証券経済研究第125号（2024.3）

完全子会社化の買収プレミアムと
子会社少数株主の利益
川

要

島

亮太郎

旨

この研究では親子上場解消のための完全子会社化における親会社と子会社の一般株主の間の情報の非対称性や親会社の交渉力に着目し，完全子会社化の買収プ
レミアムの決定要因と取引条件の公正性について分析した。買収プレミアムの分
析からは，子会社株式のアンダーバリュエーションが買収プレミアムの原資となっており，親会社が子会社株式の価値に関する私的情報を利用してプレミアムを設定している可能性が高いことがわかった。加えて，完全子会社化後の子会社の業績及び財務の建て直しに係る費用や法人ブロックホルダーの存在が買収プレミアムを引下げる要因となっていることなども明らかになった。さらに，完全子会社化により生じる価値の配分の分析によれば，子会社少数株主に配分される価値の比率は子会社少数株主の持株比率を概ね上回っており，親会社が一方的に自己に有利な条件を設定し少数株主の価値を毀損している証拠は見出されなかった。
但し，価値の相対的配分比率の要因分析からは少数株主に有利な裁判所の決定や親子会社の交渉力に関する指標が価値の配分に影響を与えていることが窺える。従って，今後も上場子会社の少数株主保護のための施策が維持，拡充されていくことが望ましい。
キーワード：親 子上場，完全子会社化，買収プレミアム，アンダーバリュエー
ション，少数株主利益目

次

1 ．はじめに

3.1

データとサンプル

2 ．先行研究と仮説の設定

3.2

推計式と変数2.1

買収プレミアムの決定要因

3.3

買収プレミアム

2.2

取引の公正性：子会社の少数株主の利益

3.4

買収プレミアムの決定要因

3 ．買収プレミアムの要因分析

4 ．子会社少数株主への価値の配分の公正性

63

完全子会社化の買収プレミアムと子会社少数株主の利益
4.1

仮説の設定

4.3

4.2

子会社少数株主への価値の配分の分析

子会社少数株主余剰比率と当事者の交渉力

5 ．結論に押し付けることへの懸念が指摘されている4。

１ ．はじめにこの研究の目的は，2007年 １ 月から2020年12月までに公表された完全子会社化のサンプルを

親子上場は日本の資本市場の特徴の一つとさ
1

用い，子会社の少数株主の立場からみた完全子

れてきたが ，2000年の企業会計の連結決算主

会社化取引の公正性（親会社による強圧性行使

義への移行や1999年の株式交換制度の導入以の有無など）を検証することである。また，そ降，完全子会社化による親子上場の解消が盛んのためのステップとして完全子会社化の買収プ2に行われるようになった 。親会社が完全子会

レミアムの決定要因を分析する。

社化を行う主な目的は，親子上場に伴う子会社

TOB や非公開化取引の買収プレミアムにつの少数株主との間でのエージェンシー問題やフいては日本及び海外で様々な研究が行われてきリーライディング問題，もしくは子会社が株式たが，完全子会社化に焦点を絞った研究は少なを上場していることに伴う様々なコストなどのい。先行研究が豊富な MBO においては対象企デメリットを解消し，親会社グループとしての業株式のアンダーバリュエーションやエージェ

経営目的を達成すること（完全統合の利得）でンシー費用削減，負債の活用などによる節税効3あると考えられる 。

果などが買収プレミアムの決定要因として報告

完全子会社化は通常の M&A と比較した場されているが，この研究においては完全子会社

合，取引価格の設定の面で異なる特性を持つ。

化の特徴に基づく仮説を設定し分析を行う。

すなわち，買収企業である親会社とターゲット

子会社の少数株主の立場からみた完全子会社企業である子会社との間に既に支配関係があり化取引の公正性については，取引の価値の効果

コントロールプレミアムが発生しないこと，子に関する親会社と子会社少数株主の間での配分

会社株式をめぐり第三者からの買付提案などのについて分析した上で，当事者の交渉力に関す競合がほぼ起こらないこと，買い手である親会る要因が子会社少数株主への価値の配分比率に社が子会社の事業や資産の価値に関する私的情

与える影響について分析する。2000年代後半以報を有していることなどである。また，買手企降，MBO 案件の一般株主による申立てに基づ業である親会社は株式保有などを通じ子会社をく裁判所による株式価格の決定や5，証券取引支配し得る立場にあるため，強圧性を発揮して所や法令による子会社少数株主の保護に向けた

自己に有利な条件を一方的に子会社の少数株主ルールの拡充など，公正な買収プレミアムの設1 新田（2010）， 1 頁。
2 この研究においては，親子上場解消のための完全子会社化取引，すなわち上場親会社による上場子会社の完全買収のことを単に完全子会社化と呼ぶこととする。
3 Slovin and Sushka（1998），pp.259，及び菊谷・齋藤（2006），1-2頁。
4 経済産業省（2019）， 8 頁。

64

証券経済研究第125号（2024.3）

定を促す制度的な手当が施されてきた6。宮島よる節税，従業員からの価値の移転，上場維持

ほか（2010）は日本での親子上場について子会

費用の削減などの仮説が提示されてきた。

社の IPO や上場後の業績，増資などを分析対

他方，類型別の M&A 取引を対象とした先象として親会社による子会社や子会社一般株主

行研究の中には完全子会社化のサンプルを分析の利益の収奪の有無について実証したが，この対象に含むものがある。井上ほか（2010）は研究は買収プレミアムの決定要因を踏まえて完TOB 取引を対象に，MBO の株式買取価格に全子会社化取引の公正性を実証するものであ係る裁判所の決定などの要因が買収プレミアム

り，支配株主の存在や買い手の事前の持株比率に及ぼす影響を分析した。また，Aman（2017）と M&A や非公開化取引における買収プレミは株式交換取引において，買収企業による事前

アムの関係について分析した先行研究（野瀬の持株比率と交換プレミアムの間に非線形の負（2017），Aman（2017）など）を補完するものの関係があることを明らかにした。川本（2022）である。

は現金対価の完全買収の分析を行い，対象企業

この論文の構成は以下の通りである。第 ２ 章

株式のアンダーバリュエーションや節税などをでは先行研究を踏まえこの研究における仮説を買収プレミアムの決定要因として報告してい設定する。続く第 ３ 章では実証データに基づきる。

完全子会社化の買収プレミアムの決定要因につ完全子会社化においては，事前に親子会社間いて分析する。第 ４ 章では完全子会社化がもたに支配関係があるため両者間のエージェンシー

