論文「ペイアウト政策に関する実証分析－費用構造と所有構造からの検証－」に関する修正について
私とナム氏の上記共著論文において、コントロール変数の１つである「有利子負債」の計算方法に誤りがあることが判明し、推計結果に変更が生じました。それに伴い、掲載されている本論文について、以下のとおり修正いたします。
佐賀大学経済学部准教授 篠﨑 伸也



本文 P12 右段 15～16 行目(誤) ～ることが明らかになる一方で、モデル (2) ではその係数は有意水準を満たしていない。
(正) ～ることが明らかになった。モデル (2) においてもその係数は 10%水準ではあるが、有意にマイナスを示していた。



本文 P12 右段 33～34 行目(誤) 対照的にモデル (4) において Cost structure と Div_payer の間に有意な正の関係がみられたのに対し、(正) 対照的にモデル (4) において Cost structure と Div_payer の間に有意な負の関係がみられたのに対し、



本文 P14 左段 35 行目～右段 2 行目(誤) Rep_asset を従属変数としたモデル (4) ～ (8) に着目すると、Cost structure は有意にゼロと異ならなかった。
(正) Rep_asset を従属変数としたモデル (5) ～ (8) に着目すると、Cost structure は有意にゼロと異ならなかった。



本文 P17 左段 15～16 行目(誤) そして第Ⅳ節 (2) と同じように、Div_asset と～(正) そして第Ⅳ節の 2.の (2) と同じように、Div_asset と～

本文 P17 左段 19 行目(誤) 割愛するが、第Ⅳ節 (2) の推計結果と大きく(正) 割愛するが、第Ⅳ節の 2.の (2) の推計結果と大きく1

本文 P17 右段 22 行目

(誤) 第Ⅳ節の (2) と同じ手順を踏んだ。
(正) 第Ⅳ節の 1.の (2) と同じ手順を踏んだ。
本文 P18 左段 1～3 行目(誤) モデル (8) においてはこの交差項の符号こそ正であったが、有意水準は低く、係数の大きさもモデル (4) と比べ小さい。
(正) モデル (8) においても、この交差項は有意ではなかった。
脚注 30 について(誤) 有利子負債＝一年以内返済の借入金＋短期借入金＋コマーシャルペーパー＋一年
内返済の長期借入金＋一年内償還の社債・転換社債＋一年内償還の社債＋社債 (ワラン
ト債含む) ＋転換社債＋長期借入金(正) 有利子負債＝短期借入金＋役員・従業員短期借入金＋コマーシャルペーパー＋一
年内返済の長期借入金＋一年内償還の社債 (ワラント債含む) ＋一年内償還の転換社債＋社債 (ワラント債含む) ＋転換社債＋長期借入金
脚注 42 上から 3 行目

(誤) 具体的には第Ⅳ節の (2) と同様に～(正) 具体的には第Ⅳ節の 2.の (2) と同様に～掲載する表について：



修正前

修正後

①

図表 2 の推計結果②

図表 4 の推計結果①～⑤の各図表に提示した実証結果を、当ファイル③

図表 5 の推計結果に掲載している実証結果に差し換えてください。な④

図表 6 の推計結果

お図表番号は、本文中のそれと対応しています。

⑤

図表 7 の推計結果

2

図表 2：記述統計量
平均

標準偏

第 1 四分

メディア

第3四

差

位点

ン

分位点

最大値

最小値

観測数

Div_asset

0.009

0.010

0.003

0.007

0.012

0.054

0.000

46,042

Rep_asset

0.001

0.006

0.000

0.000

0.000

0.047

0.000

46,042

Cost structure

0.918

0.195

0.830

0.955

1.024

1.444

0.250

37,585

Fore_own

0.088

0.108

0.008

0.043

0.133

0.483

0.000

37,631

Top10_own

0.512

0.160

0.386

0.500

0.635

0.882

0.176

39,240

ROA

0.045

0.068

0.014

0.036

0.070

0.287

-0.22545,966

Nonop

0.012

0.012

0.004

0.008

0.015

0.068

0.000

45,347

Risk

0.031

0.042

0.010

0.018

0.034

0.281

0.002

45,207

Cash

0.152

0.144

0.051

0.107

0.204

0.697

0.001

46,024

Debt

0.206

0.193

0.025

0.167

0.336

0.738

0.000

45,992

MtBr

1.233

0.809

0.832

1.006

1.305

5.893

0.450

42,022Size

10.172

1.706

9.074

10.087

11.18114.7695.984

46,042Retain

0.322

0.314

0.040

0.333

0.570

0.921

-0.84645,968Firmage

3.679

0.744

3.401

3.932

4.159

4.682

1.099

45,647

ダミー変数が 1 となる観測数 (割合)
Div_payer

37,571 (0.816)

Repurchaser

9,664 (0.210)(注) Div_payer と Repurchaser を除いたすべての変数について、分布の上下 1%から外れる数値を上下 1%の数値に置き換える処置を施している。

3

図表 4：費用構造とペイアウトの実施確率との関係
従属変数

Div_payer(1)-0.562**(-2.24)-2.948***(-5.65)

Cost structure
Top10_own(2)-0.490*(-1.89)(3)-0.626(-0.83)-3.063**(-2.21)-0.348(-0.39)Fore_own
Cost structure×Top10_own(4)-0.850***(-2.86)(5)
0.094(0.39)-1.660***(-2.81)-5.697**(-2.43)

Repurchaser
(6)
(7)

(8)

0.112
(0.46)

0.257(0.79)-1.596**(-2.13)0.125(0.09)

Cost structure
×Fore_own

0.380(0.49)-1.159(-0.81)-0.437(-0.23)-0.545(-0.39)29.785***(23.27)10.641**(2.49)-21.438***(-8.63)0.352(0.54)-11.754***(-24.04)
0.624***(4.14)
3.986***(22.14)
3.266***(15.92)-5.843***(-6.22)－29.319***(22.42)10.070**(2.29)-22.008***(-8.57)-0.130(-0.20)-11.244***(-22.52)0.600***(3.94)
3.919***(21.11)
3.394***(15.81)-6.027***(-6.31)－29.787***(23.26)10.657**(2.49)-21.445***(-8.63)0.353(0.54)-11.753***(-24.02)0.625***(4.14)
3.987***(22.14)
3.266***(15.92)-5.844***(-6.22)－5.846**(2.46)
29.333***(22.41)
9.878**(2.24)-22.188***(-8.69)-0.227(-0.34)-11.287***(-22.57)
0.622***(4.06)
3.929***(21.20)3.405***(15.84)-6.116***(-6.39)－Firm fixed effect

Yes

Yes

Yes

Yes

Yes

Yes

Yes

Yes

Year controls

Yes

Yes

Yes

Yes

Yes

Yes

Yes

Yes

Industry controls

Yes

Yes

Yes

Yes

Yes

Yes

Yes

Yes

Market controls

Yes

Yes

Yes

Yes

Yes

Yes

Yes

Yes

Log likelihood-2475.60-2316.76-2475.59-2313.76-2838.75-2817.82-2838.67-2817.59

Observation

11,781

11,037

11,781

11,037

22,143

21,93922,143

21,939

ROA
Nonop
Risk
Cash
Debt
MtBr
Size
RetainFirmageCons

3.147***(3.08)-4.028(-1.03)-1.614(-0.71)-0.829(-1.39)-1.497***(-2.84)0.373***(3.97)
0.448**(2.33)
0.078(0.37)
3.883***(4.08)－

3.342***(3.26)-3.713(-0.94)-1.736(-0.76)-0.915(-1.53)-1.428***(-2.71)
0.422***(4.44)
0.556***(2.85)
0.083(0.39)
4.108***(4.31)－

3.137***(3.07)-4.037(-1.03)-1.640(-0.72)-0.828(-1.39)-1.495***(-2.84)0.372***(3.96)
0.456**(2.36)
0.075(0.36)
3.862***(4.05)－-1.265(-0.67)3.337***(3.25)-3.709(-0.94)-1.697(-0.74)-0.931(-1.56)-1.433***(-2.71)0.423***(4.44)
0.557***(2.85)
0.088(0.42)
4.114***(4.31)－(注) 1) 推計には固定効果ロジットモデルを使用し、firm-fixed effect をコントロールしている。また年次のコントロール (year controls) 、業種のコントロール (industry controls：東証業種分類) 、市場のコントロール (market controls：東京証券取引所一部、二部、マザーズ、ジャスダックの 4 市場) を加えている。
2) 推計に使用した変数の定義は、図表 1 に提示している。
3) ***：1%水準で有意**：5%水準で有意*：10%水準で有意を示し、括弧内は z 値を表す。

4

図表 5：費用構造とペイアウト水準との関係
従属変数

Div_asset

モデル(1)-0.0004**(-2.36)-0.005***(-12.07)

Cost structure
Top10_own(2)-0.0004**(-1.98)

Rep_asset(3)-0.002***(-2.62)-0.008***(-6.55)0.006***(9.40)

Fore_own
Cost structure×Top10_own(4)-0.001***(-2.67)(5)-0.001(-0.77)-0.017***(-12.75)

0.003**(2.11)(6)-0.001(-0.98)(8)0.001(0.27)-0.015***(-3.28)-0.001(-0.46)0.002**(2.00)

Cost structure
×Fore_own(7)-0.000(-0.15)0.003(0.46)-0.003(-0.55)0.053***(59.59)0.073***(21.44)-0.020***(-10.58)
0.000(0.60)-0.014***(-37.80)
0.003***(32.72)0.002***(16.85)0.005***(28.31)-0.003***(-10.18)0.009***(6.57)

0.052***(58.14)0.070***(20.21)-0.021***(-11.02)0.000(0.24)-0.013***(-34.99)
0.002***(29.69)0.001***(13.19)0.005***(27.43)-0.002***(-7.98)0.005***(4.08)

