3『証券経済学会年報』第55号

2020年11月

MBO はパフォーマンスを改善させたのか：
株式非公開化に関する実証分析＊
川

本

真

哉

南山大学経済学部

要

旨：
本稿では MBO による株式非公開化のパフォーマンス改善効果について，傾向スコア・マッチング

法と Difference-in-Differences 分析を用いて検証した。分析の結果，以下の点が明らかになった。第１に，買収後，資産削減が行われ，経営効率化が観察された。ただし，ROA は改善したといえず，
Ｊカーブ効果もみられなかった。第２に，MBO ストラクチャーの影響を分析したところ，純粋MBO 案件と買収によって負債比率が特に上昇したグループでは資産効率が上昇し，リアライメント
効果および負債による経営規律が確認された。第３に，ファミリー主導型の MBO ではパフォーマン
スが上昇し，私的情報に基づくバイアウトを実行している可能性が示唆された。
キーワード：
MBO，傾向スコア・マッチング法，Difference-in-Differences，Ｊカーブ効果，インセンティブ・
リアライメント目次：

１．はじめに
２．先行研究と作業仮説
３．データセットの構築
４．分析結果５．結論には取引金額で5,000億円（うち，すかいらー

1．はじめにくが2,700億円超），2011年には取引件数で18件（幻冬舎，アートコーポレーション，カルチュ

2001年８月にトーカロが株式非公開化して以ア・コンビニエンス・クラブなど）に達し，注来，これまで140件を超える日本企業が MBO目を集めた（図１）。近年では，すかいらーく（Management Buy-outs：マネジメント・バ（2014年10月），ワールド（2018年９月）など

イアウト）によって市場から退出した。2006年

が再上場を果たし，エグジットの面でも紙面を＊本稿の執筆にあたって，本誌の２名の匿名の査読者，ならびに河西卓弥氏（熊本県立大学），齋藤隆志氏（明治学院大学）から有益なコメントを頂戴した。記して謝意を表したい。もちろん，あり得べき誤りは全て筆者に属する。なお，本稿は2020年度南山大学パッヘ研究奨励金Ｉ－Ａ－２の助成を受けている。

4

証券経済学会年報第55号／研究論文

表１

（件）
20
18

非公開化型 MBO の件数と取引金額

（億円）
6,000
5,000

件数

16

金額

14

4,000

12
10

3,000

8

2,000

6
4

1,000

2
0

2001 02

03

04

05

06

07

08

09

10

11

12

13

14

15

16

17

18

0

（出所） レコフデータ『レコフ M&A データベース』より作成。

賑わしている。レックス・ホールディングス事アウト）が長期的なパフォーマンスに与えた影件やサンスター事件にも象徴されるように，売響を分析した野瀬・伊藤〔2012〕などが挙げら却側と買収側が一致することに起因する少数株れる。また，河西・川本〔2019〕では，MBO

主との利益相反の危険性をはらみつつ，企業リ実施前における経営者の利益調整行動に着目

ストラクチャリングの有力なツールとして期待し，それが買収プレミアムの多寡に与えた影響されている。

を検証している。

こうした MBO の実施は所有構造・資本構成

ただし，一連の研究には，次のような課題がの変化を通じ，当該企業のコーポレート・ガバ

残されているのも事実である。その第１は，対ナンス構造に多大なる影響をもたらす。すなわ

象が TOB（あるいはバイアウト）全般を対象

ち，①経営陣の持株比率の上昇により経営インとしてきたため，MBO 固有の特徴を導き出せ

センティブが強化されるとともに，②主要な資ていない点である。第２は，パフォーマンスの金提供者であるバイアウト・ファンドに株式が検証について，買収時の株価やプレミアムに関集中し，モニタリング強度が上がる。さらに，

心が集中しており，株式非公開化後の会計パ③買収にあたってレバレッジを効かせることか

フォーマンスの推移について示されていない点

ら，負債による規律付けが発揮される。以上のである。第３は，バイアウトによるガバナンス

点を通じ，MBO の実施は買収後の企業価値に構造の変革が事後的なパフォーマンスの改善を看過できない効果を与えることが予想される。

もたらしうるのか，システマティックに明らか

このように活発化する MBO 市場の動向とそにされていないという点である。

の経済的機能への注目を受け，日本企業を対象

そこで本稿では，2000年代以降の日本企業をとしたバイアウトに関する研究も蓄積されつつ対象として MBO による株式非公開化が買収後ある。TOB 後の株価下落の状況から買い手にのパフォーマンスに与えた影響についての検証よる「強圧性」に関する懸念を指摘した井上を行う。より具体的には，① MBO 実施後のパ〔2008〕，レックス・ホールディングス事件とフォーマンスの推移について明らかにするととその対応としての公正性担保措置が買収プレミ

もに，それに対し② MBO にともなう当該企業

アムに与えた影響を検証した井上ほか〔2010〕，のコーポレート・ガバナンス構造の変化がいか

株 式 非 公 開 化 の 決 定 要 因 と PIPE（Private

なる影響を及ぼしたかについて分析を試みる。

Investment in Public Equity：公開維持型バイ

これらの問いの検証を通じ，日本企業における

MBO はパフォーマンスを改善させたのか：株式非公開化に関する実証分析

MBO の経済的機能についてアプローチしようというのが本稿のねらいである。
本稿の特色としては，次の３点が挙げられる。第１は，MBO 実施後の財務指標を扱っているという点である。これらは株式非公開化後の情報であるため，日本企業を対象としてポスト MBO のパフォーマンスの状況を検証した研51） MBO の事後評価を行った研究として伊藤・メイズ〔2016〕がある。ただし，同研究は投資家へのリターンを検証したものであり，本稿が対象とする財務パフォー
マンスを扱ったものではなかった。財務パフォーマンス
に着目したものとして川本・河西〔2015〕があるが，MBO サンプルが29件と小さいのに加え，ペア企業の選択にあたって内生性への配慮が十分に行われているとはいいがたく，分析手法に限界がある。

究はほとんど存在しなかった。データは限定さ

2．先行研究と作業仮説れるものの，MBO による非公開化後の財務情報を体系的に収集し，検証に用いた点が本稿の意義として指摘できる。第２は，MBO の事後

MBO のストラクチャーは，前述のように①評価を行う際に近年，企業の実証分析の分野でバ イ ア ウ ト へ の 経 営 陣 の 参 加， ② LBO

利用されはじめている傾向スコア・マッチング（Leveraged Buy-outs）のスキーム採用によ法（propensity score matching） を 導 入 し，るレバレッジの利用，③バイアウト・ファンド

