2009-16
自社株買いに関する展望
畠田

敬

相馬

利行

自社株買いに関する展望
神戸大学大学院経営学研究科 畠田 敬
近畿大学経済学部 相馬 利行

1．はじめに自社株買いとは，企業が利益の一部を用いて既存株主から自己株式を買い戻す行為である．企業利益を株主に移転する意味で，配当と同様，自社株買いを株主に対するペイアウト政策の 1 つの形態として捉えることができる． 図表 1
は，自社株買いが解禁された 1995 年以降における配当金支払額と自社株買いの実施額との推移を表したものである．表－1 から明らかなように，2002 年度以降における日本経済の景気拡大に伴い，配当金の支払いと自社株買いは共に増加傾向にある．しかしながら，両者の推移は異なっている．配当金の支払いは着実に増加傾向にある一方，自社株買いは 2001 年度に大きく急増し，それ以降変動的に推移しながら増加している．
自社株買いの議論を始める際，Miller and Modigliani (1961)による配当無関
連命題(以下，MM の配当無関連命題と呼ぶ)を留意することは重要である．
Miller and Modigliani (1961)は，一定の仮定の下で，①企業価値を決定づけるのは投資額のみであり，②最適な投資額を所与とすれば，資金制約式が満たされる限り，ペイアウトの手段(配当，自社株買い，および内部留保)が企業価値に影響を与えない命題を理論的に導き出している．ここで，一定の仮定とは，主として，(i)税金が存在しない，(ii)情報の非対称性が存在しない，(iii)投資家と企業経営者との間に利害対立が存在しない，(iv)取引コストが存在しない，(v)資本市場が完備である，(vi)経済主体は合理的であることを指している．
MM の配当無関連命題は，厳しい仮定の下で成立する命題である．従って，現実の世界を MM の配当無関連命題そのもので捉えようとするならば，配当の議論と同じように，説明困難な壁に行く手を阻まれることになる．言い換えれば，MM の配当無関連命題を支える仮定の 1 つあるいはいくつかを緩和することで，現実において観測される現象をある程度説明できるようになる．その結果，ペイアウト政策が企業価値に影響を与える経路を見出すことができ，それを企業の自社株買いに対する動機付けの仮説として定式化することができる．
本稿の構成は以下の通りである．本稿の第 2 節では，日本の自社株買いに関する法制度の変遷についての解説を行う．第 3 節では，米国の自社株買いの特1

徴を紹介した上で、日本の自社株買いの特徴についての整理を行う．自社株買いの制度的な変遷や特徴を明らかにした上で，第 4 節以降では，主としてファイナンスの視点から，自社株買いを行う企業の動機付けや自社株買いに対する市場の反応に関する理論研究や実証研究の整理を行う．特に，わが国に関する実証研究は，データセットが十分に蓄積されていないこともあり，それほど多くの研究がなされていない．従って，米国での実証研究を中心に取り上げながら包括的な整理を行う．
2．わが国の自社株買いについて
2.1． 自社株買いの方法
自社株買いには，大別すると，①市場を通じた自社株買い，②公開買い付け，③相対取引による自社株買いの 3 つに分類される1．市場を通じた自社株買いとは，企業が一投資家として市場価格で株式を購入する手法である．この方法は，規制が緩和されるあるいは法律に抵触しないガイドラインが確立するまで，企業の財産減少につながる手段，あるいは，株価操作の温床になりかねない手段として，米国や日本などの国では，長い期間にわたって禁止もしくは厳しく規制されてきた2．公開買い付けおよび相対取引による自社株買いは，企業が事前に定めた株価で事前に定めた金額もし
くは株式数の範囲内で買い入れる手法である．公開買い付けによる自社株買いは，一般株主に対して買い入れ条件を提示するのに対して，相対取引による自社株買い
は，特定の株主に対して買い入れ条件を提示する．2 つの手法は，大量の自己株式を買い戻す場合に適しているが，既存株主から大量の株式を買い戻すために，自社株買い企業は市場価格よりも高い株価を既存株主に提示することが多く，その場合，企業にとって割高な手法となる．相対取引による自社株買いは，子会社による親会社
株式の取得が商法で原則禁止になったことに伴い，2001 年に導入された手法である．
従って，相対取引による自社株買いの多くは，子会社が保有する親会社株式をその親会社が買い受ける目的として利用されている．米国では，市場を通じた自社株買いが主流であり，公開買い付けによる自社株買いは，以前ほど利用されていない．わが国においても，相対取引による自社株買いを除くと，市場を通じた自社株買いが主流となっている3．
1

米国における自社株買いの取得方法には，①市場を通じた自社株買い，②公開買い付け，③ダッチオークションによる自社株買いが存在する．ここで，ダッチオークションによる自社株買いとは，企業が買入予定の株数と事前に定めた最低価格と最高価格を提示し，株主がその価格帯の範囲内で売値と株式数を入札する手法である．
2 例えば，米国におけるルール 10b－18 は，株価操作に抵触することなく自社株を買い入れるガ
イドラインである．
3 例えば，Grullon and Ikenberry (2000)は，1999 年時点での市場を通じた自社株買いが2

2.2． 自社株買いに関する根拠法
わが国の自社株買いが積極的に活用されることになる最初の契機は，1994 年 10月に施行された商法の改正[平成 6 年改正商法]である．それまで，①株式消却のために取得する場合，②合併または他企業の営業全部を譲受けに因る場合，③企
業の権利の実行に当たりその目的を達するために必要な場合，④営業譲渡・譲受，合併のために，株式の買い取り請求規定により株式を買い取る場合を除いて，企業が発行した自己株式を取得することは原則禁止されていた．しかしながら，平成 6 年改正商法の施行により，上記以外の目的として，①利益消却，②使用人(従業員)への譲渡，③売買請求による自社株買い，および，④相続を目的とする自社株買いが可能になった．
平成 6 年改正商法の下での自社株買いの特徴は，株主総会による承認決議を要することである．企業が自社株買いを実施しようとする場合，企業は自社株買いの実
施計画(買入株数，金額，目的，期限などの大枠)について，取締役会での事前決議を要し，その決議内容に関して定時株主総会での承認を得なければならない．承認を得てはじめて，企業は，逐次的に取締役会での決議により，計画の範囲内で自社株買いを実施することができる．
平成 6 年改正商法に基づく自社株買いは，いくつかの点で制約的であった．第 1に，企業は，利益消却のために取得した自己株式を金庫株として，長期間保有し続けることができなかった．すなわち，企業は，例外を除いて遅滞なく株式失効の手続きを行わなければならなかった．第 2 に，使用人への譲渡を目的とする自社株買いの場合，譲渡の対象者が従業員に限定されており，企業が取得できる株式数は，発行済み株
式の 3%までに制限されていた．最後に，企業は，使用人に譲渡を目的として取得した自己株式を，6 ヶ月以内にその使用人に譲渡しなければならなかった．さらに，「みなし配当課税」の課税対象とみなされたこともあり，企業は自社株買いを直ちに活用しなかった．結局，このみなし配当課税が，最終的に 1999 年 3 月末日まで凍結されることを受けて，企業は自社株買いによるペイアウトを本格的に検討するようになった．そのさきがけとして，1995 年 11 月 12 日に，アサヒビールは利益消却を目的とする自社株の買い入れを行う意向を発表した．
自社株買いのより活発的な実施を促すために，政府は，1997 年 6 月に，利益消却の目的以外に，ストックオプション目的による自社株買い[平成 9 年改正商法]，および，
1,212 事例(取得額約 1370 億ドル)であったのに対して，公開買い付けによる自社株買いが21 事例(同約 17 億ドル)であったことを報告している．わが国においては，Tdnet に報告されている事例を集計する限り，2006 年 4 月から 2007 年 3 月までの期間において，市場を通じた自社株買いが 1,253 事例(同約 3 兆 160 億円)，公開買い付けによる自社株買いが 8事例(約 370 億円)，相対取引による自社株買いが 72 事例(同約 2 兆 7730 億円)であった．
3

株式の消却の手続きに関する商法の特例に関する法律[消却特例法]を制定した．平成 9 年改正商法は，従業員のみならず経営陣を対象とするストックオプション制度を導入し，それに伴い，①自己株式を取得する期限を 6 ヶ月から 10 年に延長し，②取得できる株式数の上限を発行済み株式の 3%から 10％に拡大した．消却特例法は，従来の平成 6 年改正商法に基づく株主総会の承認決議による自社株買いと異なり，定款授権による自社株買いである．すなわち，企業は，取得可能株数を定款(定款に定める授権枠は発行済み株式数の 10%以内)に記載すれば，その定められた範囲内において，中間配当予定額の 2 分の 1 を原資として，取締役会の決議により自社株買いを機動的に実施できる(但し，定款に定める，あるいは，定款を変更する
際，株主総会での決議が必要となる．また，1998 年 4 月には，取得原資として
中間配当予定額の 2 分の 1 だけでなく法定準備金を構成する資本準備金の一部も充てることが可能となった)4．
2001 年 10 月により実施された平成 13 年改正商法では，株主総会決議による金庫株制度が導入された．企業は，定時株主総会の決議により，次の定時総会の終結時までに取得できる自己株式の種類，予定総数，および，取得予定価額を定めることにより，目的にかかわらず取締役会での自己株式取得決議により自社株買いを実施でき，そして，期間について制限なく保有できるようになった．金庫株制度の導入によって，企業はこれまで以上に自社株買いを積極的に活用するようになった5．さらに，子会社による親会社株式の取得が原則として禁止されることに伴い，子会社からのその親会社による自社株買いは，取締役会の決議により実行できるようになった．
2003 年 9 月により実施された平成 15 年改正商法では，株主総会決議による自社株買いに加えて，定款授権による自社株買いが可能となった．そして，2006 年 5 月より，会社に関係する法律を統合・再編成した法律として制定された(新)会社法においても，株主総会決議による自社株買いと定款授権による自社株買いを規定している．
現在，自社株買いの多くは，定款授権による自社株買いである．
3．データから見た配当および自社株買いの特徴
3.1 米国における特徴
Allen and Michaely(2003)は，米国を対象とする先行研究のサーベイを行い，消却特例法は，2002 年 9 月末までの時限立法であった．そして，1997 年 6 月から 2001 年 10月までの期間では，利益消却の目的とする自社株買いの根拠法として，平成 6 年改正商法と消却特例法が並存したことになる．この時期において，企業が選択した自社株買いのほとんどは，消却特例法による自社株買いであった．
5 2001 年 10 月から 2002 年 9 月末までの期間において，自社株買いの根拠法として，消却特例法と平成 13 年改正商法が並存したが，実際のところ，平成 13 年改正商法による自社株買いが多
かった．
4