0.053***(59.63)0.073***(21.48)-0.020***(-10.60)
0.000(0.59)-0.014***(-37.78)0.003***(32.75)0.002***(16.84)0.005***(28.34)-0.003***(-10.14)0.010***(6.85)

0.003*(1.80)
0.052***(58.15)0.070***(20.19)-0.021***(-11.03)
0.000(0.25)-0.013***(-34.99)
0.002***(29.72)0.001***(13.20)0.005***(27.43)-0.002***(-7.98)0.005***(4.27)

Yes

Yes

Yes

Yes

Yes

Yes

Yes

Yes

Log likelihood

114917.72

110430.99

114919.72

110432.60

23237.79

23159.18

23237.94

23159.41

Observation

35,362

34,00335,362

34,00335,362

34,00335,362

34,003

ROA
Nonop
Risk
Cash
Debt
MtBr
Size
RetainFirmage
Cons
Year & Industry &Market controls

0.025***(7.39)
0.050***(4.18)-0.028***(-3.55)-0.001(-0.37)-0.080***(-6.64)0.003***(9.82)
0.002***(10.76)-0.001(-1.52)-0.000(-0.88)-0.030***(-10.43)0.023***(6.66)
0.051***(4.15)-0.029***(-3.65)0.000(0.04)-0.006***(-5.27)0.003***(9.65)
0.002***(10.27)-0.001**(-2.47)0.001*(1.68)-0.048***(-17.21)0.025***(7.37)
0.050***(4.17)-0.028***(-3.56)-0.001(-0.37)-0.008***(-6.64)0.003***(9.82)
0.002***(10.77)-0.001(-1.53)-0.000(-0.90)-0.031***(-8.90)-0.004(-0.68)0.023***(6.66)
0.051***(4.16)-0.029***(-3.65)0.000(0.03)-0.006***(-5.28)0.003***(9.65)
0.002***(10.26)-0.001**(-2.47)0.001*(1.69)-0.049***(-16.76)(注) 1) 推計には変量効果トービットモデルを使用し、年次のコントロール (year controls) 、業種のコント
ロール (industry controls：東証業種分類) 、市場のコントロール (market controls：東京証券取引所
一部、二部、マザーズ、ジャスダックの 4 市場) を加えている
2) 推計に使用した変数の定義は、図表 1 に提示している。
3) ***：1%水準で有意**：5%水準で有意*：10%水準で有意を示し、括弧内は z 値を表す。

5

図表 6：業績不振時に 所有構造が費用構造と配当水準の関係に及ぼす影響
従属変数

Div_asset
Fore_high

モデル

(1)
0.000
(1.29)-0.002**(-10.90)

Cost structure
Redink_lag

(2)
0.001
(1.45)

Fore_low(3)
0.000(0.82)-0.004***(-4.67)-0.001***(-5.24)

Nega_shock_lag
Cost structure×
Redink_lag
Cost structure×
Nega_shock_lag(4)-0.000(-0.17)(5)-0.001***(-4.08)-0.002***(-15.11)-0.003***(-4.74)(6)-0.001***(-3.63)(7)-0.002***(-4.04)-0.003***(-4.24)(8)-0.002***(-3.89)-0.001***(-5.06)0.002*(1.84)-0.001**(-2.40)0.000(0.51)

0.051***(29.05)0.079***(13.25)-0.007*(-1.93)-0.001(-0.69)-0.012***(-16.52)
0.003***(19.95)0.001***(4.84)
0.004***(11.20)-0.002***(-3.33)0.010***(4.79)

0.054***(30.43)0.074***(12.34)-0.011***(-2.99)-0.001(-1.23)-0.013***(-17.09)
0.003***(22.12)0.001***(5.08)
0.004***(11.18)-0.002***(-3.28)0.009***(4.10)

0.051***(29.00)0.079***(13.25)-0.008**(-1.99)-0.001(-0.72)-0.012***(-16.56)
0.003***(19.92)0.001***(4.84)
0.004***(11.23)-0.002***(-3.35)0.010***(4.88)

0.002***(3.61)
0.054***(30.41)0.074***(12.25)-0.011***(-2.89)-0.001(-1.22)-0.013***(-17.05)
0.003***(22.13)0.001***(5.10)
0.004***(11.23)-0.002***(-3.29)0.010***(4.34)

Yes

Yes

Yes

Yes

Yes

Yes

Yes

Yes

Log likelihood

36194.52

34391.50

36196.20

34398.03

28467.04

26856.71

28467.17

26857.67

Observation

10,386

9,861

10,386

9,861

9,952

9,434

9,952

9,434

ROA
Nonop
Risk
Cash
Debt
MtBr
Size
RetainFirmage
Cons
Year & Industry &Market controls

0.056***(34.36)
0.033***(4.65)-0.025***(-7.15)0.002***(2.62)-0.013***(-22.38)
0.002***(13.75)0.001***(6.01)
0.005***(16.18)-0.003***(-7.57)0.009***(4.36)

0.061***(36.03)0.032***(4.38)-0.030***(-8.31)0.002**(2.22)-0.014***(-21.84)
0.002***(12.67)0.001***(6.03)
0.005***(16.18)-0.003***(-7.83)0.009***(4.28)

0.056***(34.30)0.033***(4.66)-0.025***(-7.15)0.002***(2.63)-0.014***(-22.39)0.002***(13.76)0.001***(6.02)
0.005***(16.18)-0.003***(-7.57)0.009***(4.38)

0.001(1.39)
0.061***(35.91)0.032***(4.38)-0.029***(-8.27)0.002**(2.24)-0.014***(-21.86)
0.002***(12.65)0.001***(6.03)
0.005***(16.18)-0.003***(-7.84)0.009***(4.37)(注) 1) 推計には変量効果トービットモデルを使用し、年次のコントロール (year controls) 、業種のコント
ロール (industry controls：東証業種分類) 、市場のコントロール (market controls：東京証券取引所
一部、二部、マザーズ、ジャスダックの 4 市場) を加えている。
2) Fore_high (Fore_low) は外国人持株比率の高い (低い) 企業を表す。この 2 変数の定義は、図表 3 の脚注 3) を参考にすること。Redink_lag は前年に営業利益が赤字になった企業を、Nega_shock_lag
は Michaely and Roberts [2012] の Negative earnings shock の 1 期ラグを指す。その他の変数とNega_shock_lag の定義は、それぞれ図表 1 と本稿の脚注 42 に示している。
3) ***：1%水準で有意**：5%水準で有意*：10%水準で有意を示し、括弧内は z 値を表す。

6

図表 7：費用構造の変化と所有構造の関係
モデル

(1)

(2)

(3)

従属変数

Ln_Cost_Vol

Cost_Vol_indus

Cost_Vol_mar

0.519**(2.31)

1.002**(2.37)

0.810*(1.90)-0.633*(-1.94)2.689**(2.03)-7.139***(-8.77)0.056(0.32)-0.246(-0.39)7.938***(3.00)-11.517***(-7.94)-0.117(-0.36)-0.057(-0.09)5.818**(2.15)-15.237***(-10.21)-0.097(-0.29)-0.363*(-1.83)-0.460(-1.56)-0.943***(-3.13)-0.038(-1.35)-0.013(-0.21)0.177(1.43)-0.071(-1.29)0.056(0.51)
0.398*(1.95)-0.036(-0.64)-0.041(-0.37)0.291(1.39)

Firmage

1.016**(2.45)-1.425***(-3.36)-0.728*(-1.75)Cons-7.272***(-4.25)

Fore_own
ROA
Nonop
Risk
Cash
Debt
MtBr
Size
RetainFirm fixed effects
Year & Industry &Market controls
R-square

－

－

Yes

Yes

Yes

Yes

Yes

Yes

-8323.59-7989.34

26,801

26,607

0.098

Log likelihood
Observation

22,742(注) 1) 図表 7 は配当を支払っている企業を対象に、将来における変動費の変動と外国人持株比率の関係を検証している。将来における変動費の変動は、以下の 3 変数で表現した。Ln_Cost_Vol は現在から 4 年分 (t～t+4) の Cost structure の標準偏差 (Cost_Vol) を計算し、自然対数をとった変数である。
Cost_Vol_indus (Cost_Vol_mar) は、Cost_Vol の業種 (市場) メディアンを算出し、Cost_Vol がこのメディアンを上回る企業を 1 とするダミー変数を指す。コントロール変数の定義は、図表 1 に提示している。
2) モデル (1) は OLS を、(2)、(3) はロジットモデルを使用している。すべてのモデルで Firm fixed
effect を考慮した。また年次のコントロール (year controls) 、業種のコントロール (industry
controls：東証業種分類) 、市場のコントロール (market controls：東京証券取引所一部、二部、マザーズ、ジャスダックの 4 市場) を加えている。
3) ***：1%水準で有意**：5%水準で有意*：10%水準で有意を示す。

4) モデル (1) は頑健性を考慮した t 値を、(2) と (3) の括弧内は z 値を表す。

7

証券経済研究第99号（2017.9）

ペイアウト政策に関する実証分析―費用構造と所有構造からの検証―
篠 﨑 伸 也ナム ホチョル
要

旨

本稿は企業の費用構造（Cost structure）と所有構造からペイアウト政策を検証し，以下の主要結果を得た。第 1 に Kulchania［2016］とは異なり，変動費比率の高い企業ではなく固定費比率の高い企業が配当を選択していた。しかし第 2に，変動費比率が高く外国人持株比率の高い企業は配当を選択する傾向がみられた。この結果は，次のように解釈できる。外国人株主は情報の非対称性を緩和するために，ペイアウトを要求するとされている。また企業がエージェンシー問題を抑制する目的で，投資家に現在の配当水準を維持していくというコミットメン
トが強い配当を利用すると言われている。よって外国人持株比率の高い企業は変動費を調整し外国人の増配要求に応えると同時に，コーポレート・ガバナンスの改善を図っている。第 3 に変動費比率が高く大株主が多い企業はペイアウトしないという仮説は支持されず，むしろ配当を支払う傾向にあった。従来，大株主は深刻な情報の非対称性に直面する可能性は低く，ペイアウトを多く要求する傾向はみられなかった。しかし近年，株式持合いの解消が進みそのメリットが享受されにくくなったため，大株主も配当を通して株主価値の最大化を目指していると予想される。
さらに追加的な検証を行った結果，外国人株主が多い企業は①業績不振時に変動費を調整し配当を支払う，②配当を継続するために，将来的に発生する変動費を現在から調整することが明らかとなった。
目次