内生性への配慮を行った点である。MBO 実施

関与，の３点に分割できる。以下では，このス

企業と事前の特性が近似した非 MBO 実施企業

トラクチャーを念頭に，MBO の事後的なパを抽出することにより，MBO 固有のパフォー

フォーマンスに関する先行研究と作業仮説を提マンス改善効果を検証することが可能となって示する。

いる１）。第３は，ファミリーによるバイアウトをいかに捉えるかという点である。後述するよ（１）インセンティブ・リアライメント

うにバイアウトに支配的株主であるファミリー

株式が広範に分散した大企業では，個々の株が関与する案件は多く，研究と実務の双方で注

主の持株比率は小さく，有効に経営者を規律付

目を集めているが，その事後的な効果を測定しけすることが困難となる。結果，株主・経営者

ようという研究は国内外ともに多くはない（日間の利害は対立し，エージェンシー・コストが本のケースでは管見するところ存在しない）。

発生する。例えば，規模拡大に効用を得る経営

本稿では，ファミリーの持分について経営陣だ

者が，NPV（Net Present Value：正味現在価

けではなく，その親族，財産保全会社まで含め値）が負のプロジェクトを敢行することはしば

厳密に測定し，事後的なパフォーマンスに与えしば語られるそのシチュエーションである。こる効果について捕捉しようとしている点も特色

うしたコストの発生に対し，MBO は１つの解として挙げられる。

決策となりうる。バイアウトに経営陣が参加す本稿の構成は以下の通りである。第２節ではることによって，彼らの持分が上昇し，株主とMBO の事後パフォーマンスに関する国内外の経営者の利害が一致することになる（インセン先行研究を紹介するとともに，そこから作業仮

ティブ・リアライメント）。また，バイアウト説を提示する。第３節では，データソースと傾にファンドが関与しない「純粋 MBO」案件で

向スコア・マッチング法のコンセプトについて

も，経営陣に株式が集約されると同時に，彼ら紹介したうえで実際にそれを行い，MBO 実施に経営のフリーハンドが与えられるため，価値企業のペア企業を上場企業の中から抽出する。

向上に向けた経営陣の努力水準を引き上げるこ

第４節では，そうしたペア企業との比較から，とになろう。

MBO の事後パフォーマンスの推移，およびそ

実際，1980年代米国における MBO を扱った

れ に 作 用 す る と 予 想 さ れ る MBO ス ト ラ ク

先行研究では，概ね事後的な経営効率化とそれチャーの影響を観察する。第５節は結論に充てに起因するパフォーマンス改善を報告していられる。

る。Kaplan〔1989〕は MBO 実施後，オペレー

6

証券経済学会年報第55号／研究論文

ティング・インカムとキャッシュ・フローは実来的な利益上昇の果実を独占するという誘因が施前に比べ増加していることを確認したうえ

存在する（Croci and Giudice〔2014〕）。この場

で，経営陣の持株比率がバイアウト後に上昇し合，（ファミリーの保有する私的情報が正確でていることから，エージェンシー・コストの削あると仮定すると）ファミリーによるバイアウ

減 が そ の 要 因 で あ る と 論 じ て い る。Smith

ト後においてはパフォーマンスの上昇が観察さ〔1990〕はポスト MBO のキャッシュ・フロー

れることになろう３）。

と運転資本回転率は上昇傾向，営業サイクル（operating cycle），棚卸資産回転期間，売上

仮説２：買収前において経営者持株比率の高い

債権回転期間は縮減傾向にあることから，事後案件ほど，買収後のパフォーマンス向上が期

的な収益改善は，効率性の追求によるものと述待される。

べている。Singh〔1990〕でも MBO 実施企業
は IPO 前において，産業平均に比べ高い成長（３）負債による経営規律率と収益性を維持しつつも，棚卸資産と売上債

MBO は LBO の一種でもあり，バイアウト

権の回転期間について短縮化を実現しているとの実行にあたってレバレッジを効かせるため，の結果を得ている。これらの効果は，バイアウ

買収後において負債比率が上昇することにな

ト前の経営陣の持株比率が低い案件ほど，株式る。こうした負債依存度の上昇は倒産脅威を経非公開化後におけるその上昇幅は大きくなり経営陣に与え，効率的経営を促す。同時に，利払営者のインセンティブは強化されるため，増強

いの強制はフリーキャッシュフローを削減し，されるものと予想される。

上記で触れた過剰投資のような企業価値を棄損するような浪費を抑制する効果もある（Jensen

仮説１：買収前において経営者の持株比率が低〔1986〕）。このような効果は，買収前に負債依い案件や純粋 MBO 案件では，買収後のパ存が小さく，バイアウトにより負債比率の上昇

フォーマンス改善が期待される。

幅が大きな案件ほど大きくなると予想される。

（２）ファミリー・バイアウトと私的情報

実証的にも，Guo et al.〔2011〕では1990年
代から2000年代の米国の株式非公開化案件を対ファミリーなど支配的株主によるバイアウト

象とし，コントロール企業に比べ，バイアウト

は世界的にみて重要な地位を占めている。例え

後における負債比率の上昇が大きな案件ほどパ

ば，1997年から2005年までのヨーロッパ諸国にフォーマンスが向上していることから，負債に

お け る 株 式 非 公 開 化429件 を 調 査 し た Croci

よる経営規律化が収益改善の源泉の１つだと論and Giudice〔2014〕によれば，支配的株主（買じ て い る。 ま た，Boucly et al.〔2011〕 で も収前の持株比率20％以上）によるバイアウトは

1990年代から2000年代のフランス企業をサンプ

118件（27.5％），そのうち支配的ファミリーにルとして設定し，LBO 実施企業のパフォーマ

よるバイアウトは67件（15.6％）を数えること

ンスは改善傾向にあり，バイアウトによる資金が報告されている。

制約の緩和が企業成長（売上や雇用，資本的支ファミリーは，支配的株主であるだけではな

出）の背景だと指摘している。

く，経営に創業以来携わりコミットメントも深いことから，当該企業の将来的利益についての仮説３：買収によって負債比率が上昇した案件

私的情報（private information）にいち早くア

ほど，買収後のパフォーマンス改善が期待さ

クセスできる可能性がある２）。仮に利益上昇がれる。

期待されるならば，ファミリーには実際にそれが実現してその情報が織り込まれる前の（安価な）株価水準の段階において買収を実行し，将（４）バイアウト・ファンドによる価値創造
MBO が経営陣単独ではなく，バイアウト・

MBO はパフォーマンスを改善させたのか：株式非公開化に関する実証分析

ファンド支援の下，実施される場合がある。
ファンドが関与するケースにおいては，２つの7ファンドの利害が対立し，創業社長が更迭された。「対立の末，創業社長解任」『朝日新聞』2008年８月13日。

経路で価値創造が図られる。１つはエージェン
シー・コストの削減である。ファンドはブロッ3．データセットの構築

ク・シェアホルダーであり，零細株主よりもモニタリングのインセンティブと強度が高い（Shleifer and Vishny〔1986〕）。それだけ効果（１）データソース

的なガバナンスが可能となり，それが株主・経2000年度から2016年度末までに株式非公開化

営者間のエージェンシー・コストを削減し，将した MBO 案件136件のうち，2018年３月期ま来的な価値向上をもたらすことが予想される。

でに非公開化後１期以上の財務情報が入手でき２つ目は，ファンドからの様々な価値創造に向る企業を対象とする。MBO 案件の特定はレコけた支援の提供である。それはコスト削減や生フデータ『レコフ M&A データベース』より，

産性改善，経営戦略の変更，M&A 実行の模索

MBO 実施企業の上場時およびペアとなる上場など多岐にわたる。こうしたファンドの経営ア

企業の財務情報は日経メディアマーケティング

ドバイス機能は，オペレーショナル・エンジニ『日経 NEEDS-FinancialQUEST』より，非公アリング（operational engineering）と呼ばれ開化後の財務情報は帝国データバンク

る（Kaplan and Strömberg〔2009〕）。

『COSMOS１』より取得した ５）。結果，分析

胥〔2011〕ではカーライルによるキトーのMBO（2003年）のケース・スタディを行い，バイアウト・ファンドによる株式集中と役員派
遣によるモニタリングの強化，そして資産売却