4

自社株買いを含めたペイアウト政策に関する共通な観察事実として，以下の 6つを紹介している．
(1) 大企業や成熟企業ほど，利益を内部留保するのではなく配当金の支払いや自社株買いの実施を通じて，株主にペイアウトしている．
(2) 歴史的に見て，配当金によるペイアウトが中心的な手段であり，自社株買いによるペイアウトは，1980 年代半ばまで副次的な手段に過ぎなかった．しかしながら，1980 年後半以降，自社株買いによるペイアウトは重要な手段になりつつある．
(3) 米国の証券取引所に上場している企業で，かつ，配当を支払っている企業の比率は，低下傾向にある．特に，1980 年代以降，初めてペイアウトを実施しようとする企業の多くは，配当金の支払いよりも自社株買いによるペイアウトである．
(4) 米国では，個人投資家の株式保有比率が高く，従って，個人投資家が大半の配当金を受け取り，それ故，かなりの配当課税を支払っている．
(5) 企業は配当金の支払いを平準化させている．他方，自社株買いの実施額は配当金の支払額よりも変動的である．
(6) 市場は自社株買いの決定や増配・復配のアナウンスに対して好意的に反応(株価の上昇)する一方，減配・無配に対しては反対の反応を示す．
(1)から(6)の現象は，わが国においてもいくつかに関しては同様の現象が観測されるが，異なる現象も観測される．以下において，Allen and Michaely(2003)
が示した観察事実と照らしながら概観する．
3.2 日本における特徴
ここでは，株主総会決議による金庫株制度が導入され，その制度が軌道にある程
度定着したと考えられる 2002 年度から 2005 年度までの 4 年間のデータを用いて，日本における自社株買いと配当の関係に注目しながら自社株買いの特徴についての整理を行う。データの抽出は，東京証券取引所の Td-net を通じて開示される自社株買いに関する記録から，自社株買いによるペイアウトを実施した企業
を，年度ごとに区別しながら行った．ここでは，東証 1 部および 2 部に上場している，金融業(銀行業，証券業，保険業，その他金融業)を除く企業に限定している．さらに，自社株買いを実施した標本を抽出する際，子会社からの取得目的として実施された自社株買いは，買収・合併等を目的とする自社株買いなので，分析対象から除いている．結果として抽出された標本数は，延べ 1,784 である．
表－2 は，企業によって実施された配当によるペイアウトおよび自社株買いに5よるペイアウトについて整理したものである．表－2 の各列は，各年度，および，4 年間において，それぞれの配当および自社株買いによるペイアウトを実施している標本の総数を示している．
表から分かるように，わが国において，ほとんどの企業が，配当によるペイアウトを実施している．2002 年度から 2005 年度までの期間において，抽出された標本数6は，合計 7,252 であり，配当によるペイアウトを実施している標本数は，全体の 86％を占める 6,266 である．一方，自社株買いによるペイアウトを実施している標本数は，1,784(約 28％)である．また，配当と自社株買いの両方を用いてペイアウトを実施している標本数は，1,740 である．すなわち，自社
株買いによるペイアウトを実施している多くの企業は，必ず配当によるペイア
ウトを実施している．米国では，配当によるペイアウトを実施している標本の割合は，2000 年末時点において，全体の約 50％，自社株買いによるペイアウトを実施している標本は約 80％，そして，配当と自社株買いの両方によるペイア
ウトは全体の約 35％であり，むしろ自社株買いによるペイアウトが中心であり，わが国と対照的である(Grullon and Michaely (2002))．
表－3 は，業種(日経業種コードの中分類)に応じて，2002 年度から 2005 年度
までにおける配当および自社株買いによるペイアウトの集計値を示している．
配当によるペイアウトを実施する企業の割合が高い業種は，水産，陸運，電力，
ガスの業種であり，いずれも 100％の実施率，すなわち，業種に属するすべての企業で配当によるペイアウトが実施されている．他方，配当によるペイアウトを実施する企業の割合が低い業種は，鉱業(実施率は約 48％)・空運(約 57％)，
海運(約 71％)，造船(約 75％)の業種である．自社株買いによるペイアウトに着目すると，自社株買いによるペイアウトの実施率が高い業種は，水産(実施率は約 43％)，電力(約 41％)，医薬品(約 41％)，パルプ･紙(約 33％)の業種であり，実施率が低い業種は，造船(実施率は 0％)，鉱業(約 4％)，倉庫(約 13％)，石油(約15％)の業種である．業種間における配当の実施率と自社株買の実施率の相関係数は，0.61 の正相関を示しており，両者の間で補完的な関係が成立していることを改めて確認することができる．最後に，配当と自社株買いの両方によるペイアウトを実施している標本割合が高い業種は，水産(実施率は約 43％)，電力(約41％)，医薬品(約 41％)，パルプ･紙(約 33％)の業種である．
表－4 は，2002 年度から 2005 年度までの 4 年間に連続して東証 1 部および 2部に上場している企業に注目し，それらの企業が配当や自社株買いによるペイアウトをどの程度の頻度で実施しているかを示したものである．対象となる企
業数は 1,688 であり，そのうち 4 年間配当金の支払いを実施している企業は決算月数が 12 ヶ月以下の標本，あるいは，配当支払い総額や自社株買い実施
総額に不備がある標本も，対象から除いている．
6

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1,313(約 78％=1,313/1,688)である．4 年間配当によるペイアウトを実施している 1,313 の企業のうち，4 年間を通じて 1 度も自社株買いを実施しない企業は546( 約 42% ＝ 546/1,313) ， 1 度 し か 実 施 し て い な い 企 業 は 288( 約 22 ％=288/1,313)，2 度実施した企業は 231(約 18％=231/1,313)，3 度実施した企業
は 151(約 12％=151/1,313)，毎期実施した企業は 97(約 7％=97/1,313)である7．
表－４から，配当によるペイアウトは毎期実施する傾向が見られる一方，自社株買いによるペイアウトには，そのような傾向は見られない．この現象は，米国においても観察される(例えば，Allen and Michaely (2003))．
表－5，表－6 は，自社株買いによるペイアウトを実施している企業と実施していない企業との財務的な特徴を示している．多くの財務データは，主として
日経 Needs Financial Quest から入手している．表－5 は，年度および業種をコ
ントロールした上での，自社株買いを実施した標本と自社株買いを実施していない標本との記述統計量を，表－6 では，年度，業種，および，前年度，前々年度のトービン Q(時価簿価比率)の平均でパフォーマンスを調整した上での，自社株買いを実施した標本と自社株買いを実施していない標本との記述統計量をそ
れぞれ表している．そして，各々の表における最終列は，それぞれの指標について，自社株買いによるペイアウトを実施している標本と実施していない標本との間に関する標本平均の違いについての検定統計量を示したものである．
全体的な特徴としては，自社株買いによるペイアウトを実施した標本における，キャッシュフローに占める配当および自社株買いによるペイアウト総額の割合(PAYOUT/CF)，Fama and French の 3 ファクターモデルから推定されるマーケットベータ(BETA)の標本平均は，実施していない標本におけるそれらよりも，大きく，かつ，その値は統計的に有意である．他方，投資率(INVEST)，ROA，裁量的会計発生高(DA)8，負債比率(LEV)，資本コスト(WACC)に関して
は，それらの値は小さく，かつ，統計的に有意である．その他，トービン Q(Q)，
資産規模(SIZE)に関しては，少なくとも表－5，表－6 のどちらかにおいて差が統計的に有意である．一方，キャッシュフローに占めるペイアウト総額の割合
7

低頻度グループを，4 年間のうち２年(度)以下の回数で自社株買いによるペイアウトを実施する企業からなる標本，高頻度グループを，4 年間うち 3 年(度)以上の回数で自社株買いによるペイアウトを実施する企業からなる標本と定義すると，表－4 から，低頻度グループに分類される企業としては，空運，パルプ紙，石油，海運の業種に属する企業であり，高頻度グループに分類される企業は，通信，電力，医薬品，ゴムの業種に属する企業である．
8 会計発生高とは，利益と営業キャッシュフローとの差であり，この差額が存在することは，企業がキャッシュフロー以上に財務諸表に計上する利益を操作している可能性があることを意味する．但し，会計発生高は，経営者が裁量的に操作できない非裁量的会計発生高(non-discretionary accruals)と操作できる裁量的発生高(discretionary accruals)に分割される．裁量的な会計発生高の推計方法に関しては，例えば，Kothari et al.(2005)を参照せよ．
7