Ⅰ．はじめに3 ．コントロール変数

Ⅱ．先行研究のレビューと仮説設定

4 ．記述統計量

Ⅲ．サンプルとデータ

Ⅳ．実証結果1 ．従属変数

1 ．単変数分析

2 ．独立変数

2 ．多重回帰分析

51

ペイアウト政策に関する実証分析
Ⅴ．追加的な検証
1 ．業種および市場調整した費用構造とペイアウト水準との関係の関係に及ぼす影響
3 ．変動費の変動と所有構造の関係
Ⅵ．結論

2 ．業績不振時に所有構造が費用構造と配当水準

は利益の調整が難しく，ペイアウトを控える

Ⅰ．はじめにか，ペイアウトをするとしても自社株買いを選択するとしている。しかし固定費（変動費）とMiller and Modigliani［1961］は，完全市場

ペイアウトの間に負（正）の関係があるというという理論上の世界を前提とするとペイアウト

証拠は得られても，どのような企業が変動費の（配当と自社株買い）は株主の富に影響しない

調節を通じてペイアウトしているかという点まと主張した。にもかかわらず，多くの既存研究で明らかにされていない。本稿では，このリは，現実の世界でこの主張が成立していないと

サーチクエスチョンにアプローチするために所指摘している。実際に多くの企業が配当水準の有構造の違いに着目する。伝統的に日本企業で維持，将来的に負担となる増配の回避に注意を

は株式持合いが進展し，銀行や法人を中心とす

払うとともに，自社株買いの金額や頻度を増やる大株主が顕著にみられた。しかし1997年の銀1）している 。このギャップが発生する原因を究

行危機を契機に銀行や法人といったインサイ明するために，先行研究は様々な観点から検証

ダーによる株式所有から，外国人株主によるアを重ねている。特に①情報の非対称性，②エー

ウトサイダーによる株式所有へシフトしていっジェンシー関係，③税金，④投資家の心理や選た4）。大株主は株式持合いを通じて情報の非対好に基づく研究は，数多く存在する2）。

称性を緩和していたため，ペイアウトを実施す

本稿の目的は，従来の研究であまり注目される必要は少なかったとされる5）。一方，Babaてこなかった視点から，このギャップが生じる［2009］によれば外国人株主は深刻な情報の非原因を検証することにある。具体的には企業の対称性に直面しているため，ペイアウトを要求

費用構造（Cost structure）に焦点を当てる。

するとしている。このように株主のタイプがペ費用構造とは，企業が負担する固定費と変動費

イアウトに影響するのであれば，企業はペイアの構成を意味する。固定費は売上高をベースとウトの原資を確保する 1 つの手段として変動費

した操業度が変化しても毎期一定して発生するを調整する可能性がある。本稿は2000年から費用であるのに対し，変動費は操業度によって2015年に東京証券取引所一部，二部，マザー

増減する費用を表す3）。費用構造に立脚した研ズ，ジャスダックに上場する日本企業を対象

究蓄積は総じて多いとは言えないなかで，Kul-に，この可能性を検証している。

chania［2016］が分析を試みている。Kulcha-

本稿の主要結果は次のとおりである。第 1 に

nia［2016］は売上高が変動する状況下では，

Kulchania［2016］とは異なり，変動費比率の変動費よりも固定費のほうが調整しにくいと述高い企業が配当を選択していなかった。しかしべている。この結果，固定費の割合の高い企業

第 2 に所有構造を考慮すると変動費比率の高い

52

証券経済研究第99号（2017.9）

企業のうち，外国人持株比率の高いグループがに費用構造からペイアウト政策を分析したこと

配当を選択する傾向が観察された。この結果である。筆者が既存研究を概観するかぎり，費は，次のように解釈できる。先述のとおり外国用構造に着目した研究蓄積は総じて少ない。第人株主は情報の非対称性を緩和するために，ペ2 に Kulchania［2016］を拡張し，費用構造とイアウトの増額を要求している。近年の日本企

ペイアウト政策の関係性についてコーポレー

業において，外国人株主がペイアウトの増加を

ト・ガバナンスの観点から検証を加えている点

求める傾向が顕著になっている。また企業が経である。第 3 に日本企業を対象としたことで，営者・株主間のエージェンシー問題を抑制する

Kulchania［2016］でサンプルとしたアメリカ

ために，現在の水準を維持するというコミット

企業との差異が明確になった点である。これら

メントの強い配当を利用するという指摘もあの点を踏まえると，本稿はペイアウト研究にお6）る 。よって外国人持株比率の高い企業は変動

けるリサーチギャップを埋めており，一定の意

費の調整を通じて外国人の増配要求に応えると義がある。

同時に，コーポレート・ガバナンスの改善を

本稿の構成は次のとおりである。第Ⅱ節で図っていると考えられる。第 3 に変動費比率がは，先行研究のレビューを行ったうえで本稿の高く大株主が多い企業ほどペイアウトを実施し仮説を提示する。第Ⅲ節では，本稿で使用するないという仮説は棄却され，むしろ配当を支払

データとサンプルについて説明する。第Ⅳ節はう 傾 向 が み ら れ た。Dewenter and Warther

本稿の仮説について実証分析を行い，第Ⅴ節で［1998］が指摘するように，従来の日本企業では追加的な検証を実施する。最後に本稿の結論

は株主・経営者間の情報の非対称性は深刻ではを提示する。

なく，大株主はペイアウトの増額を要求する可能性は低いとされていた。しかし株式持合いの解消が進み，企業が株式持合いによる様々なメ

Ⅱ．先行研究のレビューと仮説設定

リットを享受しにくくなった結果，大株主もコ
ミットメントの強い配当を通して株主価値の最Lintner［1956］は実際のアメリカ企業の配大化を目指す必要が出てきたと考えられる。

当政策をサーベイ調査し，企業は設定した目標

よって大株主が存在する場合も，企業は変動費配当額に向けて長期的に配当額を調整していくの調整を通して配当支払いに応じていると解釈と報告した。この報告は，実際の株式市場におできる。

いて投資家が減配に否定的な反応するという示

さらに本稿は追加的な検証を行っている。そ唆を含み，減配が株価を低下させたとする実証の結果，業績不振時において，外国人株主が多結果も報告されている7）。この意味で，配当はい企業は変動費の調整を通して配当を支払って投資家に対し現在の水準を維持するというコいた。また外国人株主が多い企業は配当を継続

ミットメントを強く持っている8）。対照的に自するために，将来的に発生する変動費を現在か

社株買いは経営者の裁量で金額や実施頻度を柔ら調整する傾向がみられた。

軟に変更でき，投資家も配当ほど自社株買いの本稿の貢献は次の 3 点にまとめられる。第 1

変更に否定的な評価を与えないと言われてい53

ペイアウト政策に関する実証分析る9）。このため実際の企業は配当と自社株買いする費用を表している14）。費用構造に基づくの選択に対し注意を払う必要があり，いくつかと，企業は固定費の多い企業と変動費の多い企の実証研究は両者の間に代替関係を確認してい業の 2 つに分類できる。固定費は企業の売上に10）。しかしながら Miller and Modigliani

関係なく毎期一定して発生するため，企業に［1961］は，完全市場を前提とするとペイアウ

とって金額の調整が難しい。よって固定費のトが株主の富に影響を及ぼさないと主張してい高い企業は，固定的な費用構造（Fixed cost

る。このようにペイアウト政策に関しては理論

structure）を持っている。反対に変動費は売上の世界と現実の間にギャップが生じており，

上高に左右される余地が大きく固定費よりもこのギャップを埋めるべく既存研究は様々な説

調整しやすいため，この割合が高い企業は柔明を試みている。

軟性の高い費用構造（Flexible cost structure）

る

企業と投資家の間に存在する情報の非対称性を有している。Kulchania［2016］は上記のようやエージェンシー関係に立脚した研究に着目すに費用構造を二分したうえで，固定費比率の高ると，ペイアウトは将来の収益水準を伝達するい企業ほどペイアウトを控え，仮にペイアウト

機能やエージェンシー問題を抑制する効果を持するとしても自社株買いを選択すると主張して11）つとされている 。ケータリング理論によれいる。この結果は，上述のように投資家が減配ば，企業は投資家の需要に応じてペイアウトをに否定的な反応を見せるとすれば，変動費比率12）。このほかにもペの高い企業は変動費を調整し配当を実施する可

イアウト手段の間には税制上の違いがあり，投能性を示唆している。換言すれば，変動費比率

資家のリターンに関わってくる。よって企業はの高い企業のほうが投資家に対するコミットメ

税制の違いを考慮しながら，ペイアウト政策をントの強い配当を選択する確率は高くなる。こ

実施すると考えられている13）策定する必要がある。

こまでを整理すると，次の仮説が提示される。

このように既存研究の多くは企業がペイアウトを実施する要因を，①情報の非対称性，②

仮説 1 － 1

エージェンシー関係，③税制，④ペイアウト手

率の高い企業よりも配当を選択する。

変動費比率の高い企業は固定費比段の違いに求めている。しかしこれらの観点に基づく研究蓄積は厚くなっている一方で，他の仮説 1 － 1 とは対照的に，固定比率の高い企側面からのアプローチは不足しているように思業が配当を選択する可能性も残されている。一わ れ る。 そ の 1 つ と し て， 費 用 構 造（Cost