対象として53件の MBO 案件が選択された。
（２）ペ ア企業の選択：傾向スコア・マッチ
ング法の利用や海外事業の再構築などのオペレーショナル・

MBO によるパフォーマンスの変化について

エンジニアリングが投資先企業の選択と集中を比較検証するために，非 MBO 実施企業を抽出

促し，パフォーマンス改善に貢献したと論じてする。この際，MBO 実施企業と買収前の特性いる。また，Cressy et al.〔2007〕では英国にが近似したペア企業を選ぶ必要がある。なぜなおけるバイアウトを取り上げ，ファンド関与案

ら， こ の よ う な 考 慮 を 行 わ な い 場 合， 仮 に件では収益性に対しポジティブな効果が観察さ

MBO 実施企業のパフォーマンスが事後的に上れたが，それは財務報告のチェックや努力水準昇したとしても，もともと買収前からパフォーの劣る経営者の更迭

マンスが優れており，買収後も引き続きそれが４）を通じたファンドのモ

ニタリング機能の発揮が背景としている。

継続しているだけの可能性があるからである（内生性の問題）。

仮説４：買収にバイアウト・ファンドが関与す

従来，こうしたペア企業の選択にあたってる案件では，買収後のパフォーマンス改善がは，買収前のパフォーマンスや所属業種，規模期待される。

などいくつかの尺度を設け，買収実施企業とそ

2） 実際，ファミリー経営者の在職年数は専門経営者に比れぞれの指標の値が近い企業をペアとして選択

べ長く，当該企業の経営に長期的にコミットメントしてしてきた。ただ，こうした手法には，尺度が増いることが明らかにされている（ユパナ・沈〔2015〕）。

えるほどそれらの間の背反（ある尺度は近似し3） ただし，このように仮説を立てて Croci and Giudice〔2014〕は検証を行ったが，同研究ではファミリーによていても，別の尺度は乖離している場合があるバイアウト後のパフォーマンスの上昇は観察されている）が起こり，適切なペア企業の選択が困難とない。

なるという問題点が指摘されてきた（次元の呪4） たとえば，すかいらーくのケースでは，中長期的な視野での経営を目指す経営者と早期の再上場を志向する

い：齋藤・工藤〔2011〕）。そこで近年では，傾
向スコア・マッチング法が活用されている。具8

証券経済学会年報第55号／研究論文

体的にはまず，買収実施の有無を，それに作用とき，当該企業の将来性に自信を持つ経営者にすると想定する複数の変数に回帰する離散選択

は，買収のアナウンスメント時の情報発信効果

モデルでの分析を行い，１つの実施確率に集約

によりディスカウント状態が解消されることをされた買収の有無に関する傾向スコアを求め期待して，株価が低い段階で買収に踏み切る動る。次いで，買収を実際に行った企業と同スコ機がある（野瀬・伊藤〔2009；2011〕）。この場

アが近い企業を非実施群からペアとして抽出す

合，買収前の株価水準は MBO の実施に対し負る。こうした手続きを踏むことにより，上記のに反応すると期待される。

問題点を回避した上で，買収を行う潜在的性質を持ちながらそれを行わなかった企業を選択す（ｂ）フリーキャッシュフローの削減ることが可能となる。そうしたペア企業と比較

同変数については，トービンのＱ（（株式時することを通じ，買収を行った企業固有の事後

価総額＋負債）／総資産）が１未満の企業の手の行動変化を捉えられる。

元流動性比率（（現預金＋有価証券＋投資有価

近年では日本企業の M&A の事後評価に関証券）／総資産）で定義する。成長性が低い企

して，同手法を用いた研究が登場してきてい業の現金保有は，有望な投資プロジェクトに乏る。例えば，買い手企業のパフォーマンス改善

しいため，余剰資金になりやすい。こうした効果について検証した滝澤ほか〔2012〕や村キ ャ ッ シ ュ の 保 有 は， 経 営 者 の 帝 国 建 設

上・ 山 田〔2019〕， 多 角 化 の 程 度 を 念 頭 に（empire building）のための過剰投資に費やM&A 投資とパフォーマンスの関係性を検証しされ，将来的な企業価値を棄損するおそれがあた芳賀・立本〔2018〕，合併が研究開発を促する。このとき，負債調達によってバイアウトがか否かを分析した山内・長岡〔2010〕などが挙実施されることで，前述のような負債による無げられる。本稿は傾向スコア・マッチング法を駄遣いの削減効果が得られる。買収前のフリー

MBO のパフォーマンス改善効果の検証に応用

キャッシュフロー比率が高い案件ほどこの効果する初めての試みとなる。

は大きくなるため，同変数は MBO の実施に対（３）尺度の設定
上記マッチングを行う尺度として，MBO のし正の係数を示すと予想される。
（ｃ）負債の節税効果と経営規律実施に作用する諸要因を設定する必要がある。

これについては負債比率（負債／総資産）でここでは英国企業の株式非公開化の動機と買収チェックする。負債依存度は２つの経路で株式プレミアムの関係性について包括的に検証した

非公開化の引き金となる。１つ目は負債の節税

Renneboog et al.〔2007〕 を 参 考 に， ① ア ン

効果（tax shield）である。負債発行に伴う利ダーバリュエーションの解消，②フリーキャッ

払いは税法上，損金加入となる。課税対象とな

シュフローの削減，③負債の節税効果・経営規る利益額を小さくすることにより，税払いを抑律，④株主構成の影響，⑤コントロール変数，

制する効果がある。２つ目は負債による経営規に関する説明変数を挿入する。

律である。負債調達に伴う倒産脅威の上昇と利（ａ）アンダーバリュエーションの解消

払いの強制は，経営者の無駄遣いを抑制し，企業価値の維持向上に寄与する（Jensen〔1986〕）。

PBR（株価純資産倍率）を挿入し，同変数が買収前に負債に依存していない案件ほど，これMBO の実施の有無に与える効果をチェックすら２つの効果は高まるため，負債比率は MBOる。内部者である経営者と外部者である株主のの実行に対し負の符号を取ると考えられる。

間には，当該企業の価値に関する情報の非対称性が存在する。情報優位にある経営者は，当該企業の株価が過小評価にあると認識する。この（ｄ）株主構成の影響
事前の株主構成が株式非公開化に与える影響

MBO はパフォーマンスを改善させたのか：株式非公開化に関する実証分析

9について捕捉するため，金融機関持株比率と事ているという見方があるのに対し（Osborne et

業法人持株比率の合計で定義した安定株主持株al.〔2012〕），リスクテイクな投資行動を行って比率（宮島・青木〔2002〕），外国人持株比率，

おり，業績改善余地が高い企業を狙って，あえ

役員持株比率を挿入する。安定株主持株比率がて財務危機にある企業をターゲットにしている高い企業では，敵対的買収の脅威が少ないたという分析もある（Sudarsanam et al.
〔2011〕）。

め，非公開化の動機に乏しいと予想される。そまた，上記で挙げたフリーキャッシュフローのの反面，近年のコーポレートガバナンス・コー

削減や負債の規律付けなど，MBO 実施のベネドの施行に象徴されるように，持ち合い解消がフィットが特に高い企業を投資対象としている

要請される状況下において，自社がその引き受という見解もある（Chapple et al.〔2010〕）。

け手として利用されているという側面もあ

このようにファンド関与案件と純粋 MBO 案件

る 。前者の場合では負，後者では正の符号をとでは特徴に差があるため，それらをプールし示すであろう。外国人持株比率に関しては，そて離散選択分析を行った場合，ペア企業の選択のようなブロックホルダーの保有比率が高い企にバイアスがかかるおそれがある。そこで，傾業ほどモニタリング強度が高いため，非公開化

向スコアの測定にあたっては，ファンド関与のによる業績改善余地が小さくなる一方で有無でそれぞれダミー変数を設定し，サンプル（Renneboog et al.〔2007〕，Clarkson et al.