(DIVIDEND/CF)，現金保有比率(RCASH)に関しては，自社株買い実施の有無にかかわらず差は統計的に有意でない．DIVIDEND/CF に関して差がないのにもかかわらず，PAYOUT/CF に関して差が有意に観察されることは，日本において配当と自社株買いが代替的な関係が成立していないことを示唆している．
また，株主構成に着目すると，自社株買いを実施した標本において，大株主の株式保有比率，役員の株式保有比率，金融機関や外国法人を除く法人の株式保有比率が低く，一方で，金融機関，外国法人の株式保有比率は高い．個人や投信の保有比率においては，有意な差は観察されない．
4．自社株買いの動機付け－配当と代替的な手段としての自社株買い
自社株買いの動機付けとして，様々な仮説が存在する．それらの仮説を支える主要な前提条件に焦点を当てると，①税金の存在，②企業と投資家との間に関する情報の非対称性の存在，③経営者と投資家との利害対立に分類することができる．これらは，第 1 節で説明したように，MM の無関連命題を支える仮定と密接な関係がある．自社株買いを配当と同様に株主へのペイアウトの代替的な方法として捉えると，配当に関する議論をそのまま適用することができる．
以下では，自社株買いを配当と完全な代替物として捉えて，自社株買いの動機
付けについて議論する．尚，自社株買いを配当と区別した議論については，第 5節以降で取り上げる．
4.1

税金と自社株買い

株主は，配当や自社株買いを通じて利益の一部を所得として受け取る．所得として支払われる限り，株主には税金の支払い義務が発生する．もし配当と自社株買いに同一の税率が課せられ，かつ，それらの税率がすべての投資家に対して同一であるならば，投資家にとって配当と自社株買いは無差別となる．また，株主の富の最大化を目的とする企業であるかぎり，企業にとっても配当と自社株買いは無差別となる9．しかしながら，現実問題として，配当や自社株買いに対する税金の取り扱いは異なる．配当として支払われた所得に対しては配当税率が課せられ，自社株買いによって生じた譲渡所得に対してはキャピタル
ゲイン税率が課せられる．配当税率およびキャピタルゲイン税率は，投資家によっても異なる．例えば，年金基金や財団法人などの機関は，原則非課税主体である．個人投資家の場合，個人の所得に応じて配当の課税率は異なる．企業9

正確に言及するならば，株主の富を最大化する企業が行う最適なペイアウト政策は，配当や自社株買いをしない，すなわち，ペイアウトせず利益を留保することである．
8

は，流動資産や投資資産として他企業の株式を保有する場合，配当の二重課税の問題から，他企業から受け取る配当の一定割合を，税控除として取り扱うことができる．従って，配当と自社株買いは，もはや投資家や企業にとって無差別ではなくなる．例えば，高い配当税率が課せられている投資家は，配当よりも自社株買いによるペイアウトを選好する．視点を変えると，株主の富の最大化を目的とする企業である限り，高い配当税率が課せられている投資家層によって株式を保有されている企業では，自社株買いによるペイアウトが選択されやすくなるであろう10．
予期せざる税制の変更に対して，企業がペイアウト政策をどのように変更したかを検証することで，税率と自社株買いとの関係を明らかにすることができる．Brown et al. (2007)は，1990 年代後半から 2000 年前半の期間において自社株買いによるペイアウトが急速に増加したが，2003 年 5 月に実施された配当
税 率 の 削 減 11 を 柱 と す る 税 制 の 改 正 [Jobs and Growth Tax Relief
Reconciliation Act，以下では JGTRRA と呼ぶ]によって，2003 年以降，配当によるペイアウトが再び活発化し，特に復配を実施する企業が増加した実証結果を報告している．さらに，彼らは，JGTRRA 以降，企業の配当額が増加している一方，ペイアウト総額自体は変化していない実証結果を報告している．これは，企業が税率(変更)に対してペイアウトを一定に維持しながら，自社株買いから配当にペイアウトの手段を切り替えていることを示唆している．
4.2

伝統的なシグンナリング仮説12とエイジェンシー仮説

税率の違いによる動機付け以外に，自社株買いと配当を代替的なペイアウト
手段として捉えた場合，Battacharya(1979)や Miller and Rock (1985)等による伝統的な配当のシグナリング仮説の議論や Jensen(1986)のエイジェンシー仮説の議論をそのまま適用することができる．伝統的なシグナリング仮説の下では，将来の収益性を市場に伝達するために，企業は自社株買いを行う．シグナリン
グ仮説の基本的な前提は，企業のファンダメンタル(例えば，将来の収益性や資税率とペイアウト政策の選択に関係が存在するとき，税効果(tax effect)が存在するという．
11 JGTRRA では，個人所得税の株の譲渡益に対する最高税率が現行の 20%から 15%に引き下げられるとともに，現行では通常の所得税率の対象となっていた配当の最高税率も38.6%から 15%に引き下げられた．
12 伝統的なシグナリング仮説とは，将来の収益性に関して企業経営者と投資家との間に情報の非対称性があることを仮定している．4.4 で見るように，近年，将来の収益性ではなく，資本コストに関する情報の非対称性に着目して，シグナリング仮説を説明しようとする研究も存在する(例えば，Grullon and Michaely (2004))．本稿では，2 つのシグナリング仮説を区別するために，伝統的なシグナリング仮説と名称している．
109本コスト)について，企業と投資家との間において情報の非対称性が存在することである．従って，株式市場では企業価値(株価)が正しく価格付けされておらず，
過大評価されている企業と過小評価されている企業が共存している．
例えば，Battacharya(1979)に従って，投資機会に関して情報の非対称性が存在し，かつ，現時点において一部の株主に株式の売却を強いるような流動性リ
スクが存在する状況を考えてみよう．株主の富の最大化を目的とする企業である限り，市場で過小評価されている企業は，売却の必要性に直面している株主のために，コストを支払ってでも過小評価を修正しようとするインセンティブを持つ．他方，市場で過大評価されている企業は，そのようなインセンティブを持たない．従って，自社株買いにコミットする企業は，有益な投資機会を有しているが「過小評価」されている企業である．すなわち，自社株買いは，「過小評価」のシグナルである．従って，自社株買いがアナウンスされると，市場は，そのシグナルに基づいて企業評価の改訂を行い，その結果，株価は上昇す
る．
伝統的なシグナリング仮説では，情報の非対称性を前提とすることに対して，
エイジェンシー仮説では，経営者と株主との間に利害の対立が存在することを前提とする．エイジェンシー仮説の典型的な例は，経営者に潜む私的便益(private benefit)や拡大志向(empire building)である．このような状況の下では，経営者には，株主の利益を犠牲にして過剰投資(非効率なプロジェクト)をしようとするインセンティブが存在する．従って，経営者による過剰投資を抑制する 1
つの方法として，コーポレートガバナンスや経営者報酬システムを活用することが挙げられる．例えば，株主の権利を利用して，企業内部から経営者の行動を規律付けること，あるいは，株主との利害が一致するような経営者の報酬シ
ステムを経営者との間で契約することである．もう 1 つの方法は，ペイアウト
政策を活用することである．株主は，過剰投資に向けられる余剰資金を配当や自社株買いを用いてペイアウトさせることで，経営者に過剰投資を抑制させる
ことができる(Jensen(1986))．エイジェンシー仮説では，自社株買いによって過剰投資をしている企業の価値は改善する．従って，シグナリング仮説と同様に，自社株買いがアナウンス(＝実施)されると，株価は上昇することになる．
4.3

伝統的なシグナリング仮説とエイジェンシー仮説に関する実証研究

伝統的なシグナリング仮説とエイジェンシー仮説では，それぞれが注目している前提条件は異なる一方，自社株買いによって株価が上昇する点で，2 つの仮説は共通する．しかしながら，伝統的なシグナリング仮説の下で株価が上昇する原因は，市場での企業評価が修正されるからであり，その後に生じる ROE や

