ISSN 1347-5495

経 営研 究Business Research

No. 63
藤原 賢哉（神戸大学大学院経営学研究科）

ローン・アナウンスメントと株価反応に関する実証分析

2017 年 3 月 9 日
神戸大学大学院経営学研究科

平成 29 年 3 月

ローン・アナウンスメントと株価反応に関する実証分析*
Syndicated Loan Announcement and Stock Market Response in Japan藤原 賢哉
Kenya Fujiwara

要旨

この論文では、シンジケート・ローンの締結発表に対して、借り手企業の株価の反応をイ
ベントスタディの分析アプローチを用いて実証的に検討した。ローン・アナウンスメントと株価の反応に関しては、海外では盛んに分析がおこなわれているが、日本ではデータの利用制約の問題等もあり、これまでほとんど分析がなされていない。本稿では、わが国上場企業
200 社以上のサンプルを分析対象として、イベント日の（累積）超過収益率が正の方向に偏りを持つこと、さらに、クロスセクション分析(回帰分析)を行い、借入企業の財務変数と（累積）超過収益率との間で一定の関係が存在することを明らかにした。

キーワード：シンジケート・ローン、ローン・アナウンスメント、イベントスタディ

１．イントロダクション
わが国におけるシンジケート・ローン市場は、2000 年代初めは、組成残高が 20 兆円程度であったが、2016 年 12 月末には 72 兆円に達している。図 1-1 は、シンジケート・ローンの近年の残高の推移をグラフ化したものであるが、リーマンショック等の影響により、2010
年～2011 年にかけて一時的には市場規模がやや減少しているものの、その後は、締結件数も含めて順調に市場規模が伸びており、シンジケート・ローンは、わが国においても、一般的な資金調達手段として認知されつつあるといってよい1。
日本において、シンジケート・ローンが普及してきた背景には、金融機関側の要因として
は、BIS 規制に伴うリスクアセットの圧縮・手数料収入の確保というニーズ拡大という要因*本研究を行うに際して、公益財団法人石井記念証券研究振興財団から研究助成金を受けた。

ここに改めて感謝を申し上げる。

が考えられる。シンジケート・ローンは、幹事行(アレンジャー)がシンジケート・ローンの組成事務を行い、他の金融機関に融資参加を求めるものであり、これは、アレンジャーにとっては、従来の 100％自行が融資していたものを、他行の融資参加を求めることで自行の融資額(リスク)を圧縮するとともに、手数料（アレンジャー・フィー）を確保することを可能にしている。一方、幹事行以外の一般参加の金融機関（主として地方銀行等）にとっては、
地元の地域経済の低迷、預貸率の低下を背景として、メガバンク等の幹事行が主導するシン
ジケート・ローンに参加することで、貸出先ポートフォリオの多様化を図りたいとの意図があると思われる。
また、借り手企業側にも、社債発行等の他の資金調達に比べて、シンジケート・ローンは、
決算報告、外部格付けの取得、目論見書の作成等の事務コストが不要であり、伝統的な融資に比べても、個々の金融機関ごとに個別の審査を受けなくてもよいというメリットがある2。

図1-1 シンジケート・ローンの市場規模（残高、億円）
800,000
700,000
600,000
500,000
400,000
300,000
200,000
100,000

2004.Ⅲ2005.Ⅰ
2005.Ⅲ2006.Ⅰ
2006.Ⅲ2007.Ⅰ
2007.Ⅲ2008.Ⅰ
2008.Ⅲ2009.Ⅰ
2009.Ⅲ2010.Ⅰ
2010.Ⅲ2011.Ⅰ
2011.Ⅲ2012.Ⅰ
2012.Ⅲ2013.Ⅰ
2013.Ⅲ2014.Ⅰ
2014.Ⅲ2015.Ⅰ
2015.Ⅲ2016.Ⅰ
2016.Ⅲ0