を別にしてペア企業の抽出を試みる７）。

６）〔2016〕），所有構造が流動的であるが故にプレミアムの提示によって株式の取得が容易である（５）マッチングの結果とも考えられる（Weir et al.〔2005ａ〕，Weir

ペア企業を選択するための傾向スコアを得る

et al.〔2005ｂ〕）。前者の場合では負，後者のことを目的とし，2000年度から2016年度末まで

場合では正の符号をとると予想される。役員持の全上場企業のデータを用いて，MBO の決定

株比率については，上記のインセンティブ・リ

要因に関するロジット分析を行う。

アライメント効果が強い場合，その係数は負，

分析結果は表１（マッチング前）の通りであファミリーによるバイアウトが支配的である場

る。まず，純粋 MBO ダミーを被説明変数とし合は正の係数を示すであろう。

たサンプル（コラム⒜）では，PBR が負，外（ｅ）コントロール変数

国人持株比率，社齢が正に有意となっている。
株価パフォーマンスが低く（つまり，アンダー上記の要因のほか，MBO 実施に与える財務

バリュエーションの程度が大きく），所有構造

パフォーマンス，操業年数，企業規模，業種，が流動的で，企業年齢の高い企業ほど MBO を

マクロ経済環境の影響をコントロールするた

実施する傾向にある。その一方で，バイアウ

め，ROA（経常利益／総資産），社齢（月数）

ト・ファンド関与ダミーを被説明変数としたサ

対数値，総資産対数値，産業ダミー，年次ダ

ンプルでは（コラム⒝），負債比率が高い企業

ミーを挿入した。

ほど，MBO の実施確率が上昇する。買収前の（４）MBO 実施企業の異質性

負債比率が低い企業は，レバレッジを効かせる
ことによる節税効果や経営規律付けが効果的に

また，ペア企業の特定にあたって，MBO 実なると予想したが，ファンドはそうした企業を施企業の異質性について考慮することも重要で

特にターゲットとしているということがわかある。特に，バイアウト・ファンドと組んで行る。また，安定株主持株比率と外国人持株比率

う MBO とそうでない MBO との間では特徴にの符号はともに有意に正である。ファンドは流大きな違いがあることが知られている。例え

動的な所有構造を有する企業をターゲットとすば，ファンドの投資態度は保守的であり，事前る一方で，昨今の持ち合い解消要請へのインパのパフォーマンスが高い企業をターゲットにしクトが強く，保有株式の引き受け先を求める企

10

証券経済学会年報第55号／研究論文

表１

傾向スコアの算出：MBO の決定要因（ロジット分析）

PBR（１期前）ROA（１期前）
フリーキャッシュフロー比率（１期前）
負債比率（１期前）
安定株主持株比率（１期前）
外国人持株比率（１期前）
役員持株比率（１期前）
社齢（月数）対数値
総資産対数値（１期前）
Constant
産業ダミー
年次ダミー
N
Pseudo R2
Log pseudolikelihood
Wald chi2
AUC⒜ 純粋 MBO
マッチング前
マッチング後－0.4762＊＊
0.0027（0.21）（0.73）－1.5890－2.5379（1.68）（3.77）
0.8506
1.1211（1.09）（1.65）－0.73280.3452（0.90）（1.27）
1.9993－0.4915（1.43）（1.25）
3.3187＊＊－0.0937（1.40）（1.93）－1.6507－0.2298（3.95）（4.33）
0.6441＊0.4565（0.35）（0.51）－0.31420.1391（0.20）（0.31）－11.9973＊＊＊－4.1623（2.62）（3.23）
Yes
No
Yes
No
61834
70
0.14100.0288－254.8521－47.1241354.10＊＊＊2.91
0.88560.6057⒝ ファンド関与型 MBO
マッチング前
マッチング後0.0144－0.2107（0.06）（0.37）－1.42992.2138（3.08）（6.25）－0.3246－2.3940（1.46）（2.55）－2.7039＊＊
1.9969（1.14）（2.39）
3.0340＊＊2.6154（1.35）（2.63）
2.9130＊4.8133（1.63）（4.94）
1.09458.3684（1.18）（5.65）－0.2137
0.5864（0.23）（0.66）－0.2436＊－0.4277（0.13）（0.43）－6.7151＊＊＊－1.6532（1.42）（3.88）
Yes
No
Yes
No
61547
36
0.10740.1318－146.7957－21.6633
798.87＊＊＊5.03
0.85380.7469（注）１．マッチング前は企業ごとにクラスタリングしたロバストな標準誤差を，マッチング後は不均一分散にロバストな標準誤差を用いている。
２．＊＊＊，＊＊，＊はそれぞれ１％，５％，10％水準で有意であることを表す。

業の受け皿にもなっていることをうかがわせ

変数間の識別に関する指標である AUC（Areaる。

Under the Curve）についてみてみると，コラ

こうしたロジット分析により各企業の傾向ス

ム⒜ではマッチング前0.89からマッチング後コアを算出し，MBO 実施企業と同指標がもっ0.61へと，コラム⒝でも0.85から0.75へと0.5にとも近い非 MBO 実施企業を同一年，同一産業

近づいており，MBO 実施に関するモデルの捕の な か か ら 選 択 し た（nearest neighbor

捉 精 度 が 小 さ く な っ て い る ８）。 表 ２（ 純 粋matching）。これらをプールしたサンプル（純MBO サンプル）と表３（バイアウト・ファン

粋 MBO 実施企業35社－ペア企業35社，バイア

ド関与型 MBO）はマッチング前後の MBO 実

ウト・ファンド関与案件18社－ペア企業18社）

施企業と非 MBO の上場企業（およびそこからでロジット分析を再度行ったのが表１（マッチ抽出されたペア企業）の各変数の平均値と中央ング後）である。上記各特性を近似させた企業

値の差の検定を行った結果である。表２についをペアとして抽出しているため，それぞれのサて は， マ ッ チ ン グ 前 は PBR，ROA， フ リ ーンプルで各変数は非有意となっていることがわキャッシュフロー比率，負債比率，外国人持株かる。定数項以外のすべての変数の係数をゼロ

比率，役員持株比率，総資産対数値で，表３にと置いた帰無仮説のワルド検定も棄却できていついては負債比率，社齢対数値で有意な差にない。また，MBO 実施と非実施のペア企業のなっているが，マッチング後にはそのような差MBO はパフォーマンスを改善させたのか：株式非公開化に関する実証分析