10

ROA 等の収益指標の上昇は，自社株買い企業が本質的に収益性の高い企業であることを反映しているに過ぎない．言い換えれば，自社株買いは企業の投資政策に影響しない．従って，本質的な企業価値自体は何ら変化していないことに注意する必要がある．他方，エイジェンシー仮説の下で株価が上昇する原因は，企業に自社株買いを実施させることで，経営者による過剰投資が抑制され，企業価値が上昇するからである．
多くの実証研究において，配当のアナウンスと同様，自社株買いのアナウン
スにより株価が上昇することが報告されている13．しかしながら，株価の上昇が，伝統的なシグナリング仮説によるものなのか，エイジェンシー仮説によるもの
なのか，あるいは，全く別の仮説によるものなのかについては，未だ見解の一致を得ていない．従って，研究者は，様々な視点からこの識別問題に取り組んでいる．例えば，伝統的なシグナリングモデルでは，情報の非対称性問題に直面している，例えば，資産規模が小さい企業に対して，自社株買いによる株価の上昇効果が大きくなることが予想される．他方，エイジェンシーモデルでは，過剰投資に陥っている企業，例えば，時価簿価比率が小さい企業，コーポレー
トガバナンスによる規律付けや経営者に対する報酬システムが機能していない企業に対して，株価の上昇効果が大きくなることが予想される．さらに，企業の投資額や手元資金の推移に注目すると，エイジェンシーモデルでは，自社株買いを実施することで実物投資，R&D 投資，M＆A が抑制され，また，手元現金保有高が減少することが予想される．
Vermaelen (1981)，Lie(2005a)14は，米国の公開買い付けによる自社株買いや市場通じた自社株買いをアナウンスした企業について，自社株買いのアナウン
ス以降おける企業業績の推移に着目している．彼らは，アナウンス以降において一株当たりの利益や ROA が有意に増加していることを報告している．また
Ikenberry et al. (1995)は，資産規模が小さい企業に対して，自社株買いのアナ
ウンス効果が大きくなる実証結果を報告している．これらの結果は，伝統的な日本に関する研究として，Zang (2002), Hatakeda and Isagawa (2004)，畠田(2005)等が挙げられる．いずれの研究も，自社株買いのアナウンスにより株価が上昇する実証結果を報告している．
14 Lie (2005a)は，後に紹介する Grullon and Michaely (2004)とほぼ同一の標本を用いて，自社株買いのアナウンス以降において ROA が上昇する実証結果，すなわち，Grullon andMichaely (2004)の主張と相反する結果を報告している．Lie (2005a)は，自社株買いのアナ
ウンス以降における四半期ベースの ROA を利用した場合，自社株買い後 2 四半期において利益の上昇が観察されること，特に，単に自社株買いをアナウンスした企業ではなく，実際に自社株買いを実施した企業に焦点を当てた場合，利益の上昇が観察されることを報告している．前者の結果は，自社株買いが比較的に近い将来の収益の上昇を表すシグナルであることを，後者の結果は，自社株買いのアナウンス自体はコミットメントがそれほど強くないことをそれぞれ示唆している．
13

11

シグナリングモデルの下で想定される結果と整合的である．
他方，Nohel and Tarhan (1998)によれば，米国の公開買い付けによる自社株買い企業において収益の増加が観察された企業は，時価簿価比率の低い企業に集中しており，さらに，多くの自社株買い企業は，実物投資や M&A を増加させていない．Grullon and Michaely (2004)も，米国における自社株買いのデー
タを用いて，自社株買いのアナウンス以降において，投資や手元現金保有高の減少が観察されることを報告している．これらは，伝統的なシグナリング仮説
よりもむしろエイジェンシー仮説を支持する実証結果であるかもしれない．
4.4.

成熟仮説/ライフサイクル仮説

Grullon and Michaely (2004)は，米国における市場を通じた自社株買いをアナウンスした企業について，自社株買いをアナウンスしなかった同等企業と比較した場合，収益指標である ROA が低いこと，投資や現金保有残高が低下していること，さらに，システマティックリスク(CAPM ベータ)が，アナウンス以
降の 3 年間において，有意に低いことを報告している．これらは，伝統的なシグナリング仮説から予想される結果と整合的ではない．自社株買いが将来の収益性に関する楽観的なシグナルであるならば，自社株買い企業の収益や投資はアナウンス以降において増加するはずである．投資の減少や現金保有高の減少15は，むしろフリーキャッシュフロー仮説とある程度整合的である．しかしながら，フリーキャッシュフロー仮説は，自社株買いとシステマティックリスクとの関係について何も言及していない．
Grullon and Michaely (2004)は，自社株買いを将来の収益性のシグナルとして捉えるよりも，企業のライフサイクルにおいて高成長の局面から低成長の局面に移行したことを示すリスクのシグナルとして捉えるべきであることを主張している．彼らの主張は成熟仮説(Maturity hypothesis)，もしくは，ライフサ
イクル仮説(Lifecycle Hypothesis)と呼ばれている16．
安定成長の局面に移行した企業では，収益が安定化する．また，有益な投資機会がないことから投資が減少し，将来の資金に対する需要も低下する．従って，自社株買いは，その企業が成長性の乏しい成熟企業であることを示すシグナルであると同時に，収益の安定化に伴い，システマティックリスク(資本コスGrullon and Michaely (2004)は，時価簿価比率が低い企業－エイジェンシー問題に直面している企業－ほど，現金保有残高の減少がもたらす株価の上昇効果が大きくなる結果を報告している．
16 Grullon and Michaely (2004)は，システマティックリスクの大きさを企業の成熟度の代理変数として捉えている．DeAngelo et al. (2006)は，企業の成熟度の代理変数として，純資産に占める留保利益の大きさを利用している．
1512ト)が低いことを市場にアナウンスする．前者のシグナルは，自社株買い企業の株価に対して負の効果をもたらし，後者は正の効果をもたらす．他方，エイジ
ェンシー仮説の下では，企業は，自社株買いや配当を用いて，余剰な資金を株主に還元することで，過剰投資が抑制される．この効果は，自社株買い企業の株価を上昇させる効果を持つ．従って，Grullon and Michaely (2004)は，多くの先行研究において観察される自社株買いのアナウンスによる株価の短期的な上昇を，システマティックリスクの低下とエイジェンシー問題の解消による正の効果が，将来の収益性の低下による負の効果を上回っていることによるもの
であり，将来の収益性の上昇だけによるものでないことを指摘している．
4.5.

自社株買いのアナウンスメントによる長期効果

Ikenberry et al. (1995)は，1980 年から 1990 年までの期間にアナウンスされた市場を通じた自社株買いのデータを用いて，4 年間の株価への長期効果を計測したところ，自社株買いを実施した企業の株式の超過収益率が，4 年間で平均12%を超えていることを報告している17．Peyer and Vermaelen (2008)は，1991
年から 2001 年までの期間にアナウンスされた市場を通じた自社株買いのデー
タを用いても，アノマリーとして未だに長期効果が存続していることを報告している．もし市場が効率的であるならば，自社株買いのシグナルは，市場における裁定取引を通じて瞬時に株価に反映される．従って，長期効果の存在は，市場において何らかの理由で裁定取引に限界がある，言い換えれば，市場に非効率性が存在し，シグナルに含まれる情報が瞬時に株価に反映されないことを示唆する．
Grullon and Michaely (2004)は，自社株買いのアナウンス時において，市場がシステマティックリスクを正しく評価できないので，自社株買いのアナウン
スメント効果が長期的に持続することを主張している．他方，Gong et al. (2008)
は，企業が自社株買いをアナウンスする前に，利益マネジメント(earnings
management)を行っている可能性を指摘し，市場が企業の利益マネジメントを瞬時に正しく評価できないことから長期効果が存在することを報告している．
ところで，自社株買いのアナウンスによる長期効果という現象は，シグナリ
ング仮説にとってあまり歓迎されない側面をもつ．シグナリング仮説の下では，企業は市場における過小評価を出来るだけ早く解消したいので，自社株買いを行おうとする．すなわち，株価の上昇が長期間続く，すなわち，株価が自社株買いのアナウンスに対して瞬時に反応しないことは，自社株買いがシグナリン
特に，Ikenberry et al. (1995)は，時価簿価比率の低いバリュー株において，4 年間で平均 45%を超える超過収益率が観察されることを報告している．
17

13

グの役割を十分に果たしていないことを意味する．
5．自社株買いの独自性と動機付け
第 4 節では，自社株買いと配当の関係が完全代替的であることを前提に議論を行った．しかしながら，現実において自社株買いは配当といくつかの点で異なる．例えば，企業がアナウンスした配当支払予定額は，ある程度確実に実行される．しかしながら，自社株買いの場合，企業はアナウンスした買い入れ予定額(予定株数)を必ずしも実行していない．買い入れ予定額どおり自社株買いを実施する企業も存在すれば，実施しない企業も存在する．驚くことに，アナウンスをしたのに関わらず，自社株買いを全く実施しない企業さえ存在する．また，配当の場合，企業は一定の期日において支払いを一括的に行う．しかしながら，自社株買いの場合，一定の期間内であれば，定めた範囲内で複数回に分けて自社株買いを実施できる．従って，その期間内において 1 回しか自社株買いを実施しない企業もあれば，数回にわたって実施する企業も存在する．
配当との違いに注目することで，自社株買いがペイアウト政策において果た
している役割を捉えようとする研究は多い．そこで，以下では，自社株買いと配当が代替的な関係ではないことを前提とする自社株買いの動機付けについての整理を行う．
5.1

マーケットタイミング仮説

Comment and Jarrell (1991) ， Ikenberry et al. (1995) ， Stephens andWeisbach(1998)等は，米国の自社株買いデータを用いて，自社株買い企業の株価が，自社株買いのアナウンス直前まで下落し，自社株買いのアナウンスによって上昇する結果を報告している．日本においても，Zang (2002)，Hatakeda
and Isagawa (2004)が同様の結果を報告している．配当のアナウンス前後における株価動向と比較しても，アナウンス直前まで株価が下落する現象は，自社
株買い特有の現象である．
Lucas and McDonald (1990)は，株式発行の決定モデルを応用することで，この現象を説明している．彼らのモデルでは，企業経営者のみが真の企業価値を知っており，企業と一般投資家との間で事前的な情報の非対称性が存在することを仮定している．このように逆選択問題に直面している状況の下では，自社株買いに関して時機を有している企業は，自社の企業価値が最も過小評価(undervalued)された時点で自社株買いを行うことで，正のキャピタルゲインを得ることができる．自社株買いは，伝統的なシグナリング仮説と同様に，過小14