般に固定費が多くなると，営業レバレッジの影

structure） が 指 摘 で き る。Kulchania［2016］

響で営業利益が大きく変動すると言われていは1987年から2014年のアメリカ企業を対象に，る。営業レバレッジは，売上高の変化が費用構

費用構造とペイアウトの関係を検討している。

造を通して営業利益にどの程度の変化をもたら費用構造とは，企業が負担する固定費と変動費すかを示した指標である。先述のように費用構の構成を指す。固定費は売上高をベースとした

造は固定費と変動費の構成を意味するため，固操業度が変化しても毎期一定して発生する費用定費比率の高い企業では，変動費の割合は相対であるのに対し，変動費は操業度によって増減的に低下する。この結果，固定費の多い企業で

54

証券経済研究第99号（2017.9）

損益分岐点15）を上回る売上高が得られれば，営している。この結果は，次のように解釈でき

業利益は増加することになる。このように営業る。日本では株式持合いの進展に伴って，金融

レバレッジは固定費比率の高い企業の営業利益

機関や企業が大株主となるケースが多かった。

を押し上げる効果を持つ。仮に日本企業が平均

大株主は様々な方法で経営者をモニタリングす的に損益分岐点以上の売上高を得ているとすれる機能を担っており，経営者・株主間のエー

ば，営業利益を十分に確保できるため，固定費

ジェンシー問題を緩和させる効果を持ってい比率の高い企業のほうがペイアウトしやすいとる。このため大株主が存在する企業では，その予想される。実際に Saibene［2016］は営業レ

緩和を目的としてペイアウトを実施する必要がバレッジと保有現金の間に正の関係があると報ないということになる。仮説 1 － 1 を踏まえれ告し，固定費の多い企業がペイアウトする可能ば，変動費が多くても大株主がいるケースでは性が示唆されている。特に配当は現在の水準を

ペイアウトは実施されないと予想される。これ維持するというコミットメントを強く持つたに対して外国人持株比率と配当政策について

め，固定費の多い企業が配当を選択する確率はは，Baba［2009］が両者の間に正の関係があ高くなる。以上から次の仮説が導かれる。

ると報告している。外国人株主は大株主よりも深刻な情報の非対称性に直面しており，ペイア

仮説 1 － 2

固定費比率の高い企業は変動費比率の高い企業よりも配当を選択する。

ウトの増額を好むとされている。実際に近年の日本企業を概観すると外国人株主が企業経営に関与し，ペイアウトの増加を要求する傾向が顕

他方で，日本企業はアメリカ企業とは異なる著になっている。また経営者・株主間のエー所有構造を抱えている。Shinozaki et al.［2016］

ジェンシー問題を抑制するという意味では，配は，日本企業が所有構造の集中するグループと当 の ほ う が 有 効 で あ る と 考 え ら れ て い る。

分散するグループに二分できると述べている。

John and Knyazeva［2006］ が 指 摘 す る よ う

伝統的に日本では企業や銀行の間で株式持合いに，配当は投資家に対し現水準を維持するといが進展したことで，銀行や法人を中心とする大うコミットメントが強いため，自社株買いより株主が顕著にみられた。しかし1997年の銀行危も余剰現金の削減が期待できるためである。

機を契機に銀行や法人といったインサイダーに

よって次の仮説が提示される。

よる株式所有から，外国人投資家によるアウト
サイダーによる株式所有にシフトしていっ16）。このような変化は日本企業に対する外国

た

人投資家のインパクトを強めた一方で，法人株

仮説 2

変動費比率の高い企業のうち，大株主

持株比率の高いグループは低いグループよりもペイアウトを実施しない。

主のステータスを弱めていった。
このような所有構造の違いは，ペイアウト政

仮説 3

変動費比率の高い企業のうち，外国人

策 に 影 響 を 及 ぼ し て い る。Dewenter and

持株比率の高いグループは低いグループよりもWarther［1998］によれば，日本企業はアメリ配当を選択する。

カ企業ほど減配や無配転落に抵抗を持たないと55

ペイアウト政策に関する実証分析

水準は Rep_asset を使用する。Rep_asset は株

Ⅲ．サンプルとデータ

主資本等変動計算書の自己株式の取得金額を総資産で割って算出した変数を指す。なお従属変第Ⅲ節では，最初に本稿のサンプルとデータに関して説明する。その後，実証分析で使用する変数の定義について述べる。分析に使用する数の定義は，下記の図表 1 に提示されている。

2．独立変数サ ン プ ル は 日 経 NEEDS-FinancialQUEST か（ 1 ） 費用構造の代理変数ら抽出し，サンプル期間は2000年から2015年のこ こ で は， 本 稿 の 主 要 な 独 立 変 数 で あ る

15年間である。サンプル企業は東京証券取引所

Cost structure の推計方法を説明する。企業が一部，二部，マザーズ，ジャスダックに上場す負担する費用は固定費と変動費の 2 種類に大別る企業である。ただし規制企業（銀行，保険，でき，各費用について損益計算書から該当する証券，電力・ガス）については，財務政策が規項目を見つけることはできる。しかし一般に企制の影響を受ける可能性があるため除外し業は費用構造に関する情報を詳細に開示していた17）。また使用した財務データは，単独決算にないため，正確に把握することが難しい19）。そ基づいている。また本稿では以下で定義するす20）
こで Kulchania［2016］は，Kahl et al.［2012］

べての変数について，分布の上下 1 ％から外れが提示した次の手順にしたがって費用構造る数値を上下 1 ％の数値に置き換える処置を施（Cost structure）を推計している。本稿もした18）。その結果，総サンプル数は図表 1 のとKulchania［2016］の手法をサンプル企業に適おり46,042firm-years（3,475社）となったが，用し，推計された Cost structure を費用構造変数によってサンプル数に違いが出ている。分

の代理変数とする。

析に使うデータがすべて揃うサンプルに限れ最初に⑴式にしたがい，各企業について今期

ば，その分だけサンプル数が減少する危険性がの売上高の期待値（E［Sit］）と今期の営業費用ある。そこで本稿はサンプルを制限せず，分析の期待値（E［Cit］）を算出する。売上高の期待に使用できるデータをすべて採用している。

値（E［Sit］）は，過去 2 年間の売上高成長率の1．従属変数

幾何平均を算出しこの平均に前期の売上高を乗じた値である。同様に営業費用の期待値（E

配当政策を表す従属変数として，以下の 4 種［Cit］）も過去 2 年間の売上高成長率の幾何平類を採用した。Div_payer は配当を支払った企均に，前期の営業費用をかけ合わせて計算して業を 1 ，それ以外を 0 とするダミー変数を指いる21）。

す。Div_asset は利益剰余金からの普通配当総額をそれぞれ総資本で除して算出し，企業の配当水準を意味する。もう 1 つの従属変数である

E［Sit］＝Si,t－1 ⎛ Si,t－1 ⎞；⎝ Si,t－3 ⎠自社株買いについても，次の 4 種類を採用しand E［Cit］＝Ci,t－1 ⎛ Ci,t－1 ⎞⎝ Ci,t－3 ⎠ 

た。Repurchaser は自社株買いを実施した企業

本 稿 に お け る 営 業 費 用 は 日 経 NEEDS-Fi-に 1 を与えるダミー変数である。自社株買いのnancialQUEST の定義に基づき，①売上原価，

56⑴

証券経済研究第99号（2017.9）②販管費，③金融費用，④割賦販売未実現利

えないことを意味し，固定費比率の高い企業と益・返品調整引当金差額の 4 つの合計額を使解釈できる。本稿の仮説 1 － 1 （仮説 1 － 2 ）用する。なおこの 4 つの項目が欠損値の場合はを支持するのであれば，Cost structure と配当ゼロとして営業費用を計算している。そのうえ

支払いの代理変数の間に正（負）の関係が観察

で⑵式に基づき，今期の売上高と営業費用の成される一方で，自社株買いとの間には負（正）長率から⑴式の売上高と営業費用の期待値を控の関係，または非有意な関係が現れると予想さ除した値（USit と UCit）を計算した。

れる。

［ USit］＝［S －E［S ］］；
i,t

Si,t－1it［C －E［C ］］

and［ UCit］＝i,t

Ci,t－1it（ 2 ） 所有構造の代理変数⑵

仮説 2 および 3 を検証するため，本稿は外国人持株比率（Fore_own）と上位10大株主持株⑵式の USit と UCit はそれぞれ，期待値を超過比率（Top10_own）を採用した22）。上位10大株した売上高成長率と営業費用である。これらの主持株比率は，日経 NEEDS-FinancialQUEST

値が正であれば，企業の売上高が予測値以上にに収められている当該企業における期末現在の成長している一方で，営業費用は予測値以上に上位10大株主の持株数と発行済み株式数のデー増加している。次に以下の⑶式にしたがい，各タをもとに算出した。同じように外国人持株比

企業について USit を独立変数，UCit を従属変数

率は，同データベースの外国法人等所有株式数とした RW（Rolling-Window）回帰分析を実と発行済み株式数から計算した。本稿の仮説 2施した。つまり各企業について 6 年間（Year- 6と 一 致 す る 場 合， 変 動 費 比 率 の 高 い 企 業 で～Year 0 ）のイベントウィンドウを設定し，Top10_own とペイアウトの間に負の関係が予

このウィンドウをサンプル期間（2000～2015

想される。他方，仮説 3 と整合的であれば，変年）の範囲で移動させながら⑶式の回帰分析を

動費比率の高い企業で Fore_own が配当に正の繰り返し行った。この際，USit と UCit が ６ 年間効果を与えると予想される。

欠損値とならないサンプルのみを対象としている。そして各ウィンドウの推計から得られた
USit の係数を費用構造の代理変数（Cost structure）とした。

3．コントロール変数
企業のペイアウト政策に関係する様々な要因を調整するために，以下のコントロール変数を

UCit＝Cost structure× USit＋∈i,t , t ε［－6,0］
⑶推 計 に 加 え る。ROA は 企 業 の 利 益 水 準 を 示⑶式から明らかなように，Cost structure はし，この水準の高い企業ほどペイアウトを実施