表２

パネルＡ：マッチング前

PBR
ROA
フリーキャッシュ
フロー比率
負債比率
安定株主持株比率
外国人持株比率
役員持株比率社齢（月数）対数値
総資産対数値11

純粋 MBO 実施企業と非実施企業の比較

純粋 MBO 実施（N＝35）
平均値 中央値 標準偏差 最小値 最大値

純粋 MBO 非実施（N＝61799）
平均値の差 中央値の差
平均値 中央値 標準偏差 最小値 最大値

0.69590.03190.57850.02450.3806 0.1307
0.0396 －0.0543

1.78500.16261.46210.04730.92030.03951.9005 0.0029 13.2005 －0.7662＊＊
0.0705 －0.2417 0.2852 －0.0154－1.5199＊＊＊－0.0310＊＊0.20640.17200.18600.00000.59640.12520.0476

0.16620.00000.0812＊＊＊0.0197＊＊＊0.43430.43140.03940.13776.24889.47490.35100.43220.01090.09496.36489.51270.24080.28020.07040.13770.41600.84530.0911 0.9597 0.4957
0.0000 0.9798 0.4212
0.0000 0.3000 0.0753
0.0000 0.4223 0.0853
5.1874 7.0501 6.1637
6.6490 11.3969 10.1005

0.49840.44490.02420.01586.39699.99620.22760.23550.11080.13510.7083
1.69820.0361 0.9707 －0.0614
0.0000 1.0000
0.01020.0000 0.5608 －0.0360＊
0.0000 0.6118
0.0524＊＊3.9512 7.1709
0.0851
6.1591 14.7838 －0.6257＊＊

0.0132＊0.0447－0.0404＊
0.0026＊－0.2923－0.8529＊＊0.7111

パネルＢ：マッチング後

PBR
ROA
フリーキャッシュ
フロー比率
負債比率
安定株主持株比率
外国人持株比率
役員持株比率社齢（月数）対数値
総資産対数値

純粋 MBO 実施（N＝35）
平均値 中央値 標準偏差 最小値 最大値

純粋 MBO 非実施（N＝34）
平均値の差 中央値の差
平均値 中央値 標準偏差 最小値 最大値

0.69590.03190.57850.02450.3806 0.1307
0.0396 －0.0543

1.78500.16260.71530.0451

0.66120.03740.4699 0.0201
0.0913 －0.2027

1.6774 －0.0195
0.2852 －0.0132－0.0893－0.05180.20640.17200.18600.00000.59640.20140.12200.22810.00000.71110.0050－0.04220.43430.43140.03940.13776.24889.47490.35100.43220.01090.09496.36489.51270.24080.28020.07040.13770.41600.84530.0911 0.9597
0.0000 0.9798
0.0000 0.3000
0.0000 0.4223
5.1874 7.0501
6.6490 11.3969

0.41440.42380.04590.14896.05889.2426

0.41410.43350.02120.1056
6.17179.48330.2386
0.23650.08430.16910.76631.37380.0663 0.8443
0.01990.0000 0.8620
0.00750.0000 0.4399 －0.0065
0.0000 0.6118 －0.0113
4.2195 7.1709
0.19006.1591 12.3007
0.23220.00220.0437－0.0139－0.0314－0.3503－0.5285（注）１．アスタリスクは変化率の平均値・中央値が０とするｔ検定と Wilcoxon signed-rank test の結果を表し，＊＊＊，＊＊，＊はそ
れぞれ１％，５％，10％水準で有意であることを示す。
２．各指標の異常値処理として，１％タイルと99％タイルで winsorize している。

表３

パネルＡ：マッチング前

PBR
ROA
フリーキャッシュ
フロー比率
負債比率
安定株主持株比率
外国人持株比率
役員持株比率社齢（月数）対数値
総資産対数値

MBO へのバイアウト・ファンド関与の有無

ファンド関与（N＝18）
平均値 中央値 標準偏差 最小値 最大値

ファンド非関与（N＝61529）
平均値の差 中央値の差
平均値 中央値 標準偏差 最小値 最大値

1.49350.05071.34810.07521.0308 0.1769
0.0886 －0.2417

4.23410.1424

1.46830.04740.92420.03951.9069 0.0029 13.2033
0.0707 －0.2417 0.2851

0.02510.00330.42390.03560.13730.00000.19890.00000.58250.12440.0456

0.16580.00000.0129－0.0456

0.35240.50550.10490.0901
5.98769.81810.3431
0.41290.03880.0246
6.16289.78430.17330.29220.12650.10590.48991.34700.0361 0.6346 0.4958 0.4985
0.0883 0.9715 0.4210 0.4449
0.0000 0.4414 0.0758 0.0244
0.0000 0.3235 0.0846 0.0155
5.1120 6.7214 6.1617 6.3969
7.7258 12.2208 10.1044 10.0043

0.22750.23580.11140.13460.71031.70050.0361 0.9707 －0.1435＊＊＊ －0.1554＊＊＊0.0000 1.0000
0.0846－0.03200.0000 0.5608
0.02900.01440.0000 0.6118
0.00550.00903.9512 7.1709 －0.1742－0.2341＊＊
6.1591 14.7838 －0.2863－0.2201

0.7111

パネルＢ：マッチング後

PBR
ROA
フリーキャッシュ
フロー比率
負債比率
安定株主持株比率
外国人持株比率
役員持株比率社齢（月数）対数値
総資産対数値ファンド関与（N＝18）
平均値 中央値 標準偏差 最小値 最大値

ファンド非関与（N＝18）
平均値の差 中央値の差
平均値 中央値 標準偏差 最小値 最大値

1.49350.05071.34810.07521.0308 0.1769
0.0886 －0.2417

4.23410.1424

1.41640.03790.81760.03001.8275 0.0109
0.0518 －0.0521

6.11760.13980.07700.01270.53040.04510.13730.00000.19890.00000.58250.19540.10330.23930.00000.7111 －0.0581－0.1033

0.35240.50550.10490.0901
5.98769.81810.3431
0.41290.03880.0246
6.16289.78430.17330.29220.12650.10590.48991.34700.0361 0.6346
0.0883 0.9715
0.0000 0.4414
0.0000 0.3235
5.1120 6.7214
7.7258 12.2208

0.30120.47840.09150.06055.80439.96060.23180.54400.02070.0106
5.95319.82900.22460.23510.15450.10380.7504
1.49600.0361 0.9345
0.05120.0016 0.8411
0.02720.0000 0.5012
0.01330.0004 0.3991
0.02963.9703 6.8835
0.18327.0817 13.1962 －0.1424

0.1114－0.13110.01810.01400.2097－0.0448（注）１．アスタリスクは変化率の平均値・中央値が０とするｔ検定と Wilcoxon signed-rank test の結果を表し，＊＊＊，＊＊，＊はそ
れぞれ１％，５％，10％水準で有意であることを示す。
２．各指標の異常値処理として，１％タイルと99％タイルで winsorize している。

12

証券経済学会年報第55号／研究論文は消失している。

らに売上高利益率（経常利益／売上高）と総資以上の点から，ペア企業の選択が適切になさ

産回転率（売上高／総資産）に分解し，ROA

れていることが示唆される。次節では，このよの変化が収益力と効率性のいずれによって影響

うに選択されたペア企業と比較することを通を受けているかを特定する。また，成長性としじ，MBO 実施後におけるパフォーマンスの改て総資産変化率，売上高変化率，経常利益変化

善効果に関する検証を試みる。

率を求める。最後に，レバレッジの利用程度に

5） 株式非公開化後の財務情報（COSMOS１）は単独デー

ついて負債比率（負債／総資産）に注目する。

タしか入手できないため，MBO 案件・非 MBO 案件と前述のように MBO は LBO の一形態であり，もに単独データを用いている。また，分析期間中，持株買収にレバレッジを効かせることで知られてい会社化した MBO 案件についてはサンプルから除外している。