評価のシグナルとなる．従って，自社株買いがアナウンスされるまで株価は低迷し，自社株買いのアナウンスによって企業価値の評価の改訂がなされ，その結果，株価は上昇することになる．
ここでの情報の非対称性の源泉は，企業のファンダメンタルに影響を及ぼす
諸要因を指しており，Battacharya (1979)や Miller and Rock (1985)らが主張するところの投資機会や収益性に限定されない．伝統的なシグナリング仮説と異なる点として，企業は自社株買いに応じようとする株主の利益を考慮している
わけではない．むしろ裁定機会を利用して，情報劣位である一般投資家から富の移転(wealth transfer)を獲得するために，企業は自社株買いを行うのである．
このような動機付けによって行われる自社株買いは，マーケットタイミング仮説(market timing hypothesis)と呼ばれる．
Stephens and Weisbach (1998)，Cook et al. (2004)は，米国の自社株買いデータを用いて，買い入れ予定総額に対する自社株買い実施額の割合(自社株買い実施率)と自社株買い実施直前までの一定期間における株式の累積超過収益率との間で，統計的に有意な負の関係が成立する実証結果を報告している18．累積超
過収益率が平均的に負の値であることから，負の関係は，株価が下落した後に企業が自社株買いを実施する傾向が高いことを示しており，マーケットタイミ
ング仮説と整合的である．また，Hatakeda and Isagawa (2004)は，日本においても概ね同様の結果を報告している．
Brockman and Chung (2001)，Cook et al. (2004)は，自社株買いが行われた
ときの株価と売買高のデータを用いて，実際に自社株買いに要した費用と自社株買いが行われたとき以外の株価を用いて計測された仮想的な自社株買い費用とを比較することで，企業が自社株買いの時機を考慮している可能性について検証している．もし企業が時機を考慮して自社株買いを行っているならば，自社株買いにかかる費用は，仮想的な費用よりも安価になることが予想される．
Cook et al. (2004)は，米国市場(NYSE 市場，NASDAQ 市場)の小標本データ(NYSE 市場に上場している企業数は 23 企業，NASDAQ 市場に上場している企
業数は 40 企業)を用いて，NYSE 市場に上場している企業では，自社株買いにかかる費用が仮想的な費用と比較すると安価であること，それに対して，
NASDAQ 市場に上場している企業では，その費用が仮想的な費用よりも高いことを報告している．この結果はマーケットタイミング仮説と一部整合的でない．
なぜならば，マーケットタイミング仮説が成立している下では，逆選択問題にCook et al. (2004)は，NYSE 市場に上場する企業と NASDAQ 企業に上場する企業に分類した場合，NYSE 市場に上場する企業において，自社株買いの実施率と自社株買い実施直前までの累積超過収益率の間に負の関係が観察され，NASDAQ 企業においてそのような関係が観察されないことを報告している．
18

15

より直面している NASDAQ 市場において自社株買いの時機の可能性が強く支持されるはずである．また，彼らは，NYSE 市場に上場している企業の約 4 割
が，ビット価格での指値注文によって自社株買いを行っており，かつ，自社株買い以降において株価が安定していることを報告している．これらの結果は，NYSE 市場に上場している企業が正のキャピタルゲインの獲得以外の目的で自社株買いを行っている可能性を示唆している．他方，Brockman and Chung(2001)は，米国とは異なり，実施された自社株買いについての情報開示が要求される香港市場19を対象とした分析を行っており，実際に自社株買いに要した費用が仮想的な費用よりも有意に下回ることを報告している．彼らの結果は，Cooket al. (2004)と対照的に，マーケットタイミング仮説と整合的である20．
5.2

取引の流動性21

マーケットタイミング仮説が成立する下では，市場を通じて自社株買いを行う企業は，情報をもつ投資家(informed investors)である．従って，情報をもたない一般投資家(uninformed investors)との株式売買において，事前的な情報の非対称性，すなわち，逆選択の問題(adverse selection problem)が存在する．逆選択問題の下での株式売買では，情報をもたない投資家から情報を持つ投資家へ富の移転(wealth transfer)が発生する可能性があるので，情報をもたない投資家は売買取引に対して消極的になる．従って，マーケットタイミング仮説が成立する下では，市場における取引の流動性は低下する22．
自社株買いと取引の流動性との関係について着目することは，マーケットタ
19

香港における自社株買いは，米国のルールとは異なっており，自社株買いを行う前に自社株買いに関する決議案を株主総会において承認を得なければならず，また，承認された
決議は 1 年間有効であり，企業はその期間買い入れ予定額の範囲内である程度自由に自社株買いを実施できる(実施回数は複数回でも構わない)．そして，自社株買いを行った場合，日時，実施額，および実施株数を投資家に対して情報開示しなければならない(詳細は，Brockman and Chung (2001)を参照)．
20 Brockman and Chung (2001) は ， 各 企 業 に つ い て ブ ー ト ス ト ラ ッ プ 法 (Bootstrap
method)を用いることにより，他の日に自社株買いを実施したときに要したであろう仮想的な費用の経験分布を作成し，実際に自社株買いに要した費用よりも下回る確率を求めることで，マーケットタイミング仮説を検証している．そして，彼らは，仮想的な費用が実際に要した費用よりも下回る確率が 5％以下の企業が約 4 割近く存在していることを報告している．
21 取引の流動性とは，取引時に投資家自らの注文によって価格が一時的に大きく変化した
りせず，大量の注文を短時間で処理する能力を指す．流動性を表す指標として，ビッド－
アスク・スプレッド，デプス(厚み)，即時性，価格の柔軟性等が挙げられる．
22 Brennan and Thakor (1990)は，逆選択問題を考慮することで，情報を保有する投資家が多数を占める株主構成からなる企業では，自社株買いによるペイアウトを選択し，そうでない企業では配当によるペイアウトを選択することを示している．
16

イミング仮説を検証する間接的なアプローチである．例えば，Barclay andSmith (1988)，Cook et al. (2004)は，米国における自社株買いのアナウンスに対してビット－アスク･スプレッドが縮小している，すなわち，取引の流動性が上昇していることを報告している．また，Miller and McConnell (1995)は，ビット－アスク･スプレッドに変化が見られないことを報告している．彼らの結果
は，マーケットタイミング仮説と整合的ではない．Cook et al. (2004)は，先に示した5.1の結果と併せて，米国における企業が私的情報を利用して自社株買い
から正のキャピタルゲインを獲得しようとするよりも，情報の非対称性による取引の流動性の低下を抑制するために，自社株買いを実施している可能性を指摘している．他方，Brockman and Chung (2001)は，香港市場のデータを用いて，自社株買いのアナウンスに対してビット－アスク･スプレッドが上昇し，デプスが減少していることを報告している．彼らの結果はマーケットタイミング仮説と整合的である．
6．利益マネジメント
財務会計学の視点から企業の意思決定を捉える場合，会計ルールには許容範囲があり，企業はその範囲内で最適なルールを選択することができる．例えば，Healy and Wahlen (1999)によれば，経営者による企業買収(MBO)，新規公開株
式発行(IPO)，既上場会社による公募増資(SEO)等の理由により，業績連動型の経営者報酬を上げるために，あるいは，債務契約の条項に違反しないように，企業は，裁量的な会計発生高(discretionary accruals)23を通じて利益をマネジメントする(earnings management)インセンティブを持つ．また，市場が利益マ
ネジメントの程度を正確に把握できない場合，企業が行う利益マネジメントによって株価が影響される可能性がある．経営者による企業買収，新規公開株式発行，公募増資に関して，その可能性の存在を指摘している実証研究も多い．
Gong et al. (2008)は，米国の市場を通じた自社株買いのデータを用いて，自社株買いの直前に企業が利益マネジメントを行っているかどうか，そして，企業が利益マネジメントを行っているならば，利益マネジメントが ROA や株価に対して短期的および長期的にどのような効果を持っているかを検証している24．
株価が過小評価されている状況下において，自社株買いのシグナルだけでは市場が企業の情報を十分に評価できないとき，企業は，自社株買いに加えて補完的な手段として，利益マネジメントを行う(以下では，補完的な利益マネジメン
脚注 8 を参照せよ．
Louis and White (2007)は，米国の公開買付やダッチオークションによる自社株買いについて同様の分析を行っている．

23
24

17

トと呼ぶ)ことが考えられる．他方，企業は，アナウンスの直前に利益を過小に報告することで，株価をさらに下げようとする(以下では，負の利益マネジメン
トと呼ぶ)ことも考えられる．後者の場合，情報優位の立場にある企業は，負の利益マネジメントを行うことで，自社株買いを通じて情報を持たない一般投資家からの富の移転(wealth transfer)を行うことができる．従って，負の利益マネ
ジメントは，マーケットタイミング仮説と整合的である．
Gong et al. (2008)は，①自社株買いを実施している企業ほど負の利益マネジ
メントを行っていること，②自社株買いを行っている企業に対して ROA や株価の短期的な上昇や株価の長期的な上昇が観察されること，そして，③利益マネジメントをコントロールした場合，ROA や株価の短期的な上昇や株価の長期的な上昇が観察されなくなることを報告している．すなわち，自社株買いのアナ
ウンス後において生じる ROA の上昇は，自社株買い企業が収益性の高い企業であることを表明しているのではなく，アナウンス前に行われた負の利益マネジ
メントによって低下した ROA が，アナウンス以降において反対の利益マネジメ
ントによって ROA の水準が上昇したことを表す．従って，彼らは，株価の長期的な上昇効果が自社株買いの特有の要因というよりも，むしろ利益マネジメン
トによって説明されることを指摘しており，伝統的なシグナリング仮説に対して否定的な見解を示している．また，彼らは，投資家が企業の利益マネジメン
トの程度を評価できない結果，自社株買いのアナウンスによる長期的な株価の上昇が観察されることを主張している．
7．敵対的な買収
Bagwell (1991)は，企業の敵対的な買収からの回避手段としての自社株買いの役割について考察している．彼によれば，投資家が企業に対して均一的な評価が出来ない，すなわち，株式に関して右上がりの供給関数を想定するとき，買収の標的に晒されている企業は，自社に対して低い評価を行っている株主から株式を買い戻すことによって，相対的に高い評価をしている投資家からなる株
主構成に変更することができる．その結果，買収を画策する企業が株式を買い占めようとしても，既存株主に対してより高い買収価格を提示しなければならなくなり，買収にかかる費用は上昇する．同様に，Stulz (1988)，Harris andRaviv (1988)は，負債によって調達した資金で行う自社株買いによって，標的企業の負債比率が上昇し，上昇した負債の返済義務によりフリーキャッシュフロ
ーが減少することで，企業の過剰投資が抑制され，その結果，企業価値(買収価格)が上昇し，敵対的な買収が回避されることを示している．
Bagwell (1991，1992)，Comment and Jarrell (1991)は，米国での公開買い