データ出所）全国銀行協会

シンジケート・ローンに関しては、複数の観点から研究が行われている。もっとも代表的なものは、借り入れ企業の属性とシンジケート・ローンの組成構造（アレンジャーや参加金融機関との関係）との関係に焦点を当てたものである（Sufi(2007)、藤原（2012））。これらの分析は、財務面等において情報の非対称性が大きいと思われる借り手企業の場合には、シンジケート・ローンのアレンジャー（契約条件の検討やシンジケート団を構成する貸付人となる金融機関の募集、契約締結手続等を行う）が企業の既存の大口債権者（メインバンク）
である場合が多く、また、その融資比率も他の参加金融機関に比べて高くなる傾向があることを明らかにしている。

一方で、こうしたシンジケート・ローンの組成・締結が、当該企業の価値や株価にどのような影響を及ぼしているのかに関しては、わが国ではほとんど分析が行われていない。
ローンの締結アナウンスメントが借り手企業の株価に影響を及ぼす要因として、いくつかの仮説が考えられる。その一つは、借り手企業（経営者）と外部株主との間に情報の非対称性が存在する下で、企業の内部情報に比較的アクセス可能な立場にある銀行が、ローンの締結情報を通じて、借り手の品質・監視に関してポジティブなシグナルを外部に送っているという解釈である。この解釈に従えば、ローンの締結アナウンスメントは、株価の正の反応を引き起こすことになる。ただし、こうした情報の非対称性に依拠した仮説は、当該借り手企業に対して、情報の非対称性の問題が比較的大きい場合に該当するものであり、すべてのローン・アナウンスメントに対して当てはまるものではない。企業によって情報の非対称性の程度は異なるであろうし、貸し手銀行側の監視能力の違いも考慮する必要がある。
上記の情報の非対称性とはやや異なる観点からの影響の要因としては、ローン(貸出)を含
む負債一般が企業（株価）に及ぼすルートが考えられる。負債が株価（あるいは企業価値）に影響を及ぼす要因・ルートとしては、いわゆるエージェンシー問題（フリーキャッシュフ
ローの削減効果、リスク移転効果、過剰債務に伴う過少投資効果）が考えられる。また、銀行側の要因等に基づく「追い貸し」等が、借り手企業の株価に影響を及ぼす可能性も否定できない。これらの場合、株価や企業価値に及ぼす影響は一様ではなく、企業や銀行の置かれている状況や特徴に応じて株価への影響は異なってくると考えるべきである。
また、わが国の場合には、シンジケート・ローンの締結アナウンスメントがニュースとしてどの程度の価値を持っているのかという点も注意が必要である。日本では、相対型の融資が大きな地位を占めており、シンジケート・ローンの借り手企業に対する影響力（インパクト）はそれほど大きいものではない。また、シンジケート・ローンの締結自体が、正式なア
ナウンス前に、利害関係者間にすでに伝わっている可能性もある。ただし、最近では、シンジケート・ローンの締結情報自体が企業開示の対象（「適時開示」）となっており、ニュース性が一概に低いとも言えない。
このように、日本と海外では状況とはやや異なる部分もあるものの、海外に比較して、日本におけるローン・アナウンスメントの研究の蓄積はほとんどない状況にある。上述したよ
うにシンジケート・ローン自体は、日本でもかなり普及してきており、実際、わが国において、ローン・アナウンスメントが株価のどのような反応をもたらしているのかについて検証することは、学術的な意義があると思われる。
本稿の構成は以下の通りである。まず第２節では、シンジケート・ローンの発表と株価の反応に関する既存の研究（海外の研究）について整理を行う。続く第３節では、本稿で用いるデータとその分析方法について説明を行う。第４節では分析結果について示すとともに、

