ＮＦＩリサーチ・レビュー2014 年 4 ⽉

Research Report2014 年 4 ⽉ 11 ⽇

株主によるモニタリングと企業のサスティナビリティ

社会システム研究所
主任研究員
中嶋

要

幹

約

本稿では、企業が「再⽣⼿続等」による上場廃⽌に⾄るケースに注⽬した分析を⾏うことにより、株主によるモニタリングが企業のサスティナビリティに与える影響について検討する。上場廃⽌の決定要因に関する研究では、財務データから倒産予測を⾏うのが⼀般的であるが、企業のサスティナビリティに影響を与えるのは財務要因に限らない。例えば、株主によるモニタリングが機能することで企業不祥事の抑制や企業経営の効率性が向上する場合には、企業のサスティナビリティは⾼まると考えられる。このような視点を踏まえて、財務要因だけではなく、株主によるモニタリングの影響を確かめることが本稿の⽬的である。
分析の結果、⾦融機関によるモニタリングは企業のサスティナビリティを⾼める傾向が⽰された。この傾向は、推計⽅法によらず頑健であることが確かめられた。この背景には、メインバンクの機能としてよく知られる事後的なモニタリング機能（財務危機に陥った企業に対して改善策を⽰したり、経営陣の経営責任を追及するなどのモニタリング）が奏功した可能性が考えられる。その⼀⽅、役員、海外法⼈、⼤株主については、このような傾向は確かめられなかった。以上の結果は、企業からみて外部者である株主が企業経営に対して積極的にコミットすることの重要性を⽰唆しているように思われる。

⽬次
1. はじめに
2. 分析⽅法
2.1 検証仮説と定式化の⽅法
2.2 データ収集の⽅法
3. 分析結果
3.1 株主によるモニタリングの影響
3.2 完全⼦会社化等による上場廃⽌との⽐較
4. おわりに本資料は、信頼性の高いデータから作成されておりますが、当社はその正確性・確実性に関し、いかなる保証をするものではございません。本資料は、情報提供を目的としており、投資勧誘を目的としたものではございません。証券投資に関する最終判断は、投資家ご自身の判断でなさるようにお願いいたします。本資料の著作権は当社に帰属し、本資料の転用および販売は固く禁じられております。

1

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1. はじめに
本稿では、企業が上場廃⽌に⾄るケースに注⽬した分析を⾏うことにより、株主によるモニタリング
が企業のサスティナビリティに与える影響について検討する。上場廃⽌の決定要因については、倒産分
析の学問領域において多くの研究の蓄積がある（⼤⽇⽅[2005]）。これらの多くは、主として企業財務などの公表データから倒産予測を⾏うものであるが、企業のサスティナビリティに影響を与えるのは財務要因に限らない。例えば、重⼤な企業不祥事の発覚をきっかけに上場廃⽌に⾄るケースが挙げられる。
この点について、役員や⼤株主による持株⽐率の増加が企業犯罪を抑⽌する効果を持つことが明らかにされており（渡辺・泉⽥[2009]）、経営者のインセンティブや株主によるモニタリングといったガバナ
ンス要因が企業のサスティナビリティを⾼める可能性がある。同様に、株主によるモニタリングが企業経営の効率性を向上させる結果として、サスティナビリティが⾼まる可能性も考えられる。とりわけ、2000 年以降のわが国においては海外投資家のプレゼンスが⾼まっており、経営の規律付け効果によって企業パフォーマンスが⾼まることを⽰す研究もみられる（宮島・新⽥[2011]）。以上の視点を踏まえると、財務要因だけではなく、ガバナンス要因が企業のサスティナビリティに与える影響を確かめることは重要である。
図表 1