らす価値の親会社，子会社少数株主間での分配問題は重要でないと思われるし，MBO と異な比率とその決定要因についての分析を行い，第り取引後直ちに資本構成や労務体制等に関し大５ 章でこの研究の結論を述べる。

幅な変更が予定されるケースが多数を占めるとは考えられない。一方，一般的な M&A と比2 ．先行研究と仮説の設定

較した場合の取引条件の決定に関する特徴は，買い手である親会社が子会社に対し圧倒的な交2.1

買収プレミアムの決定要因

渉力を有しており買収プレミアム設定の主導権を持つと考えられることである。また，MBO

買収プレミアムの決定要因を分析した先行研と共通するが一般的な M&A とは異なる点と究は MBO を研究対象としたもの（Renneboog

して，親会社が子会社株式の価値に関する私的et al.（2007）など）と，その他の M&A 取引

情報を持っている点がある。ここでは先行研究を研究対象にしたものに大別することができにおける仮説や分析結果を踏まえつつ，こうしる。MBO 取引の買収プレミアムの源泉は対象

た完全子会社化の特性を考慮して以下の仮説を

企業株式の過小評価の是正を含む MBO による提示する。

対象企業の株式価値の増加分であり，要因としてエージェンシー費用の削減，借入金の活用に
5 江川（2012），116-125頁。
6 東証（2020），7-14頁。

65

完全子会社化の買収プレミアムと子会社少数株主の利益

2.1.1 子会社株式のアンダーバリュエーション

仮説2A：親子会社間に取引関係がある場合，

Gleason et al.（2006）は，上場子会社株式

親会社の子会社に対する交渉力はの再買収は親会社が子会社に関する私的情報を強まるため買収プレミアムは低く基に子会社の業績等の改善余地が大きいと判断なる。

した場合に行われ，再買収の公表時の親会社株

仮説２B：親子会社間に取引関係がある場合，式の有意に正の株価反応は再買収の公表が自社完全統合の利得が大きくなるため

株買いと同様子会社株式の過小評価のシグナル

買収プレミアムは高くなる。

となるためであるとした。
子会社株式の市場による評価が親会社からみ

2.1.3

親会社と子会社の間の人的関係て正当である場合，親会社は完全統合の利得のAman（2017）は，株式交換取引において買一部を買収プレミアムに充てる必要があるが，収企業とターゲット企業の間に取締役の派遣等

過小に評価されている場合はその一部を充当すの人的関係が存在する場合，買収企業による対ることによって買収プレミアムをより高く設定

象企業のコントロールが強まるため買収プレミ

し取引の円滑な完遂の可能性を高める，もしく

アムは低くなるとの仮説を提示し，買手企業のは完全統合の利得の内買収プレミアムに充当す

事前の持株比率が高い場合にこの仮説が支持さる金額を節約することが可能となる。

れることを示した。ここでは，完全子会社化のサンプルを用いてこの仮説を検証する。

仮説 １ ：取引前の子会社株式の過小評価の程度が大きいほど，完全子会社化の買仮説 ３ ：親子会社間に経営層レベルの人的関

収プレミアムは高くなる。

係がある場合，買収プレミアムは低くなる。

親会社と子会社の間の取引関係

2.1.2

Aman（2017）は一般的な M&A を含む株式

2.1.4

取得が必要な株式の比率

交換の買収プレミアムについて，買収企業と井上ほか（2010）は，TOB プレミアムが買ターゲット企業の間に製品の売買等の取引関係

い手の目標株式取得比率の影響を受けるとし，が存在する場合は買収企業による対象企業のコ

完全子会社化を含むサブサンプルにおいて両者

ントロールが強まるため買収プレミアムは低くの間に有意な正の関係があることを報告した。

なるとの仮説を提示した。他方，親子会社間で完全子会社化において TOB や株式交換の提案の取引は，その規模が大きいほど親会社と子会に対し多くの株主の応募や賛同が必要であれば

社少数株主の間のエージェンシー費用（利益相あるほど，買収プレミアムを高くする必要があ

反管理コスト）も大きくなると考えられ，完全ると考えられる。

子会社化によりそれが解消されるため買収プレミアムが高まることも考えられる。ここでは，

仮説 ４ ：完全子会社化の遂行に向け買付や取これら二つの内どちらの仮説が該当するかを検得が必要な子会社株式の比率が低い

証する。

ほど，買収プレミアムは低くなる。

66

証券経済研究第125号（2024.3）

ブロックシェアホルダーの存在

高裁決定を機に，完全子会社化の川本（2019）は，MBO や現金対価の非上場

TOB 価格は高く設定されるように

2.1.5

化取引において，買い手が取締役や大株主となった。

いった地位にあったとしても売り手に十分な交子会社の財務及び業績

渉力を備えた主体が存在する場合は少数株主の2.1.7

利益は保護されるとした（交渉力仮説）。一

完全子会社化の動機の一つは業績や財政状態

方，Aman（2017）は株式交換取引においてブが悪化した子会社の親会社主導による建て直し

ロックホルダーが買収者と結託して買収プレミであると考えられる。上場子会社に対し親会社

アムを低い水準に抑え，得られる利益を買収者の経営資源を傾注して建て直しに成功した場と分け合うとした（共謀仮説）。ここでは，ブ合，その成果は子会社の一般株主にも配分されロックシェアホルダーが果たす役割としてこれることになる。このような子会社少数株主のフらの内いずれの仮説が該当するのかを検証する。

リーライディング問題を解消できることは完全子会社化のメリットの一つである。

仮説５A：子 会社にブロックシェアホルダー

この場合，子会社の業績が悪く改善余地が大が存在する場合，売り手側の交渉

きいほど完全統合の利得が大きくなるから，買力が高まるため買収プレミアムは収プレミアムの原資も大きくなることが考えら高くなる。

れる。一方，子会社業績の建て直しには多大な仮説５B：子 会社にブロックシェアホルダー

コストが伴うから，その補償のため買収プレミが存在する場合，親会社との間でアムは低く抑えられる可能性がある。ここでは事前の共謀が行われるため買収プ

この二つの要因の内いずれが該当するのかを調

レミアムは低くなる。

べる。

2.1.6

裁判所による MBO に係る公正買取価

仮説７A：子 会社の業績が悪いほど，業績の格決定の影響改善余地が大きくなるため買収プ

井上ほか（2010）は，MBO を除く TOB のレミアムは高くなる。

買収プレミアムにはレックス・ホールディング

仮説７B：子 会社の業績が悪いほど，業績改ス事件に係る東京高等裁判所による公正買取価

善のための費用が大きくなるため

格決定の影響が明確にはみられないとした。こ買収プレミアムは低くなる。

の研究では井上ほか（2010）と実証データの時期が異なるため，高裁決定の影響を検証してお7

く意義はあると考えられる 。

同様に子会社の財務の状況についても，改善余地が大きいほど買収プレミアムの原資も大きくなるとの見方と，資本投入などのコストを補仮説 ６ ：レックス・ホールディングス事件の償するため買収プレミアムは低く抑えられると