売上高の変化が営業費用の変化に与える感応度する可能性は高い23）。Nonop は企業の一時的を表している。Cost structure の係数が高い場

なキャッシュフローの代理変数で，このキャッ合，売上高の成長に比例して営業費用が増加しシュフローが多い企業では，柔軟性の高い自社ているため，この係数が高い場合は変動費比率

株買いが好まれている24）。また過度な余剰現金の高い企業と判断できる。反対にこの係数が低は過大投資問題を引き起こす危険性があるとさい場合は，売上高の増加に伴って営業費用が増れ，ペイアウトの増額が期待されている25）。し57

ペイアウト政策に関する実証分析

たがって Cash（現金・預金／総資産）を採用

ともに，社歴を表す変数34）（Firmage）をコンする26）。なおこの問題は投資機会が乏しい企業

トロールしている。最後に上記のコントロール

や成熟企業で深刻化するため，ペイアウトが推変数とは別に，年次ダミー，業種ダミー，市場

27）

28）

奨 さ れ て い る 。 そ こ で 時 価・ 簿 価 比 率

ダミー35） を加えた。コントロール変数の定義（MtBr）と留保利益率29）（Retain）の 2 変数をは，図表 1 にまとめられている。

取り上げる。Debt は有利子負債比率30）を表し，
ペイアウトとの間に負の関係があると指摘され4．記述統計量ている31）。Risk（ 4 年間（Year- 4 ～Year 0 ）の

図表 2 は，本稿で用いるデータの記述統計量

ROA の標準偏差）は営業利益のボラティリティである。ペイアウトを表す従属変数に着目するを意味し，収益変動の高い企業は配当を避けると，Div_payer が 1 をとる観測数は約82％であ32）。また大企業や社歴の長い企る 一 方 で，Repurchaser が 1 を と る 観 測 数 は業では情報の非対称性が低く外部資本調達しや

21 ％ と 2 割 程 度 し か 占 め て い な い。 さ ら に

すい環境にあるため，ペイアウトする可能性は

Div_asset と Rep_asset はそれぞれ平均で0.9％高い33）。一 方で Lintner［1956］や Brav et al.

と0.1％を示し，配当水準のほうが相対的に高［2005］が示唆するように，社歴の長い企業ほい。よって本稿のサンプルに依拠する限り，日ど配当を継続するとされている。そこで本稿は本では自社株買いよりも配当を選択する企業の企業規模を示す変数（Size）を推計に含めるとほうが圧倒的に多いことがわかる36）。

と言われている

図表 1

58

変数の定義

変数

変数の定義

Div_payer

配当を支払った場合を 1 ，それ以外を 0 とするダミー変数

Div_asset

利益剰余金からの普通配当総額／総資産

Repurchaser

自社株買いを実施した企業を 1 ，それ以外を 0 とするダミー変数

Rep_asset

株主資本等変動計算書の自己株式の取得金額／総資産

Cost structure

Ⅲ節の式⑴～⑶に基づいて，算出。

Fore_own

外国法人等所有株式数／発行済み株式総数

Top10_own

上位10大株主持株数／発行済み株式総数

ROA

営業利益／総資産

Nonop

営業外収益／総資産Debt

有利子負債／総資産

Risk

4 年間（Year- 4 ～Year 0 ）の ROA の標準偏差

Cash

現金・預金／総資産

MtBr（負債簿価＋株式時価）／総資産簿価

Size

総資産の自然対数

Retain

留保利益／自己資本

Firmage

企業の存続年数の自然対数

証券経済研究
図表 2
平均

標準偏差

第1四
分位点

第99号（2017.9）

記述統計量
メディア
ン

第3四
分位点

最大値

最小値

観測数

Div_asset

0.009

0.010

0.003

0.007

0.012

0.054

0.000

46,042

Rep_asset

0.001

0.006

0.000

0.000

0.000

0.047

0.000

46,042

Cost
structure

0.918

0.195

0.830

0.955

1.024

1.444

0.250

37,585

Fore_own

0.088

0.108

0.008

0.043

0.133

0.483

0.000

37,631

Top10_own

0.512

0.160

0.386

0.500

0.635

0.882

0.176

39,240

ROA

0.045

0.068

0.014

0.036

0.070

0.287

-0.22545,966

Nonop

0.012

0.012

0.004

0.008

0.015

0.068

0.000

45,347

Risk

0.031

0.042

0.010

0.018

0.034

0.281

0.002

45,207

Cash

0.152

0.144

0.051

0.107

0.204

0.697

0.001

46,024

Debt

0.293

0.268

0.036

0.241

0.485

0.948

0.000

44,807

MtBr

1.233

0.809

0.832

1.006

1.305

5.893

0.450

42,022Size

10.172

1.706

9.074

10.087

11.18114.7695.984

46,042Retain

0.322

0.314

0.040

0.333

0.570

0.921

-0.84645,968Firmage

3.679

0.744

3.401

3.932

4.159

4.682

1.099

45,647

ダミー変数が 1 となる観測数（割合）Div_payer

37,571（0.816）

Repurchaser

9,664（0.210）（注） Div_payer と Repurchaser を除いたすべての変数について，分布の上下１％から外れる数値を上下１％の数値に置き換える処置を施している。

Cost structure の平均値とメディアンはそれ（0.512）と比較すると，0.088と著しく低い。

ぞれ0.918と0.955である。Kulchania［2016］は以上の点は，日本企業が①大株主による集中所

その平均値を0.567，メディアンを0.916と報告有が顕著なグループと②外国人株主による分散している。本稿と Kulchania［2016］とではサ所有が進んでいるグループに二分される可能性

ンプル期間やサンプル数が異なるため単純な比を含んでいる37）。

較はできないが，変動費比率の高い企業はアメリカよりも日本のほうが多いことを示唆していⅣ．実証結果る。外国人持株比率（Fore_own）に注目すると，その最大値は約50％であるのに対し最小値
は 0 ％に近い値を示している。対照的に上位10

1．単変数分析

大株主持株比率は最大値でおよそ90％，最小値（ 1 ） 費用構造とペイアウト手段の選択でも18％弱となっている。また外国人持株比率

図表 3 は，本稿の 4 つ仮説を検証するためにの 平 均 値 は 上 位10大 株 主 持 株 比 率 の 平 均 値実施した単変数分析の結果である。パネル A

59

ペイアウト政策に関する実証分析

は変動費の高い企業（Flexible cost structure）

年における各企業の Cost structure が上位30％と 固 定 費 の 高 い 企 業（Fixed cost structure）の値を上回るサンプルを Flexible cost struc-について，配当と自社株買いの水準をそれぞれ

ture，下位30％を下回るサンプルを Fixed cost

比較した。なお変動費の高い企業と固定費の高structure とした。また企業の配当と自社株買い企業を区別するために，本稿は Kulchania

いの水準を表す変数として，図表 2 で定義した［2016］にならい，それぞれ Flexible cost struc-Div_asset と Rep_asset を用いている。

ture と Fixed cost structure と い う 2 つ の ダ

図表 3 のパネル A から Flexible cost struc-

ミー変数を定義した。これらの変数を作成する

ture のグループのほうが Div_asset の平均値がた め に， ま ず サ ン プ ル 期 間 の 各 年 に つ い て低く，Fixed cost structure との差も有意であ

Cost structure を上下30％に分けた。そして各

ることがわかる。Flexible cost structure と

図表 3

費用構造とペイアウト水準の関係

パネル A
Flexible cost structure（N＝19,725）

Fixed cost structure（N＝11,268）

平均の差
（①－③）

メディアンの差（②－④）①平均②メディアン

③平均④メディアン

Div_asset

0.009

0.007

0.010

0.008

-0.001***-0.001***

Rep_asset

0.001

0.000

0.002

0.000

0.000***

0.000***

平均の差
（①－③）

メディアンの差
（②－④）

パネル B
Flexible cost structure ＆Top10_high（N＝4,975）

Flexible cost structure ＆Top10_low（N＝3,845）①平均②メディアン

③平均④メディアン

Div_asset

0.011

0.008

0.009

0.007

0.002***

0.001***

Rep_asset

0.001

0.000

0.002

0.000

-0.002***0.000***

平均の差
（①－③）

メディアンの差
（②－④）

パネル C
Flexible cost structure ＆
Fore_high（N＝3,992）

Flexible cost structure ＆
Fore_low（N＝4,328）①平均②メディアン

③平均④メディアン

Div_asset

0.014

0.011

0.008

0.006

0.007***

0.005***

Rep_asset

0.003

0.000

0.001

0.000

0.002***

0.000***（注）1） Div_asset と Rep_asset はそれぞれ配当と自社株買いの水準を示し，定義は図表１に提示した。
2） パネルＡの Flexible cost structure と Fixed cost structure はそれぞれ，変動費比率または固定費比率の高い企業を指す。Flexible cost structure（Fixed cost structure）は各年について Cost structure の上位（下位）30％を計算し，各企業の Cost structure がこの水準を上（下）回るサンプルを表す。
3） パネルＢとＣではそれぞれ，変動費比率の高い企業を上位10大株主持株比率（Top10_own）と外国人持株比率（Fore_own）をもとに分割し，ペイアウト水準を比較している。Flexible cost structure ＆ Top10_high（Top10_low）は変動費
比率が高い企業のうち上位10大株主持株比率が高い（低い）サンプルを，Flexible cost structure ＆ Fore_high（Fore_low）は変動費比率が高い企業のうち外国人持株比率が高い（低い）サンプルである。なお Top10_high（Top10_low）はTop10_own が各年の Top10_own の上位（下位）30％を上回る（下回る）企業を意味し，Fore_high（Fore_low）はFore_own が各年の Fore_own の上位（下位）30％を上回る（下回る）企業を指す。
4） ***：１％水準で有意 **：５％水準で有意 *：10％水準で有意を示す。