事由別の上場廃⽌件数

（社数）
150

100

再生手続等
完全子会社化等
その他
東証1部上場企業の割合（右目盛）

100%

75%

50%
50
25%

0

0%
2002 2003 2004 2005 2006 2007 2008 2009 2010 2011 2012 2013
（暦年）

注：東証と⼤証における上場廃⽌件数の合計。
(出所)東京証券取引所ホームページより NFI 作成

図表 1 は、東京証券取引所または⼤阪証券取引所における 2002〜2013 年までの上場廃⽌件数を事由別に⽰したものである。上場廃⽌の事由は様々であるため、ここでは「再⽣⼿続等」、「完全⼦会社化等」、「その他」の 3 つに分類する。このうち、「完全⼦会社化等」は、事業再編による⾮公開化を伴うケースであり、親会社による⼦会社化や他企業による買収合併などが該当する。「その他」は、事由が本資料は、信頼性の高いデータから作成されておりますが、当社はその正確性・確実性に関し、いかなる保証をするものではございません。本資料は、情報提供を目的としており、投資勧誘を目的としたものではございません。証券投資に関する最終判断は、投資家ご自身の判断でなさるようにお願いいたします。本資料の著作権は当社に帰属し、本資料の転用および販売は固く禁じられております。

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明らかにされないケースが含まれる1。これに対して、本稿が焦点を当てる企業のサスティナビリティと関連するのが、「再⽣⼿続等」による上場廃⽌である。この内訳には、会社更⽣や⺠事再⽣などの⼿続きに加えて、虚偽記載、監査意⾒不表明、債務超過、破産などが含まれる。直観的には、①再⽣⼿続きと②完全⼦会社化では、上場廃⽌の決定要因が異なると考えられる。そこで、再⽣⼿続等による上場廃⽌に対する株主のモニタリングの影響を確かめるために、完全⼦会社化等による上場廃⽌のケースと⽐較して分析を⾏う。
本稿は以下のように構成される。2 章では、定式化の⽅法および分析データについて説明する。3 章
では、再⽣⼿続等および完全⼦会社化等による上場廃⽌の分析結果を⽰す。4 章では、分析結果のまとめと課題について述べる。

2. 分析⽅法
2.1 検証仮説と定式化の⽅法
始めに、株主によるモニタリングが企業のサスティナビリティに与える仮説について説明する。株主によるモニタリングについては、①役員持株⽐率、②⾦融機関持株⽐率、③海外法⼈等持株⽐率、④上位 10 株主持株⽐率に注⽬する。ここで取り上げる株主は、何れも企業に対する⽀配⼒を発揮し、企業内部の情報に対してアクセスしやすい⽴場にあるため、効果的なモニタリングを⾏うことができると考えられるためである。また、持株⽐率が⾼まると、企業をモニターすることによる⾒返りが⼤きくなることから、モニタリング・インセンティブが⾼まることが予想される。効果的なモニタリングが⾏われる下では、企業のサスティナビリティは⾼まると考えられることから、以下に⽰す仮説が導かれる。
【仮説】①役員持株⽐率、②⾦融機関持株⽐率、③海外法⼈等持株⽐率、④上位 10 株主持株⽐率と企業のサス
ティナビリティとの間には、それぞれ正の相関が観察される。
次に、推定⽅法について説明する。本稿の推計⼿法は Shumway[2001]に依拠する。Shumway[2001]
は、企業倒産を予測するためのモデルとして、離散時間ハザードモデル（離散時間ロジットモデル）を⽤いたイベント・ヒストリー分析を⾏っている2。イベント・ヒストリー分析とは、発⽣時点を特定することができる出来事（イベント）の決定要因を分析するものである3。例えば、結婚、出産、死亡といったイベントの分析に適した⼿法として知られる。ハザードモデルとはイベント・ヒストリー分析の⼿法の⼀つであり、ハザード率（イベントが t 時点より前に起こらなかったという条件の下での t 時点にお1

2003 年における「その他」の上場廃⽌社数は、⼤阪証券取引所の上場廃⽌が多いことに起因するものである。この背景として、複数市場に上場する企業が減少したことが考えられる。

2

⽇本企業を対象とした同様の実証研究として、森平・岡崎[2009]を挙げることができる。彼らは、2000〜2008 年における上場企業について分析を⾏い、マクロ経済効果がデフォルト確率の推定に与える影響を明らかにしている。

3

以下で述べる離散時間ロジットモデルに関する説明は、2011 年 9 ⽉ 5 ⽇〜9 ⽉ 8 ⽇に⾏われたパネルデータ解析セミナー（慶應義塾⼤学パネル調査共同研究拠点）で使⽤されたテキストからの引⽤である。