18

付けやダッチオークションの方法による自社株買いのデータを用いて，企業が自社株買いを買収企業からの防衛手段として利用している仮説を支持する実証
結果を報告している．Billett and Xue(2007)は，米国での市場を通じた自社株買いについて，予想買収確率から自社株買いの実施額への有意な正の関係であることを報告し，買収される可能性が高い企業ほど，買収防衛の手段として市場を通じた自社株買いを活用していることを主張している．
8． 経営者の規律付け25
機関投資家の台頭やストックオプション制度の普及など，企業を取り巻く環
境は大きく変貌している．企業のペイアウト政策はこれらの要因にどのように影響しているのであろうか．先行研究は，①企業経営者の努力インセンティブを設定することで，経営者の規律付けとペイアウト政策との関係を捉えようとするアプローチと②外部投資家が経営者を直接コントロールすることでその関係を明らかにしようとするアプローチに分類される．前者の研究は，業績連動型の報酬制度に着目し，基本的に経営者の資質等に違いがないならば，ペイア
ウト政策がその企業で採用されている経営者の報酬制度に依存する可能性を指摘している．後者の研究は，企業の経営者が株主の意向に左右されるとすれば，
ペイアウト政策が大株主のタイプに依存する可能性を指摘している．以下では，それぞれのアプローチに基づく主張を示し，その検証を行っている実証研究についての整理を行う．
8.1.

自社株買いと業績連動型報酬制度

経営者の報酬は，概して固定報酬と業績連動型報酬に大別される．業績連動型報酬とは，報酬額を業績指標と関連づけることで，経営者に業績指標を向上させるような労働サービスの提供にインセンティブを持たせるものである．代
表的な業績連動型報酬制度には，株価連動型報酬があり，さらに，業績に応じて報酬として株式を付与するもの26と，将来の特定期間内に予め定めた価格で企25

株主利益を実現するために，経営者を規律付ける方法としては，内部コントロールメカ
ニズムによる方法と外部コントロールメカニズムによる方法の 2 つが存在する．内部コン
トロールシステムには，さらに，①取締役会や株主総会などの制度的な機構を通じて，経営者の行動をモニタリングする直接的コントロール，②報酬委員会で決定された報酬契約
を経営者に提示することで，努力インセンティブを引き出す間接的コントロールの 2 つが存在する．他方，外部コントロールシステムとは，経営者の罷免・経営への介入のようなコントロール権を，敵対的企業買収や債権者･大株主等の外部の投資家に配分することで，経営者の行動に規律付けを与えるシステムである(例えば，小佐野(2001)を参照)．
26 経営者報酬に付与される株式の多くは，インサイダー取引を防止する観点から，一定期
19

業の株式を取得することができる権利を付与するストック･オプションの2つに分類される27．
株価連動型報酬の導入により，経営者の利害と株主の利害と一致させ，エイジェンシー問題を解消することができる．但し，経営者の利害と株主の利害を完全に一致させるような報酬制度を設計することは困難であり，さらに，株価連動型報酬の種類により，新たなエイジェンシー問題が発生してしまう可能性がある．
株式付与による業績連動型報酬を採用している企業の経営者は，一般株主同様，通常の所得に加えて，株式を保有することで企業所得の一部を配当という形で直接的に受け取る．経営者に拡大志向があったとしても，配当が業績と連動するので，経営者と株主の間で利害が一致し，企業の過剰投資(overinvestment)に対するインセンティブはもはや存在しない．しかしながら，付与される株式には，一般に譲渡制限の条項が存在している．譲渡制限条項の存在は，経営者が保有する資産ポートフォリオのリスクを十分に分散化できないことを示唆する．従って，一般株主と比較した場合，経営者は過剰なリスクを負担することになる．それ故，経営者は，分散化できないリスクを引き受ける代わりに，高い配当額を設定するインセンティブを持つ．特に，配当の増加を自社株買いの減少によって十分に代替することができない場合，配当の増加によってペイアウト総額は増大することになるが，企業が資金制約に直面している場合，これは過少投資(underinvestment)の問題を新たに引き起こす可能性がある．
他方，ストックオプションによる業績連動型報酬は，経営者にペイアウト総額を増やす動機付けを与えない．ストックオプションの所有者にとって，配当金の支払いや自社株買いは，将来のキャッシュフローの流出の要因となるので，
ストックオプションの価値を減価させる要因となる．従って，ストックオプシ
ョンが付与された経営者は，できるかぎり配当金の支払いおよび自社株買いを低くしようとするインセンティブを持つ傾向がある．従って，経営者に拡大志向がある限り，ストックオプション制度はペイアウト総額を抑え，過剰投資の問題を引き起こす可能性がある28．
間の在職等を条件として，その期間において株式の譲渡が制限されている．
ストック･オプションに関しては，米国では業績連動型の報酬制度の 1 つとして，1990 年以降幅広く利用されている．わが国においても，1997 年の商法改正により導入されている．
28 ストックオプションが与えるもう 1 つの影響として，授与されたストックオプションが行使されると，その企業の EPS(一株あたり利益)は希薄化されることである．近年多くのアナリストが EPS を用いて企業の評価を行っていることや，経営者自身が EPS を気にしていることから，ストックオプションが授与された経営者は，EPS の希薄化を相殺するために自社株買いを実施しようとするインセン
ティブを持つ傾向がある(ここで，EPS の希薄化を相殺するために行う自社株買いは，エイジェ
ンシー問題の解消とは異なる)．もし希薄化の相殺効果が強く働くならば，配当の減少が自27

20

Fenn and Liang (2001)は，米国のデータを用いて，①経営者が保有する株式数とペイアウト総額との間において有意な関係が存在しない，あるいは，存在するとしても負の関係が観察されること，②経営者に付与されたストックオプ
ションとペイアウト総額との間において負の関係が存在すること，③経営者に付与されたストックオプションが多くなるほど，企業は配当よりも自社株買いを選択する，あるいは，ペイアウト総額を抑える傾向がある実証結果を報告している．Brown et al. (2007)は，2003年5月に施行された税制の改正(JGTRRA)
以降における経営者の株式保有比率とペイアウトとの関係に着目し，①JGTRRA以降，経営者の株式保有比率と配当との間に正の関係が見られること，②税率とペイアウト総額との関係が経営者の株式保有比率の大きさに依存しないことを報告している．
8.2.

自社株買いと株主構成

株主としての金融機関や機関投資家は，次の3点で一般投資家と異なる．第1に，金融機関や機関投資家は多額の資金をプールし，様々な株式に分散投資を行う．通常個々の株式への多額の投資を行うことから，一般投資家と比較してモニタリングするインセンティブが高い．第2に，金融機関や機関投資家は，一般投資家と比較して情報生産能力が優れている．例えば，日本の銀行は，メイ
ンバンクシステムやリレーションシップバンキングを通じて，貸付企業へ行員を役員として派遣したり，決済口座を通じて日々の取引を把握したり，貸付企
業とのコミュニケーションを図ることで，一般投資家では入手できない情報にアクセスすることが可能である．最後に，年金基金などの機関投資家は，税控除などの対象主体であり，それ故，米国ではプルーデントマンルール(prudentman rule)の下で慎重に資産を運用することが求められている．
金融機関や機関投資家がペイアウト政策にどう影響しているかについては，
エイジェンシー仮説，マーケットタイミング仮説，シグナリング仮説によって説明することができる．エイジェンシー仮説の下では，金融機関や機関投資家の高いモニタリング能力やモニタリングに対するインセンティブにより，金融機関や機関投資家の株式保有比率が高い企業は，エイジェンシー問題を解消し，その結果，多くの利益をペイアウトすることが考えられる(Jensen(1986))．しかしながら，その一方で，自社株買い企業が情報を有する投資家として，株式市場に参加するマーケットタイミング仮説の下では，企業は自社株買いを通じて情報を持たない投資家が保有する富の一部を収用しようとする．従って，金融社株買いによって代替されることになり，ペイアウトの総額は変化しない．それ故，過剰投資の問題は解消される可能性がある．
21