60

証券経済研究第99号（2017.9）

Fixed cost structure の Div_asset の メ デ ィ アlow）に分割する。また変動費比率が高く外国ンを検討すると，前者のほうが低く両グループ

人 持 株 比 率 の 高 い グ ル ー プ（Flexible costについて 1 ％水準で有意な差がみられた。このstructure ＆ Fore_high）と外国人持株比率の結果は，日本では変動費の多い企業が相対的に低いグループ（Flexible cost structure ＆ Fore_

配当する可能性が低いことを示唆している。一low）に分ける。このサンプル分割は次の手順

方 で 自 社 株 買 い に 注 目 す る と Flexible costに 依 拠 し た。 ま ず Top10_high（Fore_high）

structure の Rep_asset の 平 均 値 の ほ う が 低と Top10_low（Fore_low） と い う 上 位10大 株

く，Fixed cost structure との間に有意な差が

主持株比率（外国人持株比率）の高いグループ

表れた。しかし Rep_asset のメディアンは両グと 低 い グ ル ー プ を 識 別 す る 基 準 を 設 け た。

ループ間で有意差を示したにもかかわらず，とTop10_high と Fore_high は 各 年 に お け る

もにゼロであった。この結果は，図表 2 が表す

Top10_own と Fore_own の70パーセンタイル

ように自社株買いを実施する企業が 2 割程度し点を，Top10_low と Fore_low はこれらの変数

か存在しない点を反映している。このため，費の30パーセンタイル点を意味する。そして先に用構造の違いが自社株買いに影響するとは結論定義した Flexible cost structure のサンプルの付けられない。

中で，Top10_own がその70（30）パーセント以上の検討から日本では変動費比率の高い企

タイル点を上（下）回るグループを Flexible

業は配当を選択する傾向はみられず，本稿の仮

cost structure ＆ Top10_high（Flexible cost

説 1 － 1 は棄却されている。言い換えれば，本

structure ＆ Top10_low）と定義した。外国人

稿の仮説 1 － 2 のように固定費の割合が高い企

持株比率（Fore_own）についても同じ手続き業が営業レバレッジを通して営業利益を確保を踏み，その70（30）パーセントタイル点を上し，配当を選択していると考えられる。した（下）回るサンプルを Flexible cost structure

が っ て 日 本 企 業 を 対 象 と す る と，Kulchania＆ Fore_high（Flexible cost structure ＆［2016］の主張が支持される可能性は低いと解

Fore_low）とした。

釈できる。

図表 3 のパネル B では，変動費の割合の高いサンプルのうち上位10大株主持株比率の高い（ 2 ） 費用構造とペイアウト手段の関係に対する所有構造の影響グループと低いグループを比較し，ペイアウト
水準に有意な差が観察されるかを検証していこの節では，本稿の仮説 2 と 3 の妥当性を検る。Div_asset の平均値は Flexible cost struc-

証するために単変数分析を行う。最初に変動費

ture ＆ Top10_high の グ ル ー プ で0.011で あの高い企業を上位10大株主持株比率と外国人持り，Flexible cost structure ＆ Top10_low の株比率に基づき， 2 つのグループに分類する。

0.009と比べると有意に高い。Div_asset のメ

すなわち変動費比率が高く上位10大株主持株比

ディアンに関しても両グループ間の差は，有意率の高いグループ（Flexible cost structure ＆にゼロと異なっていた。よって変動費の割合がTop10_high）と上位10大株主持株比率の低い

高く上位10大株主の持株比率の高い企業は配当

グ ル ー プ（Flexible cost structure ＆ Top10_を多く支払っており，仮説 2 と一致していな

61

ペイアウト政策に関する実証分析

かった。自社株買いに関しては Flexible cost

変動費比率の高い企業のうち，大株主持株比率

structure ＆ Top10_high の平均値が0.001で，の高いグループは低いグループよりもペイアウ

Flexible cost structure ＆ Top10_low の0.002

トしないことが明らかになった。他方で，変動よりも低かった。しかし両グループのメディア

費比率の高い企業のうち外国人持株比率の高い

ンはゼロであり，その差も有意ではありながら企業は配当を選択している点が判明し，仮説 3

もゼロであった。よって変動費の割合が高く上の妥当性が示された。しかし前節の分析はペイ

位10大株主持株比率の高い企業が自社株買いをアウト政策にかかわる様々な要因をコントロー

実施するとは強調できず，仮説 2 と整合的であルしていないため，推計結果にバイアスが発生るとは結論を下せなかった。

している可能性がある。そこで本節では，これ図表 3 のパネル C では変動費の割合の高いサンプルを対象に，外国人持株比率の高いグらの要因をコントロールした多重回帰分析を行う。

ループと低いグループの間のペイアウト政策を

図表 4 には，費用構造と配当の実施確率につ比較した。まず Div_asset の平均値とメディア

いての推計結果が提示されている。使用した推ンは Flexible cost structure ＆ Fore_high のグ

計モデルは固定効果ロジットモデルである。モループでそれぞれ0.014，0.011を示し，Flexi-

デ ル（ 1 ） か ら Cost structure の 係 数 は 配 当

ble cost structure ＆ Fore_low のグループとのの実施確率（Div_payer）に対し有意に負とな

差 も 有 意 で あ っ た。Rep_asset の 平 均 値 も メることが明らかになる一方で，モデル（ 2 ）でディアンも両グループ間で有意な差が確認されはその係数は有意水準を満たしていない。モデた。しかし前者のグループで Rep_asset の平均

ル（ 5 ）と（ 6 ）においては，Cost structure

値は0.003であり，配当の場合よりも明らかにの係数は自社株買いの実施確率（Repurchaser）

小さい。また両グループにおける Rep_asset のに影響していなかった。よって仮説 1 － 1 のよメディアンは，ともにゼロであった。これらのうに変動費の割合が高い企業は配当を選択して結果は，変動費の割合が高く外国人持株比率のいない，または固定費比率の高い企業が配当を高い企業が相対的に多く配当を支払うととも選択するという仮説 1 － 2 のほうが妥当であるに，自社株買いよりも配当を選択する可能性をと判断できる。

示唆している。以上より本稿の仮説 3 は支持されたと判断できる。

2．多重回帰分析（ 1 ） 費用構造と配当の実施確率に関する推計結果

次に所有構造を考慮に入れた推計を実施すると， モ デ ル（ 3 ） に お い て Cost structure の
みならず，Top10_own と Cost structure の交差項（Cost structure × Top10_own）の係数も配当に有意な効果を及ぼしていなかった。自社
株買いについてもモデル（ 7 ）が表すように，

第Ⅲ節の単変数分析から，本稿の仮説 1 － 1

配当の場合と同様の結果が観察された。よってと仮説 2 はともに支持されないことが明らかに大株主が多い企業は変動費を調整してまでペイなった。つまり変動費比率の高い企業は固定費アウトする傾向になく，仮説 2 は支持されな比率の高い企業よりも配当を支払わないこと，かった。対照的にモデル（ 4 ）において Cost

62

証券経済研究
図表 4
従属変数

費用構造とペイアウトの実施確率との関係
Div_payer（1）

第99号（2017.9）

（2）

（3）

Repurchaser
（5）

（6）

（7）

（8）

Cost structure-0.538**-0.432-0.888 -0.807***（-2.08） （-1.62） （-1.15） （-2.63）

0.093（0.38）

0.115（0.47）

0.491（0.62）

0.321（0.97）

Top10_own-2.518***（-4.68）-1.592***（-2.63）-3.152**（-2.22）-0.230（-0.26）

Fore_own（4）

Cost structure
× Top10_own-5.614**（-2.37）-0.884（-0.60）-1.467*（-1.93）0.687（0.48）

Cost structure
× Fore_own

0.199（0.10）-0.768（-0.53）5.856**（2.46）-1.823（-0.93）

ROA

30.644*** 30.188*** 30.657*** 30.238***（23.45） （22.58） （23.45） （22.60）

2.920***（2.86）

3.113***（3.04）

2.906***（2.85）

3.097***（3.02）

Nonop

11.950***（2.76）

Risk-20.066*** -20.577*** -20.098*** -20.780***-0.177-0.155-0.221-0.099（-8.00） （-7.94） （-8.02） （-8.07） （-0.08） （-0.07） （-0.09） （-0.04）

Cash-0.095-0.492-0.089-0.591-0.929-1.044*-0.929-1.029*（-0.15） （-0.73） （-0.14） （-0.88） （-1.55） （-1.67） （-1.55） （-1.70）

Debt-6.942*** -6.679*** -6.940*** -6.701***-0.828**-0.767**-0.825**-0.771**（-22.26） （-20.96） （-22.25） （-21.02） （-2.45） （-2.26） （-2.45） （-2.27）

MtBr

0.628***（4.130）0.635***（4.12）

0.370***（3.93）

0.415***（4.37）

0.369***（3.92）

0.418***（4.37）

Size

3.697***
3.650***
3.700***
3.657***（20.37） （19.55） （20.37） （19.62）

0.405**（2.08）

0.495**（2.49）

0.418**（2.13）

0.497***（2.49）

Retain3.453***
3.558***
3.453***
3.572***（15.94） （15.88） （15.94） （15.92）

0.096（0.44）

0.113（0.52）

0.094（0.43）

0.120（0.55）

Firmage-5.323*** -5.526*** -5.326*** -5.623***（-5.49） （-5.59） （-5.49） （-5.67）

3.950***（4.07）

4.164***（4.29）

3.923***（4.04）

4.161***（4.28）

10.963** 12.031*** 10.822***-4.295-4.034-4.304-4.051（2.46） （2.77） （2.43） （-1.09） （-1.02） （-1.09） （-1.03）