本資料は、信頼性の高いデータから作成されておりますが、当社はその正確性・確実性に関し、いかなる保証をするものではございません。本資料は、情報提供を目的としており、投資勧誘を目的としたものではございません。証券投資に関する最終判断は、投資家ご自身の判断でなさるようにお願いいたします。本資料の著作権は当社に帰属し、本資料の転用および販売は固く禁じられております。

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けるイベントの条件付発⽣確率）をモデル化したものである。離散時間ロジットモデルのハザード率h(t)は、次式で⽰される。ここで、xit は説明変数、βは推計される回帰係数である。また、λ(t)はベース
ライン・ハザード関数と呼ばれ、xit とは独⽴にイベント発⽣までの継続時間に依存してハザード率に影響を与える部分である。このモデルは、ロジットモデルにより推計することができる。

;

1
1

続いて、定式化の⽅法について述べる。Shumway[2001]の分析⽅法では、企業倒産モデルとしてよく知られる Altman[1968]および Zmijewski[1984]の説明変数に加えて、マーケット変数が⽤いられる4。本稿では、これらの変数に加えて、株主によるガバナンスの代理変数として前述の 4 つの持株⽐率を説明変数とするモデルを推計する（図表 2）。説明変数は、Shumway[2001]にならって 1 期前の値
（ラグ変数）を⽤いる。
さらに近年のファイナンス領域においては、連続時間におけるイベントを分析するための Cox ⽐例ハ
ザードモデルを⽤いた実証研究も散⾒される5。そこで、頑健性を確かめるために、離散時間ハザードモ
デルに加えて、Cox ⽐例ハザードモデルにより推計を⾏うことにする。

2.2 データ収集の⽅法
本稿では、東京証券取引所ホームページに掲載される 2002〜2013 年（暦年）までの上場廃⽌企業
1,627 社のうち、再⽣⼿続等または完全⼦会社化等の事由により上場廃⽌となった 936 社6を分析対象とする。これらの企業について、2002〜2012 年度の決算データが利⽤可能なサンプルを特定し、⾦融または公益セクターに属する企業を除くと 731 社が分析対象となる。さらに、分析期間中に東京証券取引所または⼤阪証券取引所に上場する企業 4,289 社を⽐較対象サンプルとして加える。
決算データは、⽇経 NEEDS から取得し、連結決算を発表する企業については連結決算データを優先して使⽤する。異常値の影響を避けるために、図表 2 に⽰す変数のうちアスタリスクが付与されるものについては、
クロスセクションで上下 1％を超える場合に上下 1％の閾値に置き換えて（winsorization）、
分析を⾏う。また、各投資主体の株式持株⽐率が 100％を超える場合や、社齢がマイナスとなる場合はデータのエラーと考えられるため、分析対象から除外する7。分析データの記述統計を図表 3 に⽰す。

4

Altman[1968]の変数は、運転資本／総資産、内部留保／総資産、EBIT／総資産、株式／負債、売上⾼／総資産から構成される。Zmijewski[1984]の変数は、当期利益／総資産、負債／総資産、流動資産／流動負債から構成される。マーケット変数は、ln(相対サイズ)、超過リターン、ボラティリティから構成される。

5

技術的な議論を避けるため、Cox ⽐例ハザードモデルの説明は割愛するが、基本的な考え⽅は離散時間ロジットモデルと同様である。

6

再⽣⼿続等による上場廃⽌は 205 社、完全⼦会社化等による上場廃⽌は 731 社。

7

このほか、図表 2 に⽰す変数が⽋損値となるオブザベーションは分析対象から除外する。また、分析期間中に再上場するケースや、上場廃⽌以降の決算年度のオブザベーションについても分析対象から除外する。

本資料は、信頼性の高いデータから作成されておりますが、当社はその正確性・確実性に関し、いかなる保証をするものではございません。本資料は、情報提供を目的としており、投資勧誘を目的としたものではございません。証券投資に関する最終判断は、投資家ご自身の判断でなさるようにお願いいたします。本資料の著作権は当社に帰属し、本資料の転用および販売は固く禁じられております。