機関や機関投資家の株式保有比率が高い企業は，自社株買いによるペイアウトを選好すると思われる．他方，情報を持たない投資家によって所有される企業
は，配当によるペイアウトを選好するであろう(Barclay and Smith (1988)，
Brennan and Thakor (1990))．
Allen et al. (2000)は，シグナリング仮説の枠組みから，金融機関や機関投資家とペイアウト政策の関係について考察している．プルーデントマンルールの下では，金融機関や機関投資家は自社株買いよりも配当によるペイアウトを選好する．過小評価されている企業は，高い配当を支払うことで，情報生産能力の優れた金融機関や機関投資家を株主として引きつけることができる．過大評
価されている企業はそのようなインセンティブを持たない．また，金融機関や機関投資家は，過大評価されている企業の株式を保有しようとはしない．従って，金融機関や機関投資家に保有してもらうために，過小評価されている企業
だけが，配当によるペイアウトを選択する．
金融機関や機関投資家とペイアウト政策に関する実証分析として，Brav andHeaton (1998)は，無配後において金融機関や機関投資家の株式保有比率が低下
し，復配後においてそれが上昇していることを報告しており，金融機関や機関
投資家が配当を支払う企業を選好していることを指摘している．Grinstein andMichaely (2005)は，同様の結果を報告しつつも，金融機関や機関投資家が配当を支払う企業の中で高配当利回りの企業を選好しているのではなく，自社株買いを多く実施している，あるいは，定期的に実施している企業を選好している
結果を報告している．金融機関や機関投資家の株式保有比率と自社株買いの正の関係は，Barclay and Smith (1988)等によるマーケットタイミング仮説と整合的であるが，自社株買いから金融機関や機関投資家の株式保有比率への逆の因果関係を報告している．
９．結びにかえて
近年，米国だけでなくわが国のペイアウト政策においても，自社株買いは，配当以上に中心的な位置づけになりつつある．本稿では，自社株買いの現状，
自社株買いを行う企業の動機付け，および，市場の反応について言及してきた．
しかしながら，本稿では十分に取り上げていない議論もいくつか存在する．
例えば，Jagannathan et al (2000)は，企業経営者と投資家との間で収益性に関して情報の非対称性が存在し，かつ，配当に対するコミットメント費用が自社株買いのそれよりも高い場合，ペイアウト政策がキャッシュフローの特徴に依存することを主張している．彼らの主張によれば，キャッシュフローが一時的(temporary)な要因からなる場合，企業は配当に対するコミットメント費用が22

大きくなることを予想して，配当よりも自社株買いによるペイアウトを選択しようとする．逆に，キャッシュフローが永続的(permanent) な要因からなる場
合，企業は，自社株買いよりも配当によるペイアウトを選択しようとする．同
様に，営業キャッシュフローが低い企業，あるいは，キャッシュフローの変動(volatility)が大きい企業ほど，その企業の配当に対するコミットメント費用は大きくなると考えられ，自社株買いによるペイアウトが選択される傾向が高くなると思われる．彼らは，永続的でかつ営業キャッシュフローが高い企業ほど，配当によるペイアウトを実施しているのに対して，一時的でかつ営業外キャッ
シュフローが高い企業ほどを，自社株買いによるペイアウトを実施する傾向が高いこと，また，キャッシュフローの変動が大きい企業ほど，配当よりも自社株買いによるペイアウトを選択する傾向が高いことを報告している．
また，これまでの自社株買いのアナウンスメント効果に関しては，株価への効果を中心的に取り上げてきたが，債券価格への効果に注目することも興味深い．もし自社株買いのアナウンスが企業の総価値にはなんら影響を与えていないならば，株価の上昇が確認された場合，それは，債券価格の下落を意味することになる．債券価格の下落は，例えば，自社株買いにより，債権者に金利や元金に向けられるキャッシュフローが少なくなり，債券のデフォルト確率が上昇したことによって説明される．従って，自社株買いには，債権者の富の一部が株主の富に移転させる効果(wealth transfer)が存在している可能性がある．
Maxwell and Stephens (2003)は，米国の自社株買いデータを用いて，自社株買いのアナウンスが，企業価値，株価，および，債券価格にどのような効果を持
つかについて検証している．彼らは，自社株買いのアナウンスにより，企業価
値，株価が上昇する一方，債券価格が下落することを報告し，自社株買いのア
ナウンスよる効果が，シグナリング効果だけでなく富の移転効果も同時に生じている可能性を指摘している．
最後に，金融ビックバン以降，株式持合いの解消が進展する過程において，わが国における自社株買いと株式持合いの解消との関係に注目することは興味深いトピックスである．例えば，芹田・花枝(2007)は，上場企業に対してサーベイ調査を実施した結果，株式持合い解消の受け皿として自社株買いが行われている可能性を指摘している．
Allen and Michaely (2003)等が指摘しているように，様々な面で見解の一致がまだ十分得られておらず，自社株買いに関する研究の余地はかなり残されている．また，本稿で取り上げてきた先行研究が米国を中心とするものであることから示唆されるように，日本では自社株買いの解禁が最近であることから，
日本の自社株買いデータを用いた実証研究は少ない．従って，今後，実証研究を中心とした研究の蓄積が必要とされている．
[2009.4.1 920]

23

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26

表－1．上場企業の配当金支払額と自社株買い実施額の推移
年度

配当金支払額(兆円)

自社株買い実施額(兆円)

1995

1.94

0.10

1996

2.05

0.10

1997

2.09

0.48

1998

1.92

0.39

1999

1.92

0.49

2000

2.19

0.69

2001

2.06

1.42

2002

2.21

3.18

2003

2.50

2.54

2004

3.03

2.54

2005

3.75

4.34

2006

4.38

3.90

出所：生命保険協会
配当支払額に関しては，TOPIX 構成企業のうち，10 年以上データ取得が可能な企業を対象とする．
金額は，GDP デフレータで除した値を示す．
自社株買い実施額に関しては，東証 1、2 部上場企業の内，総会決議によるものは総会日の属する年度，取締役会決議によるものは発表日年度で集計したものである．

27

表－2 自社株買い企業－時系列推移－
年度

標本数

配当によるペイアウト

自社株買いによるペ 配当あるいは自社株 配当と自社株買い両 自社株買いのみによ 配当のみによるペイ
イアウト
買いによるペイアウト 方によるペイアウト
るペイアウト
アウト
560
1400
535
25
840
513
1540
503
10
1027
385
1641
380
5
1256
326
1729
322
4
1403
1784
6310
1740
44
4526

2002
1703
1375
2003
1776
1530
2004
1849
1636
2005
1924
1725
全期間
7252
6266
配当金の支払いは，普通株によるものに限定している．
市場を通じた自社株買いと公開買付による普通株式に対する自社株買いを対象としており，子会社からの取得目的の自社株買いは対象から除いている．
東証1部および2部に上場している標本に限定(但し，金融業(銀行業・証券業・保険業・その他金融業）を除く)．

ペイアウト未実施
303
236
208
195
942

表－3 自社株買い企業数－業種－
自社株買いによるペ 配当あるいは自社株 配当と自社株買い両 自社株買いのみによ 配当のみによるペイ
イアウト
買いによるペイアウト 方によるペイアウト
るペイアウト
アウト
1 食品
392
358
92
358
92
0
266
3 繊維
190
143
46
145
44
2
99
5 パルプ･紙
51
47
17
47
17
0
30
7 化学
547
500
132
504
128
4
372
9 医薬品
131
118
53
118
53
0
65
11 石油
40
32
6
32
6
0
26
13 ゴム
75
66
20
66
20
0
46
15 窯業
137
124
31
124
31
0
93
17 鉄鋼
170
138
39
139
38
1
100
19 非鉄金属製品
321
257
76
259
74
2
183
21 機械
594
469
148
477
140
8
329
23 電気機器
748
625
188
629
184
4
441
25 造船
16
12
0
12
0
0
12
27 自動車
225
208
54
208
54
0
154
29 輸送用機器
44
39
14
39
14
0
25
31 精密機械
149
126
34
128
32
2
94
33 その他製造
236
206
76
208
74
2
132
35 水産
21
21
9
21
9
0
12
37 鉱業
23
11
1
11
1
0
10
41 建設
482
379
110
380
109
1
270
43 商社
701
609
182
615
176
6
433
45 小売業
463
427
114
429
112
2
315
53 不動産
187
162
31
162
31
0
131
55 鉄道･バス
81
69
18
69
18
0
51
57 陸運
85
85
20
85
20
0
65
59 海運
56
40
10
40
10
0
30
61 空運
14
8
3
9
2
1
6
63 倉庫
103
93
13
93
13
0
80
65 通信
52
50
16
50
16
0
34
67 電力
42
42
17
42
17
0
25
69 ガス
47
47
12
47
12
0
35
71 サービス
829
755
202
764
193
9
562
全業種
7252
6266
1784
6310
1740
44
4526
業種分類は，日経業種コード(中分類)に従って分類している．東証1部および2部に上場している標本に限定(但し，金融業(銀行業・証券業・保険業・その他金融業）を除く)．
配当金の支払いは，普通株によるものに限定している．
市場を通じた自社株買いと公開買付による普通株式に対する自社株買いを対象としており，子会社からの取得目的の自社株買いは対象から除いている．
日経業種コード

標本数

配当によるペイアウト

ペイアウト未実施
34
45
4
43
13
8
9
13
31
62
117
119
4
17
5
21
28
0
12
102
86
34
25
12
0
16
5
10
2
0
0
65
942