0.614***（4.01）

0.629***（4.13）

Cons

－

－

－

－

－

－

－

－

Firm fixed effect

Yes

Yes

Yes

Yes

Yes

Yes

Yes

Yes

Year controls

Yes

Yes

Yes

Yes

Yes

Yes

Yes

Yes

Industry
controls

Yes

Yes

Yes

Yes

Yes

Yes

Yes

Yes

Market controls

Yes

Yes

Yes

Yes

Yes

Yes

Yes

Yes

Log likelihood-2377.91-2223.17-2377.79-2220.17-2781.77-2760.83-2781.63-2760.40

Observation

11,237

10,520

11,237

10,52021,811

21,612

21,811

21,612（注）1） 推計には固定効果ロジットモデルを使用し，firm-fixed effect をコントロールしている。また年次のコントロール（yearcontrols），業種のコントロール（industry controls：東証業種分類），市場のコントロール（market controls：東京証券取引所一部，二部，マザーズ，ジャスダックの４市場）を加えている。
2） 推計に使用した変数の定義は，図表１に提示している。
3） ***：１％水準で有意 **：５％水準で有意 *：10％水準で有意を示し，括弧内はｚ値を表す。

63

ペイアウト政策に関する実証分析

structure と Div_payer の間に有意な正の関係

費比率の高い企業が配当を実施していることががみられたのに対し，Fore_own と Cost struc-

確認される。Rep_asset を従属変数としたモデ

ture の 交 差 項（Cost structure×Fore_own）

ル（ 4 ）～（ 8 ）に着目すると，Cost structure

は Div_payer に有意な正のインパクトを与えは有意にゼロと異ならなかった。これらの推計ていた。Repurchaser に対してはモデル（ 8 ）結果より，仮説 1 － 1 ではなく仮説 1 － 2 が支をみる限り，Cost structure および Fore_own

持されていると解釈できる。

との交差項は有意な効果を及ぼしていない。こしかし所有構造を踏まえた推計を実施する

れらの結果をまとめると，変動費の割合が高くと，モデル（ 3 ）と（ 7 ）が示すように交差項

外国人持株比率の高い企業は配当を選択する確（Cost structure × Top10_own） と Div_asset率が高く，仮説 3 に一致していると解釈できの間には正の関係が観察されたのに対し，自社る。

株買い水準には有意な効果を与えていなかっコントロール変数を検討すると，ROA の高た。モデル（ 4 ）では費用構造と外国人持株比

い企業や大企業でペイアウトの実施確率が高く率の交差項（Cost structure × Fore_own）となっている。Risk は配当支払いに負の効果を

配当水準の関係を推計し，交差項の係数は10％与えており，Jagannathan et al.［2000］など

水準ではあるが，Div_asset に正の効果を及ぼの研究結果と整合的であった。有利子負債比率していた。反対にこの交差項は Rep_asset に対の係数は有意にマイナスであり，ペイアウトとしては有意に影響していなかった。以上の結果の間に代替関係が認められる38）。時価・簿価比を整理すると本稿の仮説 2 が棄却される一方率は先行研究とは反対にペイアウトの実施確率

で，仮説 3 と一致した証拠が得られている。

に正の影響を及ぼしており，株価の高い企業がコントロール変数については，図表 4 と同じ

ペイアウトする可能性を示唆している。留保利ような傾向が表れている。まず ROA や Size

益率と配当の実施確率との間には有意な正の関は，ペイアウト水準に正の影響をもたらしてい係が表れ，成熟企業が配当を支払う傾向が明らる。次に Nonop の係数はペイアウト水準に対

39）

かになった

。

して正であり，営業外収益もペイアウトに使われていることを示している。Risk は配当水準（ 2 ） 費用構造とペイアウト水準に関する推計結果

のみならず，自社株買い水準にも負のインパク
ト を 及 ぼ し て い た。 ま た 先 行 研 究 と 同 様 に

図表 5 は，費用構造とペイアウト水準の関係

Debt と Div_asset お よ び Rep_asset と の 間 にに 関 す る 推 計 結 果 で あ る。 従 属 変 数 の Div_は，代替関係が確認されている40）。MtBr の係

asset（Rep_asset）はゼロを含むため，変量効数からは，高株価にある企業がペイアウトを実

果トービットモデルによる推計を実施してい施していることが明らかになった。留保利益率

る。モデル（ 1 ）～（ 4 ）が明示するようには Div_asset と正の関係にあり，DeAngelo et

Cost structure の係数は Div_asset に有意な負al.［2006］の結果と整合的であった。

のインパクトを与えている。すなわち変動費比率の高い企業は配当を支払わない，または固定

64

証券経済研究
図表 5
従属変数

第99号（2017.9）

費用構造とペイアウト水準との関係

Div_asset（2）（3）

Rep_asset

モデル

（1）

Cost structure-0.0005** -0.0004* -0.002*** -0.001***-0.001-0.001-0.001-0.000（-2.33） （-1.92） （-3.04） （-2.72） （-0.76） （-0.99） （-0.53） （-0.01）

Top10_own-0.006***（-12.12）-0.008***（-6.98）0.006***（10.26）

Fore_own（4）

Cost structure
× Top10_own

（5）

（6）

-0.017***（-12.46）
0.003**（2.26）（8）-0.019***（-4.06）-0.001（-0.41）0.003**（2.45）

Cost structure
× Fore_own

（7）

0.004
（0.67）
0.002（0.48）

0.003*（1.94）-0.005（-0.89）ROA

0.054***
0.053***
0.054***
0.053***（60.69） （59.15） （60.74） （59.17）

0.025***（7.30）

0.023***（6.54）

0.028***（8.14）

0.023***（6.54）

Nonop

0.074***
0.071***
0.074***
0.071***（21.48） （20.19） （21.52） （20.18）

0.050***（4.14）

0.050***（4.11）

0.064***（5.07）

0.051***（4.12）

Risk-0.020*** -0.021*** -0.020*** -0.021*** -0.026*** -0.027*** -0.022*** -0.027***（-10.28） （-10.79） （-10.30） （-10.81） （-3.35） （-3.44） （-2.81） （-3.44）

Cash

0.000
（0.74）

0.000（0.38）

0.000（0.74）

0.000-0.001-0.000（0.39） （-0.48） （-0.04）

0.000
0.000
（0.22） （-0.05）

Debt-0.008*** -0.007*** -0.008*** -0.007*** -0.005*** -0.004*** -0.004*** -0.004***（-32.24） （-29.89） （-32.23） （29.88） （-6.01） （-4.75） （5.11） （-4.77）

MtBr

0.003***
0.002***
0.003***
0.002***（32.99） （29.80） （33.02） （29.84）

0.003***（9.90）

0.003***（9.71）

0.003***（9.45）

0.003***（9.70）

Size

0.001***
0.001***
0.001***
0.001***
0.002***（14.29） （10.73） （14.28） （10.74） （10.19）

0.002***（9.89）

0.002***（9.86）

0.002***（9.88）

Retain0.006***
0.005***
0.006***
0.005***-0.001-0.002**（28.68） （27.56） （28.70） （27.56） （-1.50） （-2.47）

Firmage-0.003*** -0.002*** -0.003*** -0.002***-0.000（-9.62） （-7.35） （-9.58） （-7.35） （-0.88）

Cons

0.010***（7.49）

0.006***（5.00）

0.011***（7.86）

0.007*** -0.029*** -0.047*** -0.026*** -0.048***（5.20） （-10.01） （-16.76） （-7.24） （-16.38）

Year ＆ Industry ＆Market controls

Yes

Yes

Yes

Yes

Log likelihood
Observation

Yes

113980.95 109587.40 113983.95 109589.29 23074.05
34,65133,33534,65133,33534,6510.000-0.002**（0.07） （-2.48）

0.001*-0.001（1.68） （-1.21）

0.001*（1.69）

Yes

Yes

Yes

22996.49

22556.78

22996.88

33,33534,65133,335（注）1） 推計には変量効果トービットモデルを使用し，年次のコントロール（year controls），業種のコントロール（industry
controls：東証業種分類），市場のコントロール（market controls：東京証券取引所一部，二部，マザーズ，ジャスダック
の４市場）を加えている
2） 推計に使用した変数の定義は，図表１に提示している。
3） ***：１％水準で有意 **：５％水準で有意 *：10％水準で有意を示し，括弧内はｚ値を表す。

65

ペイアウト政策に関する実証分析
図表 6

業績不振時に所有構造が費用構造と配当水準の関係に及ぼす影響

従属変数

Div_asset
Fore_highFore_low

モデル

（1）

（2）

（3）

Cost structure

0.000（1.22）

0.001（1.38）

0.000-0.000 -0.001*** -0.001*** -0.001*** -0.001***（0.74） （-0.17） （-3.73） （-3.22） （-3.64） （-3.68）

Redink_lag-0.003***（-11.33）-0.004***（-4.86）-0.001***（-5.18）

Nega_shock_lag（4）

Cost structure ×
Redink_lag

（5）

（6）

-0.002***（-14.46）-0.003***（-4.68）（8）-0.002***（-3.83）-0.001***（-4.61）0.002**（1.96）

Cost structure ×
Nega_shock_lag（7）-0.002***（-2.76）0.000（0.26）

0.002***（3.58）

0.001*（1.85）

ROA

0.052***
0.055***
0.052***
0.055***
0.057***
0.062***
0.057***
0.062***（29.38） （30.82） （29.33） （30.81） （34.79） （36.38） （34.74） （36.24）

Nonop

0.079***
0.075***
0.079***
0.075***（13.24） （12.33） （13.24） （12.26）

Risk-0.007* -0.011*** -0.007*** -0.011*** -0.025*** -0.029*** -0.025*** -0.029***（-1.77） （-2.85） （-1.82） （-2.75） （-7.02） （-8.09） （-7.02） （-8.03）

Cash-0.001-0.001-0.001-0.001（-0.58） （-1.05） （-0.62） （-1.06）

Debt-0.007*** -0.008*** -0.007*** -0.008*** -0.008*** -0.008*** -0.008*** -0.008***（-14.00） （-14.74） （-14.03） （-14.72） （-19.52） （-19.34） （-19.52） （-19.36）