7 井上ほか（2010）のデータの時期は2000年 1 月～2010年 3 月である。

67

完全子会社化の買収プレミアムと子会社少数株主の利益の見方が有り得る。よって，以下の仮説を検証

提示する。

する。

3 ．買収プレミアムの要因分析
仮説８A：子 会社の財務の状況が悪いほど，
財務改善による子会社株式の価値向上効果が大きくなるため買収プ

3.1

データとサンプル

レミアムは高くなる。

レコフデータ社の M&A データベースから，

仮説８B：子 会社の財務の状況が悪いほど，

2007年 １ 月から2020年12月末までに取引が公表

財務改善のための費用が大きくなされた上場親会社による上場子会社の完全子会るため買収プレミアムは低くなる。

社化の案件を抽出し8，そこから①金融業（銀行，証券，保険会社等），②親会社の時価総額

2.2 取引の公正性：子会社の少数株主の利益に対する子会社の時価総額の比率（アナウンス
メント日の ６ 営業日前の終値ベースでの子会社
時価総額／親会社時価総額）が ５ ％未満のケー

経済産業省（2019）によれば，完全子会社化

ス9，③完全子会社化の後に合併を行うことがにおいては支配株主である親会社が株式総会で完全子会社化の適時開示において公表されていの議決権行使や子会社の取締役らへの影響力をるケース，④親子関係が生ずることとなった

通じ低い買収価格での取引を主導し，子会社の

M&A 取引の公表もしくは完了時点で，その後少数株主の富を毀損することが懸念される。まの完全子会社化も予測されていたと考えられる

た，親会社が投資家，子会社の少数株主との間

ケース，及び⑤当初の完全子会社化の公表後にの情報の非対称性を利用し，自己に有利な取引

取引形態が変更されたケースを除いた。また，

条件を設定することで少数株主の利益が親会社

親会社が複数の子会社の完全子会社化を同日にに移転される懸念もある。

公表したケースにおいては，公表日直前の時価

買収プレミアムを分析した先行研究では，支総額が最も大きい子会社を採用した。

配株主による子会社少数株主の利益の収奪が懸

上記の結果，本研究のサンプルは，親会社と念される結果（Aman（2017））と，そのよう子会社 １ 社ずつの組合せ123件となった。株価な懸念は実証されなかったとする結果（野瀬及び時価総額のデータは Datastream，買付価（2017）など）の双方が報告されている。

格及び交換比率，その他の取引条件，子会社のこの研究では，Bates et al.（2006）を参照

株主及び役員の構成，役員の経歴等の情報は各

し，親会社と子会社の少数株主の間の富の配分

社の適時開示書類及び有価証券報告書より取得に関する分析を行う。そこでの仮説は第 ４ 章でした。財務データは Datastream 及び有価証券

8 レコフデータ社によれば，各取引の適時開示書類における親子関係の記載を基にしている。各社による親子関係の判断は会計基準に従っているケースが多いと考えられる。
9 井上・加藤（2003）を参考に，親会社の時価総額に対する子会社時価総額の比率 5 ％以上の取引を本研究のサンプルとした（井上・加藤（2003）， 9 頁）。

68

証券経済研究
図表 1  完全子会社化サンプルの年別件数及び取引
金額
年

件数

取引金額（億円）

2007
2008
2009
2010
2011
2012
2013
2014
2015
2016
2017
2018
2019
2020

14
14
17
17
9
10
5
3
3
3
5
7
10
6

2,520
1,180
1,892
4,821
546
1,936
331
647
374
115
1,135
2,950
7,734
53,908（注） 取引金額＝公表日 2 日前の子会社時価総額×（ 1 ＋PREM2）×（ 1 －親会社の持株比率）。
 （PREM2は公表日前々日の終値を基に計算した買収プ
レミアムである。）

第125号（2024.3）

を行う。
推計式は，
［UV, REQINT, OWN, PRES,
PREM40 ＝
TRANS, CORP, INDIV, FRGN,REXHD, PROF, SBEQ, CASH,SUBVAL, YEAR］


⑴

である。
説明変数は①アンダーバリュエーション UVの代理変数である SHPF（株価変化率；（公表日の41日前の子会社株式終値－240日前の子会
社株式終値）／240日前の子会社株式終値），
ASHPF（調整後株価変化率；SHPF から同じ
期間の TOPIX の変化率を差し引いた値）または SUBQ（トービンの q；子会社の（時価総額

報告書による。また，Datastream から取得し＋長期有利子負債残高）／（長期有利子負債残高

た株価データの一部について，各社の有価証券＋純資産額）），②取得が必要な株式の比率の代報告書に記載された株式分割及び株式併合の情理変数である REQINT（必要取得株式比率；

報を基に修正を施した。

（ １ または TOB の下限取得株式比率のいずれ

本研究のサンプル123件の年別の分布状況はか低い方）－直前の親会社の持株比率）または

図表 １ の通りである。件数は世界規模の金融，

OWN（公表日直前の親会社の持株比率），③親

経済危機が発生した2008年の前後に最も多く，子会社間の人的関係の代理変数である PRES

その後2010年代半ばにかけ減少したが2017年以（代表取締役社長が親会社グループの出身であ降は再び増加基調となり，近年では案件が大型れば １ ，そうでなければ ０ をとるダミー変数），化していることが見てとれる。サンプル数がゼ④親子会社間の取引関係を表す TRANS（子会ロとなった年はなく，この期間中，完全子会社

社の，公表直前期における親会社グループとの化はグループ再編の一手法として定着していた

取引金額／売上高），⑤売り手の交渉力の代理と考えられる。

変数である CORP（持株比率 ５ ％以上の法人株

3.2

推計式と変数主があれば １ ，なければ ０ をとるダミー変数），
INDIV（持株比率 ５ ％以上の個人株主がいれば買収プレミアムの決定要因が何かを調べるた

１ ，いなければ ０ をとるダミー変数）及びめ，公表日の前日から40営業日前までの株式のFRGN（持株比率 ５ ％以上の外国人株主（名義終値の平均値を基に算出した買収プレミアムで人を含む）がいれば １ ，いなければ ０ をとるダ

