13

表６

株式投資収益率のベータ、企業規模、簿価／時価比率に対するクロスセクショナル回帰係数の暦年上半期及び下半期別時系列平均（カッコ内はｔ値）
検証期間（1986 年１月−2003 年 12 月）

上半期（１−６月）
β2.320（2.722）ln(ME)

ln(B/M)-0.743（-4.272）
1.307（6.060）1.486（2.008）-0.696（-4.234）

2.362（2.846）1.761（2.365）

1.298（6.171）-0.644（-3.925）

0.894（5.945）-0.574（-3.741）

0.956（6.265）下半期（７−１２月）
β-1.189（-1.352）ln(ME)

ln(B/M)

0.397（2.669）0.147（0.776）-0.574（-0.698）

0.374（2.653）-1.115（-1.274）-0.435（-0.533）

0.158（0.851）
0.454（3.104）0.516（3.646）0.425（3.133）0.486（3.630）14

ディスカッション・ペーパー出版目録

番号2003・1

著者
國部 克彦

論文名
環境会計を企業経営に役立てるためには何が必要か

出版年月
1／2003

2003・2

田中

一弘

経営者の埋め込みとエントレンチメント―企業ガバナンスへの複眼的アプローチに向けて―

2／2003

2003・3

水谷
浦西

文俊
秀司

The Effects of Privatization on TFP Growth and Capital
Adjustments

2／2003

2003・4楊 佳音
奥林 康司

人事制度から見た上海日系企業従業員の移動

3／2003

2003・5平野光俊

人的資源管理における情報の非対称性の生成と克服−小売業 2 社の人事異動のケースを中心に−

3／2003

2003・6

音川和久

Market Liquidity around Quarterly Earnings Announcements:
Evidence in Japan

3／2003

2003・7

砂川
山下

伸幸
忠康

借手のリスク・インセンティブと貸手のリスク・インセンティブ

3／2003

2003・8

忽那 憲治
Marc Cowling

Determinants of Small Business Loan Approval :Evidence from Japanese Survey after 1997 Financial Crisis

3／2003

2003・9増村紀子

四半期財務情報の公開と社債コスト

4／2003

2003・10

砂川
岡田

伸幸
克彦

Corporate Financial Strategy and Stock Price Behavior
in a Noise Trader Model with Limited Arbitrage

4／2003

2003・11平野光俊

双対原理の 2 つの組織モードと個人情報の非対称性

5／2003

2003・12

忽那 憲治
Richard Smith

Why Does Book Building Drive Out Auction Methods of IPO Issuance?
Evidence from Japan (Revised version)

5／2003

2003・13

忽那 憲治
Janet Kiholm
Smith
Richard L. Smith

Banking Relationships and Access to Equity Capital Markets:
Evidence from Japanʼs Main Bank System

5／2003

2003・14久保英也

日本の企業年金制度の現状と課題

6／2003

2003・15村上英樹

低費用航空会社による運賃競争の時間効果とスピルオーバー効果の計測：米国内複占市場のケース

7／2003

2003・16上林憲雄

日本型ビジネススクール教育の論点と課題

7／2003

2003・17

砂川伸幸

事業のリストラクチャリングと持合い解消による資金調達

7／2003

2003・18砂川伸幸

株式持合い解消のシグナリング・モデル

7／2003

2003・19黄磷

カルフールの中国大陸での戦略展開

8／2003

2003・20

奥林康司

Employment Situation and Measures for Increasing Employment
Opportunities; The Case of Japan

8／2003

ディスカッション・ペーパー出版目録

番号2003・21

著者
砂川 伸幸

論文名
Lenderʼs Risk Incentive and Debt Forgiveness

出版年月
8／2003

2003・22

水野
水谷
中山

敬三
文俊
徳良

Industrial Diversity and Metropolitan Unemployment Rate

9／2003

2003・23

忽那
原田

憲治
信行

Small Business Managers as Latent Informal Investors in Japan:
Evidence from a country with a bank-based financial system

9／2003

2003・24

榊原
山崎

茂樹
尚志

我が国株式市場における上半期効果

9／2003

2003・25

小澤康裕

条件付き確率を考慮した監査リスクモデルとリスク評価の重要性

10／2003

2003・26

高尾

厚

巨大リスクの証券化−代替的リスク移転・ART に関する一考察−

10／2003

2003・27

奥林康司

Industrial Relations in a Changing Economy: Japanʼs Experience

11／2003

2003・28

砂川
山下

伸幸
忠康

Debt Forgiveness and Stock Price Reaction of Lending Bank:
Theory and Evidence from Japan

12／2003

2003・29

平野光俊

組織モードの変容と自律型キャリア発達

12／2003

2004・1

奥林康司

New Trends of Japanese Management under IT Revolution

1／2004

2004・2黄磷グローバル化のなかの中国企業

1／2004

2004・3平野 光俊
小河原 好弘マーチャンダイジング・プロセス改革における組織モードと個人情報の非対称性の変容―日本の総合スーパーの事例から―

1／2004

2004・4

高嶋克義

ｅコマースにおける競争の構造

2／2004

2004・5

小川
水野

進
学

検証

2／2004

2004・6小川水野進
学

コンビニ神話とシステム優位

2／2004

2004・7小川進

セブンーイレブンのシステム優位：その統合性と柔軟性

3／2004

2004・8平野光俊

組織モードの変容とコア人材のマネジメント

3／2004

2004・9村上英樹

米国国内市場における低費用キャリアが市場に与えた影響の実
証分析：３社寡占航空市場のケース*

5／2004

2004・10

水野
小川

学
進

同業他社へのノウハウ公開の効果

5／2004

2004・11

榊原
山﨑

茂樹
尚志

わが国株式市場における株式投資収益率の半年効果と 4 ファク
ター・モデル

6／2004

コンビニ神話：店舗業績向上要因に関する実証研究