る。それが日本企業の MBO のケースにも当て

6） 近年の自己株式取得の急増は，その象徴であろう。

はまるのか，そしてレバレッジ利用の継続性は「自社株の償却倍増」『日本経済新聞』2019年７月20日。

どのようになっているのかについての検証を行

7） 純粋 MBO サンプルで推計を行う際にはバイアウト・
ファンド関与型案件を，後者の推計を行う際には前者のサンプルを除いている。
8） このチェックについては，芳賀・立本〔2018〕を参考とした。

う。
（ｃ）Ｊカーブ効果
なお，買収前後のパフォーマンスの変化を求める際に，いわゆるＪカーブ効果を考慮に入れ

4．分析結果る。投資初期は事業再構築にかかわる様々なコ
ストを要するため，収益が落ち込むものの，中（１）分析方法（ａ）Difference-in-Differences

期に入ってくるとそのようなリストラクチャリ
ングに関する効果が表れ，パフォーマンスが向上する可能性がある。こうしたパフォーマンス
の推移がＪの形状を取っていることからＪカー

本節では，MBO 実施企業と，以上のようなブ効果と呼ばれる。この効果を捉えるために，手続きで得られたペア企業の買収前後のパ買収前から買収後にかけて，全期間のパフォー

フォーマンスの変化を比較検証する。具体的にマンスの変化の平均値を取った指標のほか，そは MBO 実施企業の買収１期前から買収後それれを買収１期後から３期後のパフォーマンスのぞれの期のパフォーマンスの差を求める。それ

変化の平均値と４期後以降の変化の平均値とにを同様の手続きによって求めたペア企業のパ分割して観察する９）。

フォーマンスの差からさらに引く。このように
MBO を実際に行った企業群と，MBO を行う（ｄ）MBO のストラクチャー

特性を事前に有してはいたが買収を行わなかっ２節で挙げた事後的なパフォーマンスに影響た企業群とを比較することを通じ，MBO によを与えると予想される MBO のストラクチャー

るパフォーマンスの変化を純粋に捉えることがに関して，次のように変数化する。まず，イン

可 能 に な る。 本 手 法 は，MBO 実 施 企 業 の パ

センティブ・リアライメントについては，買収

フォーマンスの差から，ペア企業のパフォーマ

前の役員持株比率（ファミリー持分含む，後ン ス の 差 を と っ て い る こ と か ら，DID述）が３％未満の案件と純粋 MBO 案件に着目（Difference-in-Differences）と呼ばれる。

し，その効果を測定する。３％という閾値に関（ｂ）パフォーマンス変数

しては，今日の会社法体系において，同比率未満の株主には帳簿閲覧請求権，検査役選任請求

パフォーマンス変数については，まず ROA

権，株主総会招集請求権などの重要な少数株主（経常利益／総資産）を取り上げる。それをさ権が付与されないことを念頭に置いている。サMBO はパフォーマンスを改善させたのか：株式非公開化に関する実証分析

13

ン プ ル53件 の う ち ８ 件（15.1 ％） が 該 当 す る

ウンス直前決算期の「大株主の状況」により特（ 純 粋 MBO 案 件 は35件，66.0 ％）。 買 収 前 の定 し，『 日 経 NEEDS-FinancialQuest』 よ り 抽

役員持株比率が低い案件やファンドが関与しな出した買収対象会社の役員持株比率と合算するい案件では，バイアウトに彼らが参加することことにより，家族持株比率を算出した10）。以下による持分上昇幅が大きくなるとともに，経営の分析におけるファミリー企業は，この加工さのフリーハンドが与えられることから，事後的れたファミリー持株比率によって設定する。

なパフォーマンス向上に向けた取り組みも積極化すると予想される。

負債による経営規律については，買収１期前から１期後にかけて負債比率が22.7％以上上昇

次いで，ファミリー・バイアウトに関してした案件によって特定した11）。これについてはも，La Porta et al.〔1999〕，Croci and Giudice

30件（56.6％）が該当する。負債依存度が上昇〔2014〕などのベンチマークを参考に，買収前した案件ほど，負債による経営規律が働き，経における経営陣の持株比率が20％以上の案件の営効率化に向けた動きが活発化すると予想され場合，ファミリー主導型 MBO として認識しる。最後にバイアウト・ファンドの関与についた。このグループに該当するのは33件とサンプては18件（34.0％）が該当する。ファンドによルの62.3％に達する。わが国においても，支配るオペレーショナル・エンジニアリングの結的株主によるバイアウトが重要な位置を占めて果，買収後に事業売却やコスト削減が実施されいることが示唆される。ファミリーなどの支配ているならば，事後的なパフォーマンスは改善

的株主は将来的なパフォーマンス向上に関するすると考えられる。

私的情報を保有しており，それに基づいてバイアウトを実施している可能性がある。

（２）パフォーマンスの推移

なお，ここで問題となるのは，いかにして買まず，MBO 実施後のパフォーマンスについ収主体が創業者一族であるかを識別し，持株比て，全サンプル（53件）の変化から確認してい率を計算するかである。これに関しては，各案

きたい（表４）。以下では，サンプル・サイズ

件の「公開買付届出書」が有力な情報を提供しが 限 ら れ る こ と か ら， 買 収 前 後 に お け る パてくれる。例えば，2011年２月に提出されたフォーマンスの変化をゼロと置く中央値に関す

アートコーポレーションの公開買付届出書のる Wilcoxon signed-rank test を 行 っ て い る。

「買付け等の目的」欄には，下記のように記さ

まず，ROA については買収後のトータルの伸れている。

び率はペア企業に比べ1.34％ポイント高いが，統計的に有意ではない。ROA を分解すると，

公開買付者は，対象者の代表取締役社長を務め総資産回転率は24.81％ポイント高く，１％水る寺田千代乃氏，専務取締役を務める寺田政登

準で有意である。バイアウトによる効率性の改氏，常務取締役を務める寺田秀樹氏，及び対象

善がうかがえる。この効率性の向上が増収か資者の元代表取締役会長である寺田寿男氏（以下産削減のいずれかによって実現されたのかをさ「創業家一族」と総称します。）が本書届出日

らに観察すると，売上高は減少傾向にあり，か

現在においてその発行済株式の全てを所有する

つ統計的に有意ではない。一方，総資産変化率

株式会社です。

は大きく低下しており，買収前から買収後にかけて，トータルでペア企業よりも－23.81％ポ

このように同届出書には，公開買付者（およイントとなっている。MBO 実施後，資産のリび彼らが保有する財産保全会社）と対象会社経ストラクチャリングが行われ，経営効率化の改