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図表 2
変数名
ln（社齢）
運転資本／総資産
内部留保／総資産
EBIT／総資産
株式／負債
売上高／総資産
当期利益／総資産
負債／総資産流動資産／流動負債
ln（相対サイズ）
超過リターン
ボラティリティ
役員持株比率
金融機関持株比率
海外法人等持株比率
上位10株主持株比率
東証1部ダミー

*
*
*
*
*
*
*
*
*
*
*

変数定義

定義
（1＋社齢）の自然対数（受取手形・売掛金＋棚卸資産－支払手形・買掛金）／総資産
利益剰余金／総資産
営業利益／総資産
株式時価総額／負債合計
売上高／総資産
当期利益／総資産
負債合計／総資産
流動資産／流動負債
時価総額／時価総額合計（東証一部）の自然対数
対TOPIX超過リターン（決算年度における年次リターンから算出）
ベータ調整後の残差リターンの標準偏差（決算年度における月次リターンから算出）
役員持株数／発行済株式数
金融機関持株数／発行済株式数
海外法人等持株数／発行済株式数
上位10株主持株数／発行済株式数
東証1部上場企業：1、その他上場企業：0(出所)NFI 作成

図表 3
社齢
運転資本／総資産
内部留保／総資産
EBIT／総資産
株式／負債
売上高／総資産
当期利益／総資産
負債／総資産流動資産／流動負債
ln（相対サイズ）
超過リターン（#）
ボラティリティ
役員持株比率
金融機関持株比率
海外法人等持株比率
上位10株主持株比率

観測数
15,00918,121
15,00918,121
15,00918,121
15,00918,121
15,00918,121
15,00918,121
15,00918,121
15,00918,121
15,00918,121
15,00918,121
15,00918,121
15,00918,121
15,00918,121
15,00918,121
15,00918,121
15,00918,121

平均
57.4 ***
44.2
18.5% *
18.8%
26.3% ***
14.9%
5.2% ***
3.3%
1.87
1.88
1.13 ***
1.25
2.1% ***-0.4%
51.9% ***
53.5%
1.9% ***
2.1%-9.0 ***
-11.3
7.8%
7.9%
29.1% ***
29.7%
4.2% ***
12.5%
26.4% ***
10.7%
12.1% ***
4.0%
46.8% ***
58.2%

記述統計
標準偏差
最小
22.6
0
21.1
0
12.7%
-35.9%
14.9%-33.4%
25.3%-706.6%134.3% -15127.3%
5.7%-143.5%11.7%-600.0%
3.32
0.01
9.23
0.00
0.61
0.01
0.76
0.00
6.5%
-182.5%25.4% -2600.0%
20.8%
1.5%
29.3%
0.0%
1.8%
0.1%
9.3%
0.0%
1.4
-13.3
1.1
-15.9
36.5%
-67.6%
44.2%-67.6%
3.6%
9.0%
6.3%
5.3%
8.6%
0.0%
15.2%
0.0%
12.2%
0.2%
8.4%
0.0%
11.5%
0.1%
8.7%
0.0%
14.4%
0.0%
15.4%
0.0%

中央値
58
46
18.5%
17.6%
24.6%
20.3%
4.5%
3.6%
0.89
0.65
0.99
1.07
2.3%
1.7%
52.6%
54.1%
1.5%
1.5%
-9.2
-11.3
2.7%
1.9%
28.9%
28.8%
0.5%
5.9%
25.3%
9.1%
8.6%
0.6%
44.2%
58.6%

最大
131
125
80.5%
93.3%
122.0%
112.8%
50.8%
50.4%
89.94
975.606.66
12.89
161.2%
334.0%
230.4%
2531.8%58.5%
1203.5%-3.2-5.5
192.3%
192.3%
102.5%
234.2%
93.0%
99.7%
68.3%
66.9%
96.7%
97.6%
99.0%
99.9%

（#）
：超過リターンは上下 1％の閾値で置き換えた後の記述統計。
注 1：上段は東証 1 部上場企業、下段はその他上場企業。
注 2：アスタリスクは、上段と下段における平均の差の有意性を表す。
（***：1％、**：5％）(出所)NFI 作成