表－4 自社株買い企業－実施回数－
2002年度から(B)のなかで，自 (B)のなかで，1 (B)のなかで，2 (B)のなかで，3 (B)のなかで，毎(A)のなかで，毎2005年度までの社株買いを実施 回自社株買いを 回自社株買いを 回自社株買いを 期自社株買いを期配当している間に存続する企
していない企業 実施している企 実施している企 実施している企 実施している企
企業数（B)
業数(A)
数
業数
業数
業数
業数
1 食品
96
96
85
39
17
17
7
5
3 繊維
45
45
29
11
3
11
2
2
5 パルプ･紙
12
12
10
0
6
2
2
0
7 化学
132
132
113
54
21
17
17
4
9 医薬品
32
31
27
4
6
8
6
3
11 石油
9
9
7
2
4
1
0
0
13 ゴム
18
18
15
7
3
0
3
2
15 窯業
34
33
27
12
7
3
5
0
17 鉄鋼
42
42
26
11
6
2
3
4
19 非鉄金属製品
78
78
50
19
14
7
5
5
21 機械
146
145
96
39
20
13
12
12
23 電気機器
181
179
130
45
35
29
9
12
3
3
0
0
0
0
25 造船
4
4
27 自動車
54
53
45
23
9
4
3
6
29 輸送用機器
11
11
9
3
1
3
1
1
31 精密機械
36
35
23
10
4
4
3
2
33 その他製造
56
56
45
12
10
11
9
3
35 水産
5
5
5
1
1
2
0
1
37 鉱業
5
5
2
1
1
0
0
0
41 建設
118
118
88
35
18
22
10
3
43 商社
159
156
123
48
26
21
20
8
45 小売業
103
100
86
39
20
13
8
6
53 不動産
39
39
32
19
4
5
3
1
55 鉄道･バス
20
20
13
5
4
0
3
1
57 陸運
20
20
20
10
4
4
0
2
1
0
59 海運
14
14
8
2
3
2
61 空運
3
3
1
0
1
0
0
0
63 倉庫
25
25
21
13
4
3
1
0
65 通信
10
10
9
4
2
0
1
2
67 電力
10
10
10
3
2
2
1
2
69 ガス
11
11
11
7
0
2
0
2
71 サービス
175
173
144
65
32
23
16
8
全業種
1703
1688
1313
546
288
231
151
97
業種分類は，日経業種コード(中分類)に従って分類している．東証1部および2部に上場している標本に限定(但し，金融業(銀行業・証券業・保険業・その他金融業）を除く)．
配当金の支払いは，普通株によるものに限定している．
市場を通じた自社株買いと公開買付による普通株式に対する自社株買いを対象としており，子会社からの取得目的の自社株買いは対象から除いている．
日経業種コード

企業数

表－5 記述統計(業種調整済み)
自社株買いによるペイアウトを実施した標本
自社株買いによるペイアウトを実施していない標本 平均の差
p-value
標本数
平均
中央値
標準誤差 標本数
平均
中央値
標準誤差
PAYOUT/CF
1,740
0.404
0.365
3.832
4,526
0.185
0.154
0.688
0.02 **
DIVIDEND/CF
1,740
0.159
0.174
2.166
4,526
0.186
0.151
0.684
0.61
Q
1,740
1.345
1.239
0.698
4,526
1.332
1.205
1.007
0.59
RCASH
1,740
0.139
0.117
0.114
4,526
0.134
0.106
0.139
0.18
GROWTH
1,740
0.033
0.056
0.184
4,526
0.085
0.048
1.588
0.03 **INVEST
1,740
0.024
0.021
0.039
4,526
0.029
0.022
0.055
0.00 ***
ROA
1,740
0.061
0.057
0.032
4,526
0.066
0.059
0.053
0.00 ***
DA
1,740
0.010
0.009
0.058
4,526
0.014
0.011
0.080
0.04 **
ROE
1,732
0.071
0.063
0.198
4,505
0.072
0.057
2.016
0.97
Volatility ROA
1,719
0.008
0.002
0.229
4,469
0.005
0.005
0.140
0.59
LEV
1,740
0.437
0.447
0.173
4,526
0.497
0.501
0.179
0.00 ***
BETA
1,740
0.845
0.858
0.361
4,471
0.816
0.825
0.394
0.01 ***
WACC
1,718
0.070
0.065
0.083
4,303
0.076
0.060
0.101
0.01 ***
SIZE
1,740
3008031565637899254,526
2017311378625588090.00 ***
大株主(株式保有比率)
1,740
0.442
0.430
0.132
4,526
0.485
0.476
0.168
0.00 ***
投信(株式保有比率)
1,740
0.022
0.005
0.043
4,526
0.022
0.005
0.041
0.66
役員(株式保有比率)
1,740
0.046
0.027
0.078
4,526
0.055
0.030
0.091
0.00 ***
金融機関(株式保有比率)
1,740
0.281
0.276
0.122
4,526
0.253
0.242
0.133
0.00 ***
法人(株式保有比率)
1,740
0.214
0.183
0.146
4,526
0.264
0.226
0.185
0.00 ***
外国人(株式保有比率)
1,740
0.113
0.079
0.110
4,526
0.087
0.058
0.096
0.00 ***
個人(株式保有比率)
1,740
0.342
0.335
0.163
4,526
0.341
0.327
0.175
0.73
TOTAL PAYOUT＝配当支払い総額(普通株式のみ)＋自社株買い総額．
DIVIDENDは普通株式による配当支払い額のみ.
CF＝(1-実効税率)×(経常利益＋支払利息その他)＋減価償却費
QはトービンのQ＝発行済み株式数×株価＋負債簿価
RCASH＝(現金＋有価証券)/資産合計
GROWTHは売上成長率を表わす．
ROA＝CF/資産合計
DA＝裁量的会計発生高(修正ジョーンズモデルによる手法を利用)．
ROE＝((1-実効税率)×当期利益＋減価償却費)/資産合計
Volatility ROAは，過去３年間のROAの標準偏差を表わす．
LEVは負債合計を資産合計で除した値を表わす．
BETAは，3ファクターモデルにおけるマーケットベータの推定値を表わす．
WACCは加重資本コストを表わす．
SIZEは資産合計(百万円)を表わす．
***，**，*は，1%，5%，10%水準で有意．
変数

表－6 記述統計(パフォーマンス調整済み)
自社株買いによるペイアウトを実施した標本
自社株買いによるペイアウトを実施していない標本 平均の差
p-value
標本数
平均
中央値
標準誤差 標本数
平均
中央値
標準誤差
PAYOUT/CF
1,726
0.392
0.356
3.855
1,726
0.220
0.153
0.948
0.06 **
DIVIDEND/CF
1,726
0.153
0.174
2.180
1,726
0.220
0.153
0.948
0.28
Q
1,726
1.279
1.073
0.765
1,726
1.257
1.070
0.685
0.01 **
RCASH
1,726
0.139
0.105
0.122
1,726
0.132
0.095
0.127
0.31
GROWTH
1,726
0.021
0.015
0.147
1,726
0.099
0.020
1.642
0.16
INVEST
1,726
0.023
0.017
0.040
1,726
0.028
0.018
0.057
0.01 **
ROA
1,726
0.060
0.054
0.036
1,726
0.064
0.057
0.040
0.01 **
DA
1,726
0.008
0.007
0.058
1,726
0.016
0.010
0.101
0.00 ***
ROE
1,718
0.059
0.040
0.187
1,720
0.207
0.050
3.297
0.27
Volatility ROA
1,705
0.008
0.000
0.231
1,710
0.002
0.000
0.008
0.23
LEV
1,726
0.436
0.435
0.192
1,726
0.498
0.506
0.196
0.00 ***
BETA
1,726
0.838
0.863
0.385
1,709
0.786
0.797
0.438
0.01 ***
WACC
1,704
0.061
0.049
0.094
1,642
0.072
0.054
0.110
0.01 **
SIZE
1,726
31677472996
925121
1,726
24792148394
1199033
0.44
大株主(株式保有比率)
1,726
0.441
0.427
0.141
1,726
0.487
0.478
0.165
0.00 ***
投信(株式保有比率)
1,726
0.023
0.000
0.044
1,726
0.021
0.000
0.039
0.12
役員(株式保有比率)
1,726
0.046
0.008
0.084
1,726
0.060
0.008
0.102
0.00 ***
金融機関(株式保有比率)
1,726
0.287
0.280
0.137
1,726
0.253
0.235
0.145
0.00 ***
法人(株式保有比率)
1,726
0.212
0.178
0.151
1,726
0.268
0.227
0.191
0.00 ***
外国人(株式保有比率)
1,726
0.108
0.070
0.117
1,726
0.082
0.043
0.100
0.00 ***
個人(株式保有比率)
1,726
0.349
0.345
0.173
1,726
0.350
0.327
0.183
0.87
TOTAL PAYOUT＝配当支払い総額(普通株式のみ)＋自社株買い総額．
DIVIDENDは普通株式による配当支払い額のみ.
CF＝(1-実効税率)×(経常利益＋支払利息その他)＋減価償却費
QはトービンのQ＝発行済み株式数×株価＋負債簿価
RCASH＝(現金＋有価証券)/資産合計
GROWTHは売上成長率を表わす．
ROA＝CF/資産合計
DA＝裁量的会計発生高(修正ジョーンズモデルによる手法を利用)．
ROE＝((1-実効税率)×当期利益＋減価償却費)/資産合計
Volatility ROAは，過去３年間のROAの標準偏差を表わす．
LEVは負債合計を資産合計で除した値を表わす．
BETAは，3ファクターモデルにおけるマーケットベータの推定値を表わす．
WACCは加重資本コストを表わす．
SIZEは資産合計(百万円)を表わす．
***，**，*は，1%，5%，10%水準で有意．
変数