営陣の関係性（創業者であるか否かなど）につ善が実現したと解釈できる。

いて述べられている。ここから経営陣が所有す

時間の推移による効果の変化を観察するためる財産保全会社と家族の持株比率を MBO アナにサンプルを分割してみると，ペア企業に比べ

14

証券経済学会年報第55号／研究論文

表４

ROA 分解レバレッジ
成長性

MBO 前後のパフォーマンス変化に関する DID 分析（単位：％）ROA
売上高利益率
総資産回転率
負債比率
総資産
売上高
経常利益

全期間
N＝53
1.34
－0.65
24.81 ＊＊＊
18.66 ＊＊＊
－23.81 ＊＊－8.37－36.97

３期後まで
N＝53
0.70
－0.30
19.23 ＊＊＊
21.06 ＊＊＊
－8.31
3.50
1.45

４期後以降
N＝35
－1.22
－2.15 ＊
39.71 ＊＊＊
16.10 ＊＊＊
－27.56 ＊＊＊－10.58－28.73（注）１．各指標は MBO 実施企業とペア企業との MBO 前後における変化の差の中央値を表す。
２． アスタリスクは変化率の中央値が０とする Wilcoxon signed-rank test の結果を表し， ＊＊＊， ＊＊， ＊ はそれぞれ１％，
５％，10％水準で有意であることを示す。
３．「３期後まで」は買収後３期平均を，「４期後以降」は買収４期後以降平均を表す。
４．サンプルサイズは ROA の変化率のものを記しており，指標ごとに増減する。

ROA は ３ 期 ま で が0.70 ％ ポ イ ン ト の 上 昇 でいこう。まず，インセンティブ・リアライメン

あったものが，４期後以降は1.22％ポイントのトの効果についての検証（仮説１，表５パネル減少となっている。パフォーマンスは改善してＡ）してみると，買収後に負債比率が上昇しているものの，その持続性は乏しく，かつ統計的いるほか，パフォーマンスの改善は観察されなに有意でもない。Ｊカーブ効果の存在は確認さい。期間を分割しても同様である。

れなかった。ROA を収益力と効率性に分解すそれに対し，バイアウトを経営陣のみで実施

ると，売上高利益率はいずれの期間も符号は負する純粋 MBO 案件の効果については，全期間であり（後半の局面では10％有意），収益力はの ROA は ペ ア 企 業 よ り も1.82 ％ ポ イ ン ト 高

パフォーマンス改善に寄与していない。その反く，統計的にも10％水準ではあるが有意となっ面，総資産回転率は両局面，統計的に有意とている（パネルＢ）。その背景についてみてみなっており，４期後以降の方が伸び率は明らか

ると総資産が減少し総資産回転率が上昇していに 大 き い（19.23 ％ ポ イ ン ト →39.71 ％ ポ イ ン

ることから，リストラクチャリングによる効率

ト）。その背景として，後半期における総資産性の改善によってパフォーマンスが高まったとの削減が指摘できる。総資産は３期後までがいえる。パネルＡの結果を踏まえると，バイア

8.31％ポイントの減少（非有意）であったもの

ウト時の経営陣へのインセンティブ設計においが，４期後以降はトータルで27.56％ポイントては，彼らへの経営の裁量の付与のあり方が重（１％水準有意）もの減少となっている。パ

要であることが示唆される。以上の点から経営

フォーマンス改善に直接はつながってはいない

者のインセンティブ強化によるベネフィットをものの，中長期でのリストラクチャリングが推意味する仮説１は支持されたと考えられる。

進されている。

もっとも，期間を分割してみると，ダウンサイ

その他，負債比率は買収後，ペア企業に比べジングの加速に支えられ後半期に総資産回転率

顕著に上昇している。３期後までが21.06％ポが顕著に上昇しているが，売上高利益率は下降

イント，４期後以降が16.10％ポイントの上昇しており，その効果を相殺している。その結となっている。MBO が LBO 形態でもあるこ

果，ROA の改善は前半期に限定される（非有とを如実に表している。

意）。したがって，パフォーマンスの改善は（３）ストラクチャーの影響あったとしても短期的なものであったと判断できよう。

次いで，MBO のストラクチャーが事後的なファミリー・バイアウトの効果（仮説２）にパフォーマンスに与えた影響について観察してついてはパネルＣにまとめられており，興味深MBO はパフォーマンスを改善させたのか：株式非公開化に関する実証分析

表 ５ MBO 前後のパフォーマンス変化とストラクチャー（単位：％）
パネルＡ：低役員持分（買収前役員持株比率３％未満（家族保有分含む））
全期間
３期後まで
N＝8
N＝8
ROA
－0.35
－0.72
ROA 分解
売上高利益率1.64－0.08
総資産回転率
7.53
11.80
レバレッジ
負債比率
18.71 ＊
20.05 ＊
総資産
－8.30
－0.55
成長性
売上高
－4.23
12.58
経常利益
－40.5119.16
パネルＢ：純粋 MBO

４期後以降
N＝5
－1.25
－1.46
41.88
20.48
－36.79－19.60－163.48

３期後まで
N＝35
1.68
3.55
19.37 ＊＊＊
19.25 ＊＊＊
－14.72 ＊＊＊－11.33
－9.55

４期後以降
N＝24
－0.33
－1.62 ＊
42.15 ＊＊＊
13.83 ＊＊
－25.91 ＊＊＊－1.56－40.02

パネルＣ：ファミリー・バイアウト（買収前役員持株比率20％以上（家族保有分含む））
全期間
３期後まで
N＝33
N＝33
ROA
1.92 ＊
1.68
ROA 分解
売上高利益率－0.70－0.26
総資産回転率28.24 ＊＊＊
19.50 ＊＊
＊＊＊
レバレッジ
負債比率
16.81
18.73 ＊＊＊
＊＊
－8.78
総資産
－25.97
成長性
売上高
－8.37
5.73
経常利益
－37.77
－9.18

４期後以降
N＝23
－0.86
－2.76
30.98 ＊＊
15.73 ＊＊
－25.16 ＊
5.07
27.13

ROA 分解
レバレッジ
成長性

ROA
売上高利益率
総資産回転率
負債比率
総資産
売上高
経常利益

パネルＤ：負債比率上昇（メディアン＝22.7％以上）

ROA 分解
レバレッジ
成長性

ROA
売上高利益率
総資産回転率
負債比率
総資産
売上高
経常利益

パネルＥ：バイアウト・ファンド関与

ROA 分解
レバレッジ
成長性

ROA
売上高利益率
総資産回転率
負債比率
総資産
売上高
経常利益

全期間
N＝35
1.82 ＊
0.58
36.93 ＊＊＊
18.14 ＊＊＊
－31.03 ＊＊＊－17.63－34.07

15

全期間
N＝30
0.40
－0.66
30.46 ＊＊＊
32.79 ＊＊＊
－23.751.00－47.90

３期後まで
N＝30
－0.16
－0.66
20.60 ＊＊
35.12 ＊＊＊
－9.25
7.19
－41.98

４期後以降
N＝17
0.58
－1.41
44.47 ＊＊＊
24.32 ＊＊＊
－32.76 ＊＊＊9.31－58.56

全期間
N＝18
－1.57
－3.31
10.00
36.14 ＊＊
14.82
5.34
－39.87

３期後まで
N＝18
－0.72
－2.10
19.09
35.12 ＊＊
19.14
24.15
53.10

４期後以降
N＝11
－1.22
－5.75
19.71
35.34 ＊＊
－29.22－19.6023.44（注）１．各指標は MBO 実施企業とペア企業との MBO 前後における変化の差の中央値を表す。
２．アスタリスクは変化率の中央値が０とする Wilcoxon signed-ranktest の結果を表し，＊＊＊，＊＊，＊はそれぞれ１％，５％，
10％水準で有意であることを示す。
３．「３期後まで」は買収後３期平均を，「４期後以降」は買収４期後以降平均を表す。
４．役員持株比率には，その家族，財産保全会社の持株比率も含む。
５．サンプルサイズは ROA の変化率のものを記しており，指標ごとに増減する。