本資料は、信頼性の高いデータから作成されておりますが、当社はその正確性・確実性に関し、いかなる保証をするものではございません。本資料は、情報提供を目的としており、投資勧誘を目的としたものではございません。証券投資に関する最終判断は、投資家ご自身の判断でなさるようにお願いいたします。本資料の著作権は当社に帰属し、本資料の転用および販売は固く禁じられております。

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分析に先⽴って、各投資主体の株式持株⽐率の相関関係を確認する。図表 4 をみると、相関関係が最も強い場合においても相関係数は－0.50 にとどまっており、多重共線性の問題は⽣じないものと思われる。そこで次節以降では、これらの変数を同時に推計式に加えて、株主によるガバナンスの影響を検討
する。
図表 4

各投資主体の株式持株⽐率の相関関係
役員持株
比率

金融機関
持株比率

1
-0.35
-0.15
0.33

1
0.30
-0.50

役員持株比率
金融機関持株比率
海外法人等持株比率
上位10株主持株比率

海外法人等 上位10株主
持株比率
持株比率

1
-0.10

1

(出所)NFI 作成

3. 分析結果
3.1 株主によるモニタリングの影響
図表 5 は、再⽣⼿続等による上場廃⽌をイベントとした場合の分析結果を⽰したものである。左から順に、離散時間ロジットモデルと Cox ⽐例ハザードモデルによる推計結果を⽰している。モデル①と③は Altman[1968]のモデルを拡張した定式化であり、モデル②と④は Zmijewski[1984]のモデルを拡張した定式化である。説明変数の上段の数値は、イベントが起こる確率と起こらない確率の⽐を表している8。この⽐は、推計⽅法に応じてオッズ⽐もしくはハザード⽐と呼ばれ、1 を上回る場合にはイベン
トの発⽣確率が⾼まる⼀⽅、1 を下回る場合には低下することを意味する。例えば、モデル①の推計結果についてみると、他の条件を⼀定とする場合、運転資本／総資産が 1％上昇すると上場廃⽌となる確率が 1.5％上昇する⼀⽅、内部留保／総資産が 1％上昇すると 2.5％低下すると解釈される。

8

下段の括弧内の数値は標準誤差を表す。

本資料は、信頼性の高いデータから作成されておりますが、当社はその正確性・確実性に関し、いかなる保証をするものではございません。本資料は、情報提供を目的としており、投資勧誘を目的としたものではございません。証券投資に関する最終判断は、投資家ご自身の判断でなさるようにお願いいたします。本資料の著作権は当社に帰属し、本資料の転用および販売は固く禁じられております。

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図表 5ln（社齢）
運転資本／総資産
内部留保／総資産
EBIT／総資産
株式／負債
売上高／総資産
当期利益／総資産
負債／総資産流動資産／流動負債
ln（相対サイズ）
超過リターン
ボラティリティ
役員持株比率
金融機関持株比率
海外法人等持株比率
上位10株主持株比率
東証1部ダミー
年度ダミー
業種ダミー
観測数
疑似決定係数

再⽣⼿続等による上場廃⽌への影響
離散時間ロジットモデル
モデル①
モデル②
0.747 **
0.753 **
(0.107)(0.097)1.015 **
(0.006)
0.975 ***
(0.003)0.991(0.016)0.909(0.074)
0.996 **
(0.002)0.965 ***
(0.009)1.053 ***
(0.008)1.241 ***
(0.088)0.809
0.799 *
(0.111)(0.099)0.987 ***
0.987 ***
(0.004)(0.004)1.019
1.025(0.023)(0.023)0.996
0.990(0.008)(0.009)0.967 **
0.947 ***
(0.014)(0.014)1.014
1.021 **
(0.009)(0.008)0.997
0.985 ***
(0.006)(0.006)1.569
1.290(0.544)(0.429)
Yes
Yes
Yes
Yes
30,02330,0230.31
0.32