結果の解釈について考察する。最後の第５節では、本稿の要約とともに今後の課題等について述べる。

２．先行研究ローン・アナウンスメントが当該企業の株価におよぼす影響に関しては、比較的古くから研究が行われている（表 2-1 参照）。Mikkelson and Partch(1986)、James(1987)は、1970
年代半ばから 1980 年代半ばのアメリカにおけるローン・アナウンスメントに関する研究であり、いずれも、ローン締結のアナウンスメントが、当該企業の株価にプラスの超過リター
ンをもたらしたことを示している。また、Lummer and McConell(1989)は、アメリカの事
例について、ローン・アナウンスメントの内容を、「新規（initiations）」と「更新(renewal)」とに分け、その違いが株価の反応に差をもたらしているのかについて検証している。彼らの結論は、「更新(renewal)」の方が、統計的に有意な正の超過リターンをもたらす（「新規（initiations）」はプラスであるものの有意ではない）というものであり、このことから、ローンの更新というニュースの方が、企業と銀行のリレーションシップの価値をより強く反映すると解釈している。
一方で、Slovin, Johnson, and Glascock(1992)、Best and Zhang(1993)では、1980 年代のアメリカのケースを対象として、Lummer and McConell(1989)と同様の分析を行っているが、その結論は、「新規（initiations）」と「更新(renewal)」で株価に与える影響にあまり差がない（両方共プラスの影響）というものである。Fields, Fraser, Berry, and Byers(2006)
は、上記の研究結果を受けて、年代別の分析を行い、1980 年代と 1990 年代では、「新規（initiations）」と「更新(renewal)」のニュースの効果に違いがあることを見出している。
アメリカ以外の国では、Aintablian and Roberts(2000)、Fery, Gasborro, Woodliff, andZumwalt(2003)が、それぞれ、カナダ、オーストラリアに関して分析を行っている。前者の分析は、「新規」と「更新」に加えて「再構築(restructuring)」を分析対象として追加し、「更新」と「再構築」に関してはプラスの反応が顕著であることを見出している。また、後者の研究では、銀行との顧客関係を、「単一(single)」か「複数(multiple)」かで区別し、「単一」
ケースの方がプラスの効果が大きいことを示している。
そのほか、Ongena and Roscovan（2013）では、銀行の属性の違い（当該借り手企業に対する情報アクセス(能力)の程度や地理的要因の違い）が株価の反応の違いをもたらすかについて分析している。また、Waheed and Mathur(1993)では、銀行の株価への影響だけではな
く、企業の発行する債券価格に及ぼす影響等について研究を行っている。

表 2-1 ローン・アナウンスメントに関する先行研究

表 2-1 続き

Degryse, H., M., Kim, and S., Ongena (2009) をもとに加筆修正。

３ データと分析方法
３．１ サンプルデータ
以下では、わが国におけるシンジケート・ローン締結のアナウンスメントと借り手企業の株価の反応に関してイベントスタディの手法を用いて分析を行う。
シンジケート・ローンのデータに関しては、トムソン・ロイター社の Thomson One
Investment Banking を利用した。本データベースでは、わが国のシンジケート・ローンに関して、締結のアナウンス日、借入期間、借入金額、借入条件、借入目的、金融機関名（アレンジャー、ブックランナー、参加金融機関等）等の情報が収録されており、案件によっては、より詳細な情報が利用できる場合がある3。
本稿では、2014 年 9 月から 2014 年 12 月までの間にシンジケート・ローン締結のアナウ
ンスメントを行った日本の上場企業（258 ケース）を分析対象とした。これらのケースの中には、同一企業が同じ日に複数のローンのアナウンスをしている場合があり、また、比較的短期間に 2 回以上のアナウンスを行っている企業もある。そこで、前者については同一企業の同一イベントとして扱い、後者については、今回は対象サンプルから除外している。さらに、期間中に株価データ等が十分に入手できなかったケース(対象期間直前に上場した企業の場合など)をサンプルから除外しており、最終的に分析対象としたイベント数（企業数）は211（社）である。
次に、借り手企業の株価データ(日次)については、同じくトムソン・ロイター社が提供する Datastream から入手した。株価データについては、日本の株式市場の営業日ごとの株価
データとダウンロードされた株価データが正しく対応しているかどうかを確認するとともに、
ローン・アナウンスメントの日が休日等の場合は、一番近い次の営業日をアナウンスメント
日となるように修正等を行った。

３．２ 分析手法
イベントスタディの分析に関しては、いわゆるマーケット・モデルを採用し、TOPIX を市
場ポートフォリオとして用いた。また、推計期間（estimation window）については、アナ
ウンスメント日を起点（ゼロ時点）として、「－６から－３０の時点」（２５営業日）を推計期間とし、当該期間のデータを用いて OLS 推計を行った。一方、イベント観察期間（event
window）については、「－１から＋２」（４営業日）と定義し、その間における累積超過リ
ターン（Cumulative Abnormal Return, CAR）の計算を行った。