ある PREM40を被説明変数とする重回帰分析ミー変数），⑥高等裁判所による TOB 価格決69

完全子会社化の買収プレミアムと子会社少数株主の利益

PREM1
PREM2
PREM20
PREM40
SHPF
TOPIX
ASHPF
SUBQ
TRANS
REQINT
OWN
PROF
SBEQ
SUBVAL

図表 2

基本統計量

平均値

中央値

標準偏差

最小値

最大値

0.240
0.253
0.251
0.256
－0.041－0.027－0.014
1.701
0.051
0.380
0.579
0.011
0.498
0.217

0.195
0.215
0.230
0.242
－0.062－0.018－0.024
0.916
0.000
0.422
0.559
0.029
0.528
0.117

0.289
0.293
0,284
0.263
0.389
0.193
0.340
4.709
0.143
0,145
0.110
0.104
0.253
0.241

－0.566－0.488－0.410－0.414－0.741－0.488－0.623－8.841
0.000
0.005
0.342
－0.884－0.320
0.050

1.561
1.429
1.388
1.235
1.844
0.560
1.697
48.423
0.811
0.658
0.879
0.161
0.959
1.543

（注） TOPIX は Day－240～－41の TOPIX の変化率である。

定の影響を示す REXHD（公表日がレックス・（仮説７B及び8B）となることが予想される。

ホールディングス事件の高裁決定の日（2008年

ここでの分析における変数及びその算定基礎

９ 月16日）以降であれば １ ，そうでなければ ０となるデータの基本統計量を表したものが図表をとるダミー変数），⑦子会社の業績の代理変２ である。変数の内，買収プレミアムについて数である PROF（直前決算期における子会社のは3.3節で詳しくみる。

当期純利益を総資産で除した値），⑧子会社の株価変化率指標の平均値および中央値は財務の代理変数である SBEQ（自己資本比率；

TOPIX の変化率を含め全ての値がマイナスで直前四半期末現在の子会社の純資産／総資産），ある。完全子会社化は株価下落のタイミングで⑨コントロール変数である CASH（現金対価行われやすいことを示唆している。SUBQ の取引であれば １ ，そうでなければ ０ をとるダ

平均値は １ を超えているが中央値は １ を下回っ

ミー変数），SUBVAL（公表日の ６ 日前におけており，このことからも市場での子会社株式のる子会社時価総額／親会社時価総額），及び評価が低いタイミングで完全子会社化取引が行

YEAR（年ダミー）である。

われるケースが多いことが窺える。

2.1節で提示した仮説によれば，各説明変数の 係 数 の 符 号 は， ① の 各 変 数 は マ イ ナ ス，

3.3

買収プレミアム

TRANS はマイナス（仮説２A）またはプラス

買収プレミアムは親会社が提示した事前の株（ 仮 説２B），PRES は マ イ ナ ス，REQINT は プ

価に対する上乗せ金額の比率であり，株式対価

ラ ス，OWN は マ イ ナ ス，CORP，INDIV，取引の場合，（（公表前親会社株式時価×交換比

FRGN はプラス（仮説５A）またはマイナス（仮率／公表前子会社株式時価）－ １ ），現金対価取説５B），REXHD は プ ラ ス，PROF 及 び SBEQ

引の場合，（（買付価格－公表前子会社株式時は マ イ ナ ス（ 仮 説７A及び8A） ま た は プ ラ ス

価）／公表前子会社株式時価）で計算される10。

70

証券経済研究
図表 3
PREM1
平均値

完全子会社化の買収プレミアム
PREM2

ｔ値
＊＊＊

第125号（2024.3）

平均値

PREM20

ｔ値
＊＊＊

平均値

PREM40

ｔ値
＊＊＊

平均値

ｔ値
＊＊＊

サンプル全体現金対価取引株式対価取引

0.240
0.405
0.127

9.26
9.58＊＊＊
5.03＊＊＊

0.253
0.430
0.132

9.63
10.00＊＊＊
5.39＊＊＊

0.251
0.434
0.126

9.80
10.33＊＊＊
5.61＊＊＊

0.256
0.432
0.135

10.87
11.58＊＊＊
6.51＊＊＊

現金－株式

0.279

5.66＊＊＊

0.298

6.01＊＊＊

0.308

6.47＊＊＊

0.297

6.95＊＊＊

観測数
123
50
73

（注） ＊＊＊は１％水準，＊＊は５％水準，＊は10％水準でそれぞれ有意であることを表す。

図表 4

先行研究における分析対象と平均プレミアム（％）

著者
（公表年）

Bates et al. Renneboog et al.
（2006）（2007）

井上ほか（2010）

野瀬（2017）

Aman（2017）

川本（2019）

川本（2022）

研究対象
対象地域
観測期間
サンプル
計測時点
プレミアム

全株式買取
米国
1988-2003
支配株主
Day－42
28.3％

TOB
日本
2000-2010全体
1 ヶ月平均
41.0％

非上場化
日本
2000-2012
全体
Day－ 6
53.8％

株式交換
日本
1999-2010
支配株主
1 ヶ月平均
13.0％

MBO
日本
2001-2017
クラスタ 1
Day－20
50.9％

現金対価
日本
2000-2019
子会社化
Day－40
45.8％

非上場化
英国
1997-2003
全体
Day－2041.0％（出所） 各先行研究をもとに筆者作成。

親会社及び子会社の株式時価として公表日の前

方，PREM２と PREM20，PREM40との差は大日及び ２ 日前の終値，公表日前日から20日前及

きくない。以下の分析においては，特定の日にび同じく40日前までの終値の平均値を用い， ４おける株価変動の影響を極力排除するため

種 類 の 買 収 プ レ ミ ア ム（PREM１，PREM２，

Renneboog et al.（2007）や Aman（2017）を

PREM20及び PREM40）を計算した。公表日

参考に PREM40を用いる。

は完全子会社化に係る適時開示日の翌日であ

図表 ４ は主な先行研究で報告された買収プレる。なお，ここでの「日」は営業日の意味であミアムの平均値についてまとめたものである。

る。

サブサンプルの平均値が報告されている場合は

図表 ３ において，完全子会社化の平均的なプ取引の性格が完全子会社化に近いと考えられる

レミアムは25％前後であるが，株式対価の取引

ものを表示した。図表 ３ に示した金銭対価の完では13％前後，現金対価のものでは40％超と対全子会社化の平均プレミアムは MBO の先行研価によって大きな差があり，その差は １ ％水準