16

証券経済学会年報第55号／研究論文

い結果となっている。買収後，ROA は上昇傾向にあり，ペア企業群に比べ1.92％ポイント高
く，統計的にも有意である。ROA を分解すると総資産回転率が有意に正である。効率性の改善によってパフォーマンスが向上したとみなせる。期間分割すると，ROA の効果は３期後までの局面に限定されているが（ただし，非有意），総資産回転率の上昇，総資産の削減は４わかる。
11） 同期間における MBO 案件の負債比率の上昇幅の中央値を参考に設定した（ペア企業との差ではなく，MBO
案件の上昇幅で分割しているため，53件の半数とはならない）。なお，役員持分と負債比率のサンプル分割の閾値に関しては，前者については買収１期前における上記の中央値で分割，後者については上昇幅が第三四分位（37.4％）に該当する案件でもチェックしてみた。ただし，本文に掲載した内容と結果に概ね変わりはなかった。

期後以降も持続しており，その効果は増してい

5．結る。ファミリーが将来的なパフォーマンス向上論

に関する私的情報に基づいてバイアウトに踏み切っているとの仮説を提示したが，それは事後

本稿では，MBO による株式非公開化が事後的な経営努力に起因するものと起因しないもの

的なパフォーマンスに与えた影響について，傾とに分けられる。Croci and Giudice〔2014〕は

向スコア・マッチング法によって抽出されたペ

後者の側面について強調しているが，リストラ

ア企業と比較（DID 分析）を行うことで検証

クチャリングが行われているという本稿の結果を行った。分析の結果，以下の点が明らかとは，前者の側面について指し示すものである。

なった。第１に，買収前後にかけての ROA のいずれにせよ，仮説２は支持されたとなる。

変化率を検証したところ，同指標はペア企業を

負債による経営規律（仮説３，パネルＤ）に上回っておらず，MBO によるパフォーマンス

関しては，総資産回転率の上昇が統計的に有意改善効果は確認されなかった。また，その効果になっており，それは総資産の削減を背景としはＪカーブの形状を有していなかった。ROAている。また，そうした効果は前半の局面よりを分解したところ，総資産回転率が上昇しておも後半の局面において明確になっている。買収

り，それは総資産の削減によって実現されていによって負債依存が高まった案件ほど経営規律た。買収後，企業リストラクチャリングによるが与えられ，資産削減による効率化が志向され効率性の上昇がもたらされたものと考えられたと解釈できる。ROA は上昇していないものる。

の，効率性が改善していることから仮説３も部分的に支持されたと考えられる。

第２に，MBO のストラクチャーを分割して検証を試みたところ，純粋 MBO 案件や買収に

最後に，バイアウト・ファンドによる価値創

よって負債依存が特に上昇した案件では，中長造効果については（仮説４，パネルＥ），その期的な総資産の削減とそれに基づく経営効率の関与はパフォーマンス改善に影響を与えていな改善が観察され，前者では ROA も改善傾向にい。期間分割しても結果に変わりはない。本稿あった。インセンティブ・リアライメント効果のサンプルからはファンドによる価値創造が発や LBO 形態を採用したことでもたらされた負揮されたとはいえず，仮説４は支持されなかっ債による規律付け効果が，経営改善に向けた取た。

り組みを推進させたものと捉えられる。

9） 銀行統合の効果を検証した細野〔2010〕を参考に，買第３に，ファミリー企業によるバイアウトで

収３期後まで，あるいは４期後以降の指標を求める際，は，買収後におけるパフォーマンス上昇が確認取得できる期までの値で平均を取り，途中で脱落する企された。そして，それは効率性の改善によって業に対するサンプルセレクションバイアスの問題に対処した。

裏付けられたものであった。すなわち，ファミ10） 有価証券報告書ベースの経営者持分は中央値で9.3％

リーなどの支配的株主は将来的な収益動向に関であるのに対し，本稿の方法では25.1％となっており，する私的情報を保有しており，それに基づき買従来用いられてきた数値が過小評価になっていたことが収を実行しているが，それは経営努力を行う余MBO はパフォーマンスを改善させたのか：株式非公開化に関する実証分析

地があるというものに基づいていると推察される。
第４に，バイアウト・ファンドが関与した案件に関しては，それらの支援・助言機能を意味するオペレーショナル・エンジニアリングが企
業価値を向上させると想定したが，そうした効果はシステマティックには観察されなかった。
総じて，MBO のストラクチャー（特に経営インセンティブの強化と負債による経営規律，

17河西卓弥・川本真哉〔2019〕，「日本企業の非公開化型
が MBO における買収プレミアムの分析：業績予想の修正と少数株主利益」細江守紀編『企業統治と会社法の経済学』勁草書房，263－291頁。
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およびファミリーによる私的情報）がパフォー胥鵬〔2011〕，「日本における経営権市場の形成：バイ

マンスの改善を実現する場合，事後的な企業リアウトを中心として」宮島英昭編『日本の企業統ストラクチャリングとそれに支えられた経営効

治：その再設計と競争力の回復に向けて』東洋経

率性の改善によって実現されたことが示唆された。
最後に，得られた結果に関連して，本稿の分析結果からのインプリケーションを挙げるとするならば，パフォーマンス改善の源泉が資産の削減行動に依存している点が指摘できよう。多くのケースで売上高利益率は上昇せず，ROA

済新報社，151－177 頁。
滝 澤 美 帆・ 鶴 光 太 郎・ 細 野 薫〔2012〕，「 企 業 の パ
フォーマンスは合併によって向上するか：非上場企業を含む企業活動基本調査を使った分析」『経済研究』第63巻第１号，28－41頁。
野瀬義明・伊藤彰敏〔2009〕，「バイアウト・ファンドによる買収のインパクトに関する分析」『現代ファイナンス』26巻 , 49－66頁。

改善を支えるもう一方の要因である収益力の強野瀬義明・伊藤彰敏〔2011〕，「株式非公開化の決定要

化は観察されなかった。これがパフォーマンス

因」『証券経済学会年報』第46号，39－55頁。

の改善が十分ではなく，かつ持続的なものでは

野瀬義明・伊藤彰敏〔2012〕，「公開維持型バイアウトなかった理由の１つかもしれない。したがっ実施企業の長期パフォーマンス」『証券経済学会て，日本企業の MBO 案件が意図したパフォー
マンスの改善を享受するためには，買収後の収益力の強化をいかに実現するかにかかっているものと考えられる。

年報』第47号，19－39頁。
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19『証券経済学会年報』第55号

2020年11月

The Performance Effects of Japanese Management Buy-outs:
Empirical Analysis of Public-to-private Transactions

Shinya Kawamoto
Faculty of Economics, Nanzan University

Abstract:
This study obtained the following findings from examining the performance effects of Japanesemanagement buy-outs conducted through public-to-private transactions. First, after buy-outs,
management buy-out firms conducted asset deduction and achieved management efficiency
improvement. However, performance improvement did not have J-curve shapes that became
increasingly clear over time. Second, firms with low managerial ownership before buy-outs andhigh, increasing debt after buy-outs showed asset efficiency effects. Results indicated incentive
realignments in the former cases and confirmed disciplinary effects in the latter cases. Third, we
observed an improvement in performance from family-led buy-outs. The cases described hereinsuggest the possibility that those firms conducted the buy-outs based on insider information.
Keywords:
MBO, propensity score matching, J-curve effect, incentive realignment, operational engineering