7

４．分析結果
４．１ 累積超過収益率の分布
表 4-1 は、全サンプル（211 社）のイベント日前後（－１～＋２）の累積超過収益率（CAR）とその統計的有意性（ｔ値）の値をまとめたものである。超過収益率の値自体については、
統計的な有意性を含めて判断しないと評価が困難であるが、平均値としてはマイナスとなっている。
次に、図 4-1、図 4-2 は、それぞれ、超過収益率およびそのｔ値に関して、その分布の状
況（ヒストグラム）を見たものである。両方とも、左右にかなりばらつきがあるが、やや右寄り（累積超過収益率もｔ値も比較的大きな値をとるサンプル数の割合が高い）の非対称の形となっている。
実際に、正規性の検定（Shapiro-Wilk 検定）を行ってみると、両方の変数とも正規分布で得あるとの帰無仮説が棄却された（表 4-2）。
以上の結果をまとめると、日本のローン・アナウンスメントに関する株式市場の反応は、かなりバラバラであり、多くのケースでは、ほとんど反応がないということであろう。しかし、一部のケースについては、明確なポジティブ反応やネガティブ反応が観察されており、相対的には、明確にポジティブな反応を示す企業の割合が大きいように思われる4。

表 4-1 基本統計量
Variable

Obs

Mean

Std. Dev.

Min

Max

CAR(-1~+2)

211-0.91025

4.064547-15.1701

24.56003

t-value211-0.24232

1.52323-6.39576

8.927236

頻度

図4‐1 CAR値の分布
90
80
70
60
50
40
30
20
10
0

頻度

‐9

‐6

‐3

0

3

6

データ区間

8

9

次の級

図4‐2 CARのt値の分布
120
100

頻度

80
60
40

頻度

20
0
‐4

‐2

0

2

次の級

4

データ区間

表 4-2 正規性の検定
Variable

Obs

W

V.

z

Prob>zCAR(-1~+2)

211

0.85680

22.3857.171

0.00000

t-value

211

0.89437

16.5126.469

0.00000

４．２ 回帰分析
以下では、累積超過収益率（および有意性）と個別企業の財務的特徴との関係についてク
ロスセクション分析を行う。
被説明変数は、上で議論した、１）累積超過収益率の値、２）１）の統計的有意性（ｔ値）の２種類であり、説明変数としては、対象イベント直近の、資産規模、売上高成長率、負債比率、売上高経常利益率、上場区分ダミーである。
先行研究では、ローンについて新規と更新の区別を行っているが、これらを区別する情報が入手困難であるため、今回は分析の対象としていない。回帰分析（pooling OLS）の結果
は、表 4-3 の通りである。
被説明変数が累積超過収益率の場合もそのｔ値である場合も結果に大差はない。説明変数
で統計的に有意であったのは、総資産と売上高成長率２つであり、規模が大きく、また、成長性が高い企業ほど、シンジケート・ローン締結のニュースに株価が正の反応をしていることがわかる。一方、負債比率や営業利益等の変数については有意ではなく、上場区分についても同様であった。
情報の非対称性の観点からいえば、上場企業といえども、一般には、業績が悪い企業や上場区分が下の企業の場合には、一般投資家と企業の情報の非対称性が大きいと想像される。

9

また、負債比率が高い企業については、エージェンシー問題（フリーキャッシュフローの削減効果、リスク移転効果、過剰債務に伴う過少投資効果など）の影響が出ることが予想される。しかし、回帰分析の結果からすると、営業利益率でみた業績や東証一部ダミーでみた上
場区分については統計的に非有意であり、また、負債比率についても同様である。
したがって今回の結果の解釈には難しい点があるが、売上高成長率に対して強い正の反応を示しているということは、成長性の高い企業が、シンジケート・ローンを通じて事業を拡大・維持することを、マーケットがポジティブに評価しているということの反映かもしれない。つまり、成長性の高い企業ほど情報の非対称性が大きいとみなせば、ローン・アナウン
スメントに対する株価の反応を合理的に解釈することができるかもしれない。いずれにしても、回帰分析の結果については、今後さらに詳しい検討が必要になるであろう。