究で報告されているものより低い。これについで有意である。株式対価取引の場合，子会社のては，MBO の買い手の事前の持株比率は50％

一般株主が完全子会社化による利得の一部を享未満である場合も多く，コントロールプレミア受できるためプレミアムは低く抑えられている

ムの有無が両者の差につながっているとの解釈ことが考えられる。また，PREM１はその他のが可能である11。子会社の少数株主の立場からものの値より低く，リークの影響が窺える。他

みた取引条件の公正性については4.3節で検証

10 本稿では文脈により買収プレミアムを単にプレミアムと呼ぶことがあるが，同じ意味である。
11 川本（2022）は MBO と完全子会社化との間でプレミアムに有意な差が無かったことを報告している（川本（2022），67頁）。

71

完全子会社化の買収プレミアムと子会社少数株主の利益
図表 5

0.90

買収プレミアム（PREM40）の年別平均値

0.80
0.70
0.60
0.50
0.40
0.30
0.20
0.10
0.00
-0.10

2007 2008 2009 2010 2011 2012 2013 2014 2015 2016 2017 2018 2019 2020
金銭

株式

全体

（注） 2013年は金銭対価取引サブサンプルが皆無であった。

する。一方，図表 ３ に掲げた完全子会社化のプ

バリュエーションの代理変数 SHPF，ASHPF，

レミアムは，先行研究で報告された類似の取引及び SUBQ の係数はいずれも負で，有意であのものと似た水準である。

る。これは仮説 １ を支持する結果である。ま

図表 ５ は買収プレミアム（PREM40）の年別

た，図表 ５ には含まれていないが金銭対価のサ

平均値をグラフ化したものである。サンプル全

ブサンプルにおいては SHPF あるいは ASHPF

体では概ね20％から30％のレンジで推移していの係数は負でいずれも有意であった。他方，株るが，取引対価別でみれば年別のサンプル数が式対価サブサンプルにおいてはそれらの係数は少ないこともあり年による変動幅が大きい。例

負だが有意ではなかった。

えば，2008年はリーマンショックの起こった年

REQINT 及び OWN の係数の符号は予想通でありプレミアムは株価下落の影響を受けたとりで，REQINT についてはモデルによるが概みられるが，金銭対価と株式対価の取引においね有意である。親会社にとって取得または賛同てその方向が異なっている。

が必要な株式の比率が高くなるほどプレミアム

3.4

買収プレミアムの決定要因も高くする必要があるものと考えられる。
親会社ないし子会社の少数株主の交渉力に関

買収プレミアム（PREM40）を被説明変数とする代理変数では PRES 及び TRANS の係数

する重回帰分析の結果は図表 ６ の通りである。

は正であり，TRANS については一部のモデル

いずれのモデルも F 値は有意であり，自由度

で10％水準で有意であり仮説 ２B が支持され２で修正された R はいずれのモデルも0.3を超え
12

ている 。
この研究のサンプル全体について，アンダーる。CORP の係数の符号は，全体及び株式対価のサンプルにおいて負で有意であり仮説 ５B と整合的な結果となった。特に株式対価の取引に

12 全てのモデルにおいて変数の VIF 値の最大値は6.6以下であることを確認している。

72

証券経済研究第125号（2024.3）

おいて，完全子会社化における子会社の法人株

アムが相対的に高くなったケースがあったこと

主は子会社や親会社グループとの取引関係を重の影響を受けている13。

視し，株式の価格については親会社の意向に従PROF 及び SBEQ の係数の符号は概ね正で，う傾向があるものと解釈できる。他方，金銭対有意である。親会社は子会社の業績や財務の建価取引のサブサンプルにおいて INDIV の係数て直しの費用についてプレミアムの低減を通じが， 株 式 対 価 取 引 の サ ブ サ ン プ ル に お い て補償を求めているものと考えられる。

FRGN の係数が，それぞれ正で有意であり，

コントロール変数の中では CASH の係数の売り手としての交渉力の影響を示す。REXHD

符号が有意に正であるほか，SUBVAL の係数の係数は正だが有意でない。井上ほか（2010）

が負で有意（全体及び株式対価取引）であっと同様の結果であるが，ここでの結果はレックた14。子会社の相対的規模が大きいほど完全統

ス・ホールディングス事件高裁決定前の2008年

合の利得も大きくなると考えられるが，この結１ 月から同年 ９ 月までの時期において，公表前

果は完全統合の利得が買収プレミアムの源泉でに子会社の株価が大きく下落したためにプレミあるとの仮説とは矛盾するものである。

図表 6

買収プレミアム（PREM40）を被説明変数とする回帰分析結果
全体サンプル

モデル 1

SHPF
ASHPF
SUBQ
REQINT
OWN
PRES
TRANS
CORP
INDIV
FRGN
RXHD
PROF
SUBEQ
CASH
SUBVAL
YEAR
定数項

係数

ｔ値

－0.141－2.25＊＊

モデル 2
係数

ｔ値

－0.140－2.30＊＊

モデル 3

金銭対価取引株式対価取引

モデル 4

モデル 5

係数

ｔ値

係数

ｔ値

係数

ｔ値

－0.006－5.71＊＊＊－0.2360.045
0.001－0.140
0.163
0.134

－1.46
1.24
1.46
－2.59＊＊
1.05
3.17＊＊＊

0.608
0.156

7.48＊＊＊
2.56＊＊

0.258

1.72＊

0.275

1.83＊

－0.0050.231－1.86＊    1.48－0.2260.437－4.81＊＊＊
2.08＊＊

0.038
0.002－0.1040.133－0.0370.95
1.92＊－1.88＊
1.18
－0.63

0.038
0.001
－0.1080.139－0.0370.96
1.76＊－1.93＊
1.20
－0.64

0.038
0.001
－0.1040.170－0.0010.91
1.63－1.80＊
1.52
－0.01

0.079
－0.0030.068
0.196－0.115－0.0063.150－0.019

1.31
－0.95
0.78
1.95＊
－1.88＊－0.06
3.65＊＊＊－0.09

3.24＊＊＊
2.60＊＊
6.49＊＊＊－2.86＊＊＊
Yes－0.034 －0.37

0.730
0.216
0.301
－0.179F値

6.67＊＊＊   

修正 R2
観測数

0.52
123

3.21＊＊＊
2.67＊＊＊
6.55＊＊＊－2.71＊＊＊
Yes－0.032 －0.32

0.738
0.220
0.304
－0.173

6.22＊＊＊   
0.51
123

3.29＊＊＊
2.47＊＊
6.03＊＊＊－2.44＊＊
Yes－0.044 －0.44

0.634
0.217
0.295
－0.1438.10＊＊＊    
0.49
123

－0.105

－0.80
No
0.456
2.56＊＊
10.22＊＊＊   
0.33
50－3.11＊＊＊
No
0.225
1.91＊

－0.13322.45＊＊＊     0.4773

（注） １） 不均一分散に頑健な標準誤差を使用しており，外れ値処理は施していない。
２） ＊＊＊は１％水準，＊＊は５％水準，＊は10％水準でそれぞれ有意であることを表す。