Cox比例ハザードモデル
モデル③
モデル④

1.014 **
(0.006)
0.972 ***
(0.003)0.986(0.015)0.921(0.076)
0.997 **
(0.002)0.849(0.119)0.989 **
(0.005)1.021(0.023)0.997(0.008)0.967 **
(0.015)1.010(0.008)0.992(0.006)1.464(0.519)Yes
Yes
33,1250.39

0.958 ***
(0.009)1.056 ***
(0.008)1.331 ***
(0.096)0.844(0.107)0.989 **
(0.005)1.018(0.023)0.990(0.009)0.943 ***
(0.015)1.021 ***
(0.008)0.980 ***
(0.006)1.279(0.399)Yes
Yes
33,1250.39

注 1：上段の数値はオッズ⽐（モデル①,②）およびハザード⽐（モデル③,④）を表す。
注 2：下段の括弧内の数値は、不均⼀分散および企業内の系列相関に対して頑健な標準誤差を表す。
注 3：アスタリスクは、有意性を表す。
（***：1％,**：5％,*：10％）(出所)NFI 作成

財務変数についてみると、必ずしも⼀般的に予想される符号条件は得られていないことがわかる。例
えば、企業倒産の要因の⼀つとして運転資⾦がショートする可能性が考えられるが、運転資本／総資産
や流動資産／流動負債をみると統計的に有意に 1 を上回る結果となっている。これらの変数については、
Shumway[2001]においても有意な傾向が得られていないことから、上場廃⽌の決定要因が⼀意に定まらないことを⽰唆するものと思われる。その⼀⽅、内部留保／総資産、売上⾼／総資産、当期利益／総資産、負債／総資産などは、直観的に予想される符号条件を⽰している。次に、マーケット変数についてみると、超過リターンについては予想される符号条件が⽰される⼀⽅、ln(相対サイズ)やボラティリ
ティについてみると、有意な傾向は⽰されない。ただし、Shumway[2001]においても、ln(相対サイズ)
および超過リターンの符号条件は有意にマイナスとなるものの、ボラティリティの有意性は棄却されて本資料は、信頼性の高いデータから作成されておりますが、当社はその正確性・確実性に関し、いかなる保証をするものではございません。本資料は、情報提供を目的としており、投資勧誘を目的としたものではございません。証券投資に関する最終判断は、投資家ご自身の判断でなさるようにお願いいたします。本資料の著作権は当社に帰属し、本資料の転用および販売は固く禁じられております。

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いることから、先⾏研究の知⾒と⼤きく異なるものではないと判断される9。
株式所有者構造についてみると、⾦融機関持株⽐率が 1 を下回る結果が得られることがわかる。また、⼀貫した傾向は得られなかったものの、海外法⼈持株⽐率は 1 を上回る⼀⽅、上位 10 株主持株⽐率が1 を下回る傾向がみてとれる。⾦融機関によるモニタリングが企業のサスティナビリティを⾼める効果が顕著にみられる背景には、メインバンクの機能としてよく知られる事後的なモニタリング機能（財務危機に陥った企業に対して改善策を⽰したり、経営陣の経営責任を追及するなどのモニタリング）が奏功したことが考えられる10。また、機関投資家などに代表される⼤株主も企業に対する⽀配⼒を発揮しやすいと考えられることから、⾦融機関と同様にモニタリングが機能した可能性がある。その⼀⽅、海外法⼈においては、⼀般的な知⾒とは異なり、企業のサスティナビリティが低下する傾向が⽰されたことは興味深い。ただし、この点について更なる解釈を進めるためには、詳細な分析が必要であろう。

3.2 完全⼦会社化等による上場廃⽌との⽐較
本節では、もう⼀つの上場廃⽌要因である完全⼦会社化等のケースを分析することで、前節の結果と⽐較を⾏う。従って、定式化の⽅法は前節と同様とする。
分析結果を図表 6 に⽰す。モデル①〜④は企業倒産モデルを定式化しているため、財務変数の説明⼒
やモデル⾃体の当てはまり（疑似決定係数）はやや低下する様⼦がみてとれる。その⼀⽅、株式所有者構造をみると、役員持株⽐率、⾦融機関持株⽐率、海外法⼈等持株⽐率は有意に 1 を下回る⼀⽅、上位10 株主持株⽐率は 1 を上回ることが確認できる。この結果は、ガバナンスが機能せずパフォーマンス
の低い上場⼦会社を完全⼦会社化することで、親会社がグループ全体の事業再編に取り組むケースが多いことを⽰唆しているように思われる11。前節の結果とは異なり、東証 1 部上場企業特有の傾向として観察される点が特徴的である。