表 4-3 回帰分析の結果

independent variable
asset
salesgfusai
profitd11_cons

dependent variablet-value
CAR
2.43E-07
3.82
2.063745
3.01-0.00035-0.74-0.00624-0.61
0.2315260.90-2.64776-3.61

1.792751
2.55
5.74E-05
0.12-0.00226-0.22
0.439522
1.69-2.46276-3.26

6.66E-07
3.96
6.736742
3.71-0.002-1.58-0.02359-0.87
0.016654
0.02-7.8661-4.05

6.51E-07
3.89
6.425105
3.61-0.00182-1.46-0.01581-0.02-7.71129-3.99

注）説明変数の定義は下記のとおりである。
Asset：総資産、salesg：売上高成長率、fusai：総負債／自己資本
profit：営業利益／売上高、d11：東証 1 部上場ダミー（該当のみ 1 をとる変数）

10

５．結論

本稿では、シンジケート・ローンのアナウンスメントが株価にどのような影響を及ぼして
いるかについてわが国のデータをもとに実証的に検討を行った。
本稿で得られた結論は以下の通りである。
１）シンジケート・ローンの締結発表（アナウンスメント）は、当該企業の株価に及ぼす影響はかなりばらつきが大きく、全体として一定方向の効果があることは観察されない。しかしながら、分布状況全体を見るとやや正の反応をする企業の割合が多く、正規分布であるとの仮説は棄却された。
２）株価の反応と企業の財務特性との関係に関しては、資産規模と売上高成長率が高い企業
ほど、株価が正の反応を示す傾向が観察された。一方で、上場区分や負債比率、営業利益率
等の指標については、有意な影響は観察されなかった。
ローン締結のアナウンスメントが市場でどのように評価されるのかについては、欧米等を中心に比較的多くの研究が行われているが、わが国ではほとんど分析されておらず、その意
味では、今回の研究は、十分意義があると思われる。
今後の検討課題としては、ローンのサンプル対象や企業属性等についてデータを追加するとともに、１）適時開示との関係（適時開示となっているアナウンスメントとそうでないア
ナウンスメントで反応に違いがあるかどうか）、２）シンジケート・ローンの組成構造との関係（アレンジャーの融資比率の違いの影響、ローンの特徴（満期や資金使途）の違いの影響）、
３）他の資金調達手段（社債、劣後ローン、優先株、普通増資等）に関する情報公開との比較、を挙げておくことにしたい。

11

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藤原賢哉「金融危機と証券化－シンジケート・ローンと信用循環」国民経済雑誌、第 206 巻
第 1 号、2012 年。73-88．

131

ここでのシンジケート・ローンの数字は、あくまでも国内企業を対象としたものである。
したがって、海外のシンジケート・ローン案件に対して邦銀がアレンジしているケース等は含まれていない。
2 その代わりに通常は、幹事行主催の「バンクミーティング」を実施することが多い。
3 シンジケート・ローンの締結に関しては、近年、「シンジケート・ローン締結に関するお知らせ」として、借り手企業が証券取引所に対して適時開示するケースが多くなっており、その主な概要（金額、貸し手金融機関名）については、インターネット上でも検索することが可能である。しかし、シンジケート・ローンに関するより詳細な情報（正確な発表のタイミ
ングおよびローンの詳細（期限、目的、アレンジャー名、参加金融機関ごとの明細等）については、プレスリリースの資料では明らかになっておらず、トムソン・ロイター社が提供するデータに比べて劣っているのが現状である。
4 分布が非対称でやや正の反応をするケースの頻度が高いことについては、一部のアナウン
スメントが同じ日に集中するということが影響しているかもしれない（「クラスタリング」の問題の影響）。この点について評価するため、特にローンの発表が集中していた 9 月 30 日(21社が発表)に関して、累積超過収益率のｔ値の分布をみると、全サンプルを対象としたものとほぼ同様であり、同一日の超過収益率に相関があり分布に偏りが生じるという状況は観察されなかった。

付表 特定日（9/30）におけるCARのt値分布
16
14
12

頻度

10
8
6

頻度

4
2
0
‐4

‐2

0

2
データ区間

14

4

次の級