13 この研究のサンプル中，TOB の平均プレミアムは当該高裁決定以前の取引が46.1％，それ以降が42.5％であった。
14 これは Aman（2017）の報告（Aman（2017），18頁）と整合的な結果である。

73

完全子会社化の買収プレミアムと子会社少数株主の利益生み出す富の総額を試算した上で，その内子会

4 ．子会社少数株主への価値の配分の公正性

社の少数株主に配分される富の比率を計算する。その比率が少数株主の持分比率と比較して等しいかそれより大きければ，取引の条件は子

仮説の設定

4.1

会社の少数株主にとって公正であると考えられる。分析の手順は以下の通りである。

Bates et al.（2006）は，一般の M&A を含アナウンスメント時の株式超過リターン

む米国のデータをもとに支配株主による非上場

4.2.1

化（フリーズアウト）取引が少数株主の利益に最初に，親会社及び子会社のアナウンスメン

及ぼす影響について実証した。親会社は支配株

ト時の株式の収益率を，マーケットモデルを用主としての交渉力を持つことに加え，第 ３ 章でいて推定する。完全子会社化の適時開示が行わの分析結果によれば子会社株式の価値に関するれた日の翌営業日をアナウンスメント日（Day私的情報を利用して取引のタイミングやプレミ

０ ）とし，推定ウィンドウをアナウンスメント

アム水準を決定していることが考えられる。こ日の15日前に終わる101日間（－115，－15）とこでは Bates et al.（2006）における仮説をこのした（ここでの「日」は営業日を指す）。この研究での完全子会社化に適用し，検証を試みる。

期間の企業 i の株価と市場インデックスを用いて従属変数，市場インデックスを独立変数とす

仮説９A：親 会社は完全子会社化を実施する

る回帰式のパラメータ（α及びβ）を推定すに当たりその地位を濫用し，自己る。株価データは Datastream による。市場イの利益を優先して取引条件を決定

ンデックスとしては TOPIX を用いた。誤差項することにより子会社少数株主のεが，企業 i に固有のニュースを反映した株式利益を害している。

収益率である。

仮説９B：完 全子会社化においては親子会社間の利益相反回避や子会社少数株

Ri＝αit＋βi RMt＋εit

主保護に関する法令やルールが機E（εit）＝0 ，Var（εit）＝σε２ ⑵

能し，子会社少数株主にとって概ね公正な取引条件で実施されている。

この研究においては，イベントが株価に反映される期間としてアナウンスメント日を挟む ３日間（－ １ ～ １ ）を使用する（イベントウィン

4.2 子会社少数株主への価値の配分の分析ドウ）。推定された市場モデルを用いて求めた，イベントウィンドウにおける予測値と実績値の差としての予測誤差が完全子会社化のアナ

まず，Bates et al.（2006）の分析方法をもウンスメントの株価効果を反映した超過収益率とに，親会社と子会社双方のアナウンスメント（Abnormal Return）であり，イベントウィン

時の株式リターンを用いて完全子会社化取引がドウの複数日にわたる超過収益率の和が累積超

74

証券経済研究第125号（2024.3）

過収益率（Cumulative Abnormal Return（CAR））

あり，完全子会社化は価値を生み出す取引であである。

るといえる。また，金銭対価取引の平均 CAR

親会社・子会社の加重平均 CAR（加重平均はどの値を取っても株式対価取引のものより高CAR）は，各取引における完全子会社化の利

く，その差は １ ％水準で有意である。株式対価

得の大きさを表す。親会社，子会社それぞれの取引の親会社 CAR に新株の発行に伴う逆選択

CAR を，イベントウィンドウ前日終値に基づコストが含まれていることに加え15，3.3節でく親会社の時価総額と，子会社の時価総額の内みたように，プレミアムが金銭対価取引より低少数株主に帰属する分とで加重平均し算出した。

いことの影響もあると考えられる。

この研究のサンプルの親会社と子会社のイベ
ントウィンドウにおける株式の累積リターン

完全子会社化による価値の親会社－子4.2.2

会社少数株主間での配分（CAR（－ 1 ， 1 ））の平均値及びその加重平

次のステップとして，図表 ８ に掲げる各数値

均値は図表 ７ の通りである。
サンプル全体についてみると，親会社の平均を取引ごとに計算する。算出された相対的子会

CAR は正だが有意ではない。一方，子会社の社少数株主余剰比率が １ 以上であれば，完全子

平均 CAR，及び完全子会社化取引の総利得を会社化による富の効果の内，子会社少数株主に表す加重平均 CAR は双方ともプラスで有意で配分される比率が持株比率と同じかそれより大

図表 7

平均値
ｔ値
中央値
正／負
観測数

完全子会社化のアナウンスメント周り 3 日間の CAR

親会社 CAR（－ 1 ， 1 ）子会社 CAR（－ 1 ， 1 ）加重平均 CAR（－ 1 ， 1 ）

全体

金銭

株式

全体

金銭

株式

全体

金銭

株式

0.16％
0.35
－0.52％
51/72
123

2.14％
3.04＊＊＊
2.27％
33/17
50

－1.19％－2.02＊＊－1.72％
18/55
73

14.97％
9.52＊＊＊
15.94％
97/26
123

27.42％
11.82＊＊＊
29.18％
49/ 1
50

6.45％
4.50＊＊＊
3.83％
48/25
73

1.29％
2.50＊＊－0.04％
68/55
123

4.64％
5.79＊＊＊
4.41％
43/ 7
50

－1.01％－1.91＊－1.37％
25/48
73

差
ｔ値

3.33％
3.63＊＊＊

20.97％
7.69＊＊＊

5.65％
5.89＊＊＊（注） １）「金銭」は金銭対価取引サブサンプル，「株式」は株式対価取引サブサンプルを表し，「差」は両者の平均値の差である。
２） ＊＊＊は１％水準，＊＊は５％水準，＊は10％水準でそれぞれ有意であることを表す。