9

Shumway[2001]は、ハザード⽐ではなく回帰係数の推計値を報告している点に注意。

10

ただし、このような⾒⽅に対して否定的な⾒解を⽰す研究もみられる（例えば、堀内・花崎[2004]）。

11

ただし、株式所有者構造と EBIT／総資産の相関係数を確かめたところプラス 0.1 程度となっており、殆ど相関はみられない。

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ＮＦＩリサーチ・レビュー2014 年 4 ⽉

図表 6ln（社齢）
運転資本／総資産
内部留保／総資産
EBIT／総資産
株式／負債
売上高／総資産
当期利益／総資産
負債／総資産流動資産／流動負債
ln（相対サイズ）
超過リターン
ボラティリティ
役員持株比率
金融機関持株比率
海外法人等持株比率
上位10株主持株比率
東証1部ダミー
年度ダミー
業種ダミー
観測数
疑似決定係数完全⼦会社化等による上場廃⽌への影響
離散時間ロジットモデル
モデル①
モデル②
1.178 *
1.157
(0.115)(0.105)0.997(0.004)0.998(0.002)0.988(0.010)0.952 *
(0.024)1.004 ***
(0.001)0.976 ***
(0.006)1.006 *
(0.003)0.967(0.046)
1.112 **
1.113 **
(0.057)(0.053)1.001
1.001(0.001)(0.001)
0.989
0.985(0.013)(0.013)0.955 ***
0.956 ***
(0.006)(0.006)
0.963 ***
0.964 ***
(0.007)(0.007)0.986 ***
0.984 ***
(0.005)(0.005)1.034 ***
1.036 ***
(0.004)(0.004)1.590 ***
1.608 ***
(0.220)(0.219)
Yes
Yes
Yes
Yes
33,13033,1300.10
0.10

Cox比例ハザードモデル
モデル③
モデル④

0.998
(0.004)
0.995 **
(0.002)0.981 *
(0.010)0.993(0.024)1.005 ***
(0.001)

1.122 **
(0.058)1.001(0.001)0.990(0.013)0.957 ***
(0.006)0.960 ***
(0.007)0.985 **
(0.004)1.032 ***
(0.004)
1.559 ***
(0.221)
Yes
Yes
33,1250.18

0.970 ***
(0.006)1.005(0.003)0.992(0.050)1.118 **
(0.055)1.002(0.001)0.990(0.012)0.957 ***
(0.006)0.960 ***
(0.007)0.983 ***
(0.004)1.033 ***
(0.004)
1.611 ***
(0.227)
Yes
Yes
33,1250.17

注 1：上段の数値はオッズ⽐（モデル①,②）およびハザード⽐（モデル③,④）を表す。
注 2：下段の括弧内の数値は、不均⼀分散および企業内の系列相関に対して頑健な標準誤差を表す。
注 3：アスタリスクは、有意性を表す。
（***：1％,**：5％,*：10％）(出所)NFI 作成

しかしながら、わが国では上場⼦会社が完全⼦会社化されるケースにおいて、少数株主利益の毀損が問題となる側⾯もある。そのような観点に⽴脚すれば、図表 6 で⽰された結果は株主によるモニタリン
グの影響というよりも、むしろ親会社など⼀部の⼤株主が集中保有するケースにおいて上場廃⽌が⽣じたと解釈される12。本節の結果は、⾦融機関については前節と整合的であると考えられる⼀⽅、その他の株主については異なる傾向を⽰すものである。ただし、その解釈には⼆⾯性がある点に注意が必要である。