図表 8

子会社少数株主への価値の配分に関する数値と計算方法

数値

計算方法

超過市場価値変化額（AMVC）
少数株主持分の超過市場価値変化額（MS_AMVC）
総超過市場価値変化額（T_AMVC）
子会社少数株主余剰比率（MS_SR）
相対的子会社少数株主余剰比率

イベントウィンドウ前日の時価総額×CAR
子会社の AMVC×（ 1 －親会社の事前持株比率）
親会社の AMVC＋MS_AMVC
MS_AMVC／T_AMVC
MS_SR／（ 1 －親会社の事前持株比率）

15 瀧川（2018），26頁。

75

完全子会社化の買収プレミアムと子会社少数株主の利益
図表 9

完全子会社化の価値の配分状況
全体サンプル

子会社少数株主
平均 AMVC
平均 Day－ 2 時価総額
平均超過市場価値変化率
AMVC（総額）
株主余剰比率
事前持株比率平均値
超過市場価値変化額中央値
株主余剰比率中央値
事前持株比率中央値（金額単位：百万円）
現金対価取引サブサンプル

親会社

子会社少数株主

親会社

13,73648,32828.4％－3,108384,194－0.8％

32,754
107,91430.4％－4,763
665,435－0.7％

1,689,586
1.29
0.42

－382,312
－0.29
0.58

1,637,711
1.17
0.46

－238,133
－0.17
0.54

444
2.92
0.44

－292
－1.92
0.56

2,472
0.67
0.47

1,198
0.33
0.53

きいことを意味する。

る相対的子会社少数株主余剰比率について分析する。この値は総超過市場価値変化額がマイナ

4.2.3

価値の配分分析の結果

スの取引については意味をなさないため金銭対図表 ９ は完全子会社化のアナウンスメント時価による完全子会社化取引50件の中から総超過の株価反応（CAR（－ 1 ， 1 ））をもとに親会

市場価値変化額がマイナスの取引11件を除外

社と子会社少数株主にとっての価値の効果

し，残りの39件について分析した。その結果が（Day－ ２ からの時価総額の変動額）とその配図表10である。相対的子会社少数株主余剰比率

分比率を計算したものである。株式対価取引をの平均値は1.49，中央値は0.93であった。中央

含む全体のサンプルでは親会社にとっての価値値ではわずかに １ を下回っているものの，子会の効果は平均値，総額，中央値ともマイナスで社の少数株主への富の配分は概ね公正なものであるのに対し，子会社の少数株主の富は増加しあるといえる。

ている。しかし，親会社株式の超過リターンは

加えて，上記の分析から除外した11件につい新株発行に伴う逆選択コストの影響を受けていて親会社と子会社少数株主の超過市場価値変化ると考えられるため，以下では図表 ９ の右列に額を調べた。その結果，取引ごとの超過市場価

掲げた現金対価取引のサブサンプルのみの結果

値変化額は親会社について11件全てでマイナスに着目する。親会社への価値の効果の平均値及であったのに対し，子会社少数株主についてマ

び総額はここでもマイナスとなっているが，価イナスであった取引は11件中 １ 件のみであっ値の効果の中央値に着目すると，親会社と子会た。さらに，11件全体では親会社の総額，平均社少数株主への価値変化額を合算した金額は約37億円で，その子会社少数株主への配分比率は67％である。これは事前の持株比率の中央値（47％）を上回っているから，価値の配分は子会
社少数株主にとって公正なものであるといえる。
つぎに，現金対価取引のサブサンプルにおけ76

図表10 相対的子会社少数株主余剰比率の算出結果
対象：現金対価取引（39件）
子会社少数株主余剰比率
相対的子会社少数株主余剰比率

平均値
中央値
平均値
中央値

0.64
0.44
1.49
0.93

証券経済研究第125号（2024.3）

値，中央値がいずれもマイナスであるのに対社化に関する公正性担保措置実施の代理変数とし，子会社少数株主についてはそれらが全てプして FODM（子会社がフェアネス・オピニオ

ラスであった。これら11件の取引において子会ンを取得している場合は １ ，そうでなければ ０社少数株主の富が親会社の富を上回っていたこをとるダミー変数）を用いる16。更に，コントとは明らかであり，上述の39件についての分析

ロール変数として SUBQ，子会社の黒字ダミー

結果は11件のサンプルを除外したことによって

PRDM（子会社の直前決算期の当期純利益が正歪められたものではないといえる。

の場合は １ ，負の場合は ０ を取るダミー変数），
及び SUBVAL を用いる。

4.3 子会社少数株主余剰比率と当事者

回帰式は，

の交渉力
親会社の強圧性が子会社の少数株主への価値

PRMSR＝F［REXHD, PRES, TRANS, FODM,の配分比率に対してどのように影響しているか

CORP, INDIV, FRGN, OWN, SUBQ,を探るため，相対的子会社少数株主余剰比率の

PRDM, SUBVAL］
⑶

パーセンタイルランク値 PRMSR を被説明変数とする重回帰分析を行う。説明変数は親会社とである。

子会社または子会社の一般株主との間の交渉力

重回帰分析を行った結果は図表11の通りであに関係する REXHD，PRES，TRANS，CORP，る。

INDIV，FRGN 及 び OWN に 加 え， 完 全 子 会
図表11

親会社の強圧性等に係る指標と少数株主への価値の配分との関係

モデル 1

REXHD
PRES
TRANS
FODM
CORP
INDIV
FRGN
OWN
SUBQ
PRDM
SUBVAL
定数項
F値
修正 R2
観測数

係数

ｔ値

0.1122

1.09

モデル 2
係数

－0.30
1.52
－0.86
3.38＊＊＊
1.13

5.50＊＊＊
0.23
39

モデル 3

ｔ値

－0.1419－0.17030.0800－0.0972
0.63860.3241

いずれのモデルにおいても F 値は １ ％水準－0.1724
0.0714－0.0661
0.66880.4656

－1.75

ｔ値

＊

－0.32
1.32
－0.71
3.88＊＊＊
1.69＊

6.64＊＊＊
0.26
39

係数

モデル 4

－0.0064－4.09＊＊＊－0.35610.0609－0.05110.67050.5149

－0.65
1.03
－0.47
3.51＊＊＊
1.83＊

係数

ｔ値

0.1981－0.1790－0.0062－0.0150－0.0208－0.0949－0.1076－0.3932
0.0532－0.0660
0.57200.55932.03＊－2.08＊＊－3.16＊＊＊
－0.09
－0.13
－0.84
－1.05
－0.76
0.96
－0.68
2.25＊＊
1.83＊

10.15＊＊＊
0.27
39

6.04＊＊＊
0.27
39（注） １） 不均一分散に頑健な標準誤差を使用している。外れ値処理は施していない。
２） ＊＊＊は１％水準，＊＊は５％水準，＊は10％水準でそれぞれ有意であることを表す。
16 子会社がフェアネス・オピニオンを取得していたケースは本研究のサンプル123件中11件であった。

77

完全子会社化の買収プレミアムと子会社少数株主の利益で有意であり，自由度修正済 R２ は0.20を超えらみた取引条件の公正性について検証した。そている17。

の結果，以下の点が明らかになった。

REXHD の係数は正で，モデル ４ においてプレミアムの決定要因の分析により，子会社

10％水準で有意である。3.4節での分析におい株式の事前のアンダーバリュエーションが買収ては金銭対価取引のプレミアム水準に有意な影プレミアムの源泉となっていることがわかっ響を与えていなかったが，子会社少数株主へのた。親会社は子会社の株式価値に関する私的情

富の配分比率とはプラスの関係がみられる。

報を利用し，子会社株式が過小評価されている

PRES と TRANS の係数は負で有意である。親タイミングで取引を行っていると考えられる。

子会社間の人的関係及び取引関係が少数株主へ

子会社にブロックホルダーが存在する場合，の富の配分にマイナスの影響を与えていること

とりわけ株式対価取引においては法人ブロックを示す。FODM の係数はマイナスで，有意でホルダーの存在が買収プレミアムにマイナスのはなく，公正性担保措置たるフェアネス・オピ

影響を与えており Aman（2017）の共謀仮説とニオン取得の価値の配分への影響は確認されな整合的な結果が得られる一方，外国人ブロック

か っ た。CORP，INDIV 及 び FRGN の 係 数 もホルダーの存在はプレミアムにプラスの影響が同様に負で有意ではなく，ブロックホルダーにみられるなど，ブロックホルダーの属性や取引

18

よる交渉力の影響はみられない 。OWN の係形態によって異なる結果が示された。また，子数は負だが有意ではない。

会社の業績や財務の状態が悪いほど，買収プレコントロール変数の中では SUBVAL の係数

ミアムは救済や建て直しの費用を反映して低くが正で， １ ％水準で有意である。3.4節の図表設定されることも明らかになった。さらに，子５ に掲げた金銭対価取引のプレミアムの分析で会社の財務指標や子会社の相対的規模と買収プ

は SUBVAL の係数は負で一部のモデルで有意レミアムの間の関係からは，完全統合の利得がであったが，ここでは子会社の相対的規模と少必ずしも買収プレミアムの源泉とはなっていな

数株主への富の配分比率との間にプラスの関係

いことが示唆された。親会社の目的が完全統合があることを示す結果である。その明確な理由の利得の獲得であるとしても，取引自体は子会

は，ここでの分析からは特定できない。

社株式がアンダーバリューされているタイミン
グを捉え，一定水準以上のプレミアムを支払う

5 ．結論

ことにより完遂の確率を上げているものと考えられる。

この研究では，2007年から2020年までにアナ

親会社が情報の非対称性を利用して取引を行ウンスされた親子上場解消のための完全子会社

う場合，自己の利益を優先し子会社の少数株主

化のサンプルを用いて完全子会社化の買収プレの利益を害することが懸念される。しかし，子ミアムの決定要因を調べ，子会社の少数株主か会社の少数株主への価値の配分の分析によれば

17 いずれのモデルのどの変数も VIF 値は2.0を下回っていたことを確認している。
18 図表 9 には含まれていないが，REXHD，PRES，TRANS を除外し FODM またはブロックホルダーに関する説明変数のみについて分析した結果もモデル 4 の結果とほぼ同様であった。

78

証券経済研究第125号（2024.3）

少数株主への配分比率は持株比率と概ね同じか

菊谷達弥・齋藤隆志（2006）「完全子会社化の経済分上回っており，取引条件が公正であることを示析」京都大学大学院経済学研究科 Working Pa-していた。また，レックス・ホールディングス

per 2006，J-53。

事件の高裁決定が少数株主への富の配分にプラスの影響を及ぼしていることが示された。これ
らの分析結果から，法令及び証券取引所の規程

経済産業省（2019）「公正な M&A の在り方に関する指針―企業価値の向上と株主利益の確保に向けて ―」（https://www.meti.go.jp/shingikai/economy/fair_ma/pdf/20190628_shishin.pdf）。

など，取引の公正性を確保するための制度が一

瀧川正尚（2018）「親子上場解消の実証分析～完全子

定程度機能しているものと考えられる。しか会社化における親会社株価への影響～」早稲田

し，一方では親子会社間の人的関係や取引関係

大学レポジトリ2018-03，1-39頁。

の存在が少数株主への価値の配分とマイナスの

東京証券取引所（2020）「支配株主及び実質的な支配関係にあることが判明したほか，子会社による力を持つ株主を有する上場会社における少数株主

フェアネス・オピニオンの取得は少数に留まっており価値の配分に影響を与えていなかった。
親会社による強圧性発揮に対する牽制は引続き必要であり，今後も公正性担保措置を含め完全子会社化取引の公正性確保に向けた制度の拡充が図られることが望ましい。

保護の在り方等に関する中間整理」従属上場会社
における少数株主保護の在り方に関する研究会（https://www.jpx.co.jp/equities/improvements/
study-group/nlsgeu000004acah-att/nlsgeu000004x9ug.pdf）。
新田敬祐（2010）「株式市場における親子上場の存在感とその功罪」ニッセイ基礎研究所レポート（https://www.nli-research.co.jp/files/topics/

引

用

文

献

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井上光太郎・中山龍太郎・増井陽子（2010）「レックス・ホールディングス事件は何をもたらしたか―実証分析からの示唆―」『商事法務』第1018
号，4-17頁。
江川ももこ（2012）「MBO における少数株主の保護」『駒澤法曹』第 8 号，109-133頁。

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宮島英昭・新田敬祐・宍戸善一（2010）『日本の企業
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