12

その他の解釈として、財務パフォーマンスの悪化した親会社が、優良⼦会社を完全⼦会社化するケースも考えられる。その場合においても、株式所有者構造が⽰す符号条件の解釈は異なるものとなる。本稿のテーマからは逸れるものの、上場⼦会社の完全⼦会社化について決定要因を明らかにすることは重要なテーマである。

本資料は、信頼性の高いデータから作成されておりますが、当社はその正確性・確実性に関し、いかなる保証をするものではございません。本資料は、情報提供を目的としており、投資勧誘を目的としたものではございません。証券投資に関する最終判断は、投資家ご自身の判断でなさるようにお願いいたします。本資料の著作権は当社に帰属し、本資料の転用および販売は固く禁じられております。

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ＮＦＩリサーチ・レビュー2014 年 4 ⽉

4. おわりに
本稿では、「再⽣⼿続等」による上場廃⽌イベントに注⽬することにより、株主によるモニタリング
が企業のサスティナビリティに与える仮説について分析した。分析の結果、⾦融機関持株⽐率と企業のサスティナビリティの間には正の相関があることが観察された。この結果は、⾦融機関によるモニタリ
ングが企業のサスティナビリティを⾼める傾向があることを⽰唆している。また、この傾向は、推計⽅法によらず頑健であることが確かめられた。その⼀⽅、役員、海外法⼈、⼤株主については、このような傾向は確かめられなかった。以上の結果は、企業からみて外部者である株主が企業経営に対して積極的にコミットすることの重要性を⽰唆しているように思われる。
最後に、分析上の課題について述べる。第⼀に、本稿ではモニタリングの代理変数として株式所有者
構造を⽤いたが、株主のモニタリングが企業のサスティナビリティをどのように⾼めるかについては確
かめていない。株主やメインバンクは、企業の⽣産性を向上させる上で、必ずしも有効な機能を果たさないことを⽰す研究（例えば、堀内・花崎[2004]）もみられるため、分析結果の頑健性を⾼めるためには更なる分析が必要である。また、近年は ESG 要因が企業のサスティナビリティに影響を与えることが⼀般的な認識となっているため、環境や社会などの要因を考慮することが必要である。第⼆に、昨今の取締役構成に関する改⾰にみられるように、企業のサスティナビリティに対して内部ガバナンスの果たす役割は⼤きいと予想される。従って、本稿では株主による外部ガバナンスの影響に注⽬したが、内部ガバナンスの影響を分析することは重要なテーマである。以上の点は今後の課題である。

参考⽂献
⼤⽇⽅隆[2005]，「倒産分析とゴーイングコンサーン監査－⽐例ハザードモデルを中⼼に－」『MMRC
Discussion Paper』133.
堀内昭義，花崎正晴[2004]，「⽇本企業のガバナンス構造－所有構造、メインバンク、市場競争」『経済経営研究』24(1),1-99.
宮島英昭，新⽥敬祐[2011]，「株式所有構造の多様化とその帰結：株式持ち合いの解消・「復活｣と海外投資家の役割」『RIETI Discussion Paper Series』11-J-11.
森平爽⼀郎，岡崎貫治[2009],「マクロ経済効果を考慮したデフォルト確率の期間構造推定」『WIFSWorking Paper Series』WIF-09-004.
渡辺領介，泉⽥成美[2009]，「役員株式保有が企業犯罪に及ぼす影響」『⽇本経済研究』61, 59-73.
Altman, E.[1968], “Financial Ratios, Discriminant Analysis and the Prediction of Corporate
Bankruptcy,” Journal of Finance 23(4), 589-609.
Shumway, T.[2001], “Forecasting Bankruptcy More Accurately: A Simple Hazard Model,” Journalof Business 74(1), 101-124.
Zmijewski, M.[1984], “Methodological Issues Related to the Estimation of Financial DistressPrediction Models,” Journal of Accounting Research 22, 59-82.

本資料は、信頼性の高いデータから作成されておりますが、当社はその正確性・確実性に関し、いかなる保証をするものではございません。本資料は、情報提供を目的としており、投資勧誘を目的としたものではございません。証券投資に関する最終判断は、投資家ご自身の判断でなさるようにお願いいたします。本資料の著作権は当社に帰属し、本資料の転用および販売は固く禁じられております。

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