MtBr

0.003***
0.003***
0.003***
0.003***
0.003***
0.002***
0.003***
0.002***（19.89） （22.05） （19.87） （22.08） （14.00） （12.91） （14.00） （12.89）

Size

0.001***（3.59）

Retain0.005***
0.005***
0.005***
0.005***
0.005***
0.005***
0.005***
0.005***（11.56） （11.48） （11.59） （11.53） （16.52） （16.46） （16.52） （16.47）

Firmage-0.001*** -0.001*** -0.001*** -0.001*** -0.003*** -0.003*** -0.003*** -0.003***（-2.96） （-2.89） （-2.98） （-2.92） （-7.31） （-7.65） （-7.31） （-7.67）

Cons

0.011***（5.14）

0.010***（4.43）

0.011***（5.25）

0.010***（4.67）

0.010***（4.86）

0.010***（4.83）

0.010***（4.86）

0.011***（4.96）

Year ＆ Industry ＆Market controls

Yes

Yes

Yes

Yes

Yes

Yes

Yes

Yes

Log likelihood

35844.37

34049.2235846.28

34055.61

28298.95

26719.99

28298.99

26721.70

Observation

10,265

9,748

10,265

9,748

9,650

9,161

9,650

9,161

0.001***（3.82）

0.001***（3.57）

0.001***（3.85）

0.033***（4.66）

0.002**（2.53）

0.001***（4.68）

0.032***（4.38）

0.002**（2.10）

0.001***（4.75）

0.033***（4.66）

0.002**（2.54）

0.001***（4.68）

0.032***（4.38）

0.002**（2.13）

0.001***（4.74）（注）1） 推計には変量効果トービットモデルを使用し，年次のコントロール（year controls），業種のコントロール（industry
controls：東証業種分類），市場のコントロール（market controls：東京証券取引所一部，二部，マザーズ，ジャスダック
の４市場）を加えている。
2） Fore_high（Fore_low）は外国人持株比率の高い（低い）企業を表す。この２変数の定義は，図表３の脚注３）を参考にすること。Redink_lag は前年に営業利益が赤字になった企業を，Nega_shock_lag は Michaely and Roberts［2012］のNegative earnings shock の１期ラグを指す。その他の変数と Nega_shock_lag の定義は，それぞれ図表１と本稿の脚注42に示している。
3） ***：１％水準で有意 **：５％水準で有意 *：10％水準で有意を示し，括弧内はｚ値を表す。

66

証券経済研究第99号（2017.9）可能性として，業績不振時が考えられる。前年

Ⅴ．追加的な検証に業績不振に陥った企業は，配当を減額するイ
ン セ ン テ ィ ブ を 持 つ と 予 想 さ れ る。 し か し

1．業種および市場調整した費用構造とペイアウト水準との関係

Lintner［1956］などの報告から投資家は減配を嫌う傾向にあるため，減配が株価の低下を招く確率は高い。企業が株価の低下を回避したい

本節では追加的な検証として，業種調整を施とすれば，変動費の調整から配当の原資を確保し た Cost structure（Ad_indus_cost） と 市 場

し，配当水準の維持を図るであろう。そしてこ調整をした Cost structure（Ad_mar_cost）をの傾向は外国人株主の多い企業で，より顕著に用いた推計を行う。前者は各年について Cost

な る と い う 仮 説 が 立 て ら れ る。Baba［2009］

structure の業種メディアンを求め，第Ⅲ節のが指摘するように，外国人株主は深刻な情報の⑶式で推計した Cost structure から控除して非対称性に直面しており，大株主よりも減配を計算した。なお本稿で採用した業種分類は，東嫌うためである。そこで本節では，企業が前年

証業種分類（東証33業種）である。一方，後者に業績不振時を経験した場合に，外国人持株比は各年について市場（東京証券取引所一部，二率の水準が費用構造と配当政策の関係に与える部， マ ザ ー ズ， ジ ャ ス ダ ッ ク ） 別 に Cost

影響について検討を加える。

structure のメディアンを算出し，第Ⅲ節の⑶推計結果は，図表 6 のとおりである。モデル

式の Cost structure から差し引いたものであ（ 1 ）～（ 4 ）は外国人持株比率の高いサンプルる。この 2 つの変数が正の値をとる場合，その（Fore_high）を，モデル（ 5 ）～（ 8 ）は外国企業が属する業種や上場する市場の中でも変動

人持株比率の低いサンプル（Fore_low）を表

41）

。そ

している。外国人持株比率によるサンプルの分して第Ⅳ節（ 2 ）と同じように，Div_asset と割は，第Ⅳ節の（ 2 ）と同じ手順を踏んだ。前

Rep_asset を従属変数として変量効果トービッ

年の業績不振を表す変数として，Redink_lag

トモデルによる実証分析を行った。実証結果はと Nega_shock_lag の 2 変数を定義した。前者

割愛するが，第Ⅳ節（ 2 ）の推計結果と大きくは前年に営業利益が赤字となった企業を，後者異ならず，仮説 1 － 2 と仮説 3 が採択されるこは Michaely and Roberts［2012］のNegative

費が高い企業であることを意味している

42）とが確認できた 。

2．業績不振時に所有構造が費用構造と配当水準の関係に及ぼす影響

earnings shock の 1 期 ラ グ を 意 味 す る43）。 その結果，外国人持株比率の程度にかかわらず，前年に業績不振に陥った企業は配当を支払っていなかった。しかしモデル（ 3 ）と（ 4 ）が示

仮説 3 は，変動費率の高い企業のうち外国人

すように，外国人持株比率の高いグループで，持株比率の高いグループが変動費の調整を通じ業績不振と費用構造の交差項（Redink_lag×て配当を支払っている可能性を示している。でCost structure および Nega_shock_lag×Cost

はこのタイプの企業はどのようなときに変動費

structure）は有意に正であった。反対にモデを調節し，配当を支払うのであろうか。 1 つのル（ 7 ）に焦点を当てると，この交差項は非有

67

ペイアウト政策に関する実証分析
図表 7

費用構造の変化と所有構造の関係

モデル

（1）

（2）

（3）

従属変数

Ln_Cost_Vol

Cost_Vol_indus

Cost_Vol_mar

Fore_own

0.545**（2.42）

1.080**（2.54）

0.903**（2.11）

ROA-0.558*（-1.74）-0.016（-0.03）0.125（0.19）

Nonop

2.590**（1.97）

7.945***（2.98）

5.640**（2.07）

Risk-7.349***（-8.79）-11.607***（-7.96）-15.369***（-10.22）

Cash

0.074
（0.42）-0.106（-0.32）-0.107（-0.32）

Debt-0.170（-1.54）-0.066（-0.35）-0.428**（-2.19）MtBr-0.038（-1.35）-0.082（-1.48）-0.037（-0.67）Size-0.025（-0.39）0.038（0.35）-0.050（-0.44）Retain0.183（1.48）

0.422**（2.05）

0.357*（1.68）

Firmage

1.074***（2.71）-1.270***（-2.92）-0.549（-1.28）Cons-7.405***（-4.49）－－Firm fixed effects

Yes

Yes

Yes

Year ＆ Industry ＆Market controls

Yes

Yes

Yes

R-square

0.098-8256.21-7909.97

26,54626,313Log likelihood
Observation

22,529（注）1） 図表７は配当を支払っている企業を対象に，将来における変動費の変動と外国人持株比率の関係を検証している。将来における変動費の変動は，以下の３変数で表現した。Ln_Cost_Vol は現在から４年分（t～t＋4）の Cost structure の標準偏差（Cost_Vol）を計算し，自然対数をとった変数である。Cost_Vol_indus（Cost_Vol_mar）は，Cost_Vol の業種（市場）メディアンを算出し，Cost_Vol がこのメディアンを上回る企業を１とするダミー変数を指す。コントロール変数の定義は，図表１に提示している。
2） モデル（１）は OLS を，（２），（３）はロジットモデルを使用している。すべてのモデルで Firm fixed effect を考慮した。また年次のコントロール（year controls），業種のコントロール（industry controls：東証業種分類），市場のコント
ロール（market controls：東京証券取引所一部，二部，マザーズ，ジャスダックの４市場）を加えている。
3） ***：１％水準で有意 **：５％水準で有意 *：10％水準で有意を示す。
4） モデル（１）は頑健性を考慮したｔ値を，（２）と（３）の括弧内はｚ値を表す。

意であった。モデル（ 8 ）においてはこの交差

よって外国人持株比率の高い企業は前年に業績項の符号こそ正であったが，有意水準は低く，不振に直面した場合，変動費の調整を通じて配係数の大きさもモデル（ 4 ）と比べ小さい。

当を支払うと考えられ，本節の仮説と一致して

68

証券経済研究いる。

3．変動費の変動と所有構造の関係

第99号（2017.9）

る。なお推計の際は図表 2 のコントロール変数を適用し，費用構造の変動を左右する要因をコ
ントロールした。モデル（ 1 ）より Fore_own

本稿の仮説 3 は，次のような示唆を含んでいは Ln_Cost_Vol, に正のインパクトを与えておる。つまり外国人株主が多い企業は配当を継続

り，外国人株主が増加すると変動費の変動が大するために，将来的に発生する変動費を現在かきくなることがわかる。これに加えてモデルら調整していくと予想される。この予想から，（ 2 ）と（ 3 ）が示すとおり，Fore_own の係

外国人株主の多い企業では将来における変動費数は有意に正であった。つまり外国人株主の増の変動（ボラティリティ）がより顕著になると加によって，企業の変動費の変動が業種（市いう仮説が導かれる。そこで本節では，この仮場）内の代表的な企業よりも顕著になっている説の妥当性を検証していく。具体的には配当をと解釈できる。したがって配当実施企業で外国継続的に支払っている企業を対象に，変動費の人株主の増加が変動費のボラティリティを高め

ボラティリティを表現する 3 つの変数（Ln_ている可能性が示唆され，本節の仮説と整合的

Cost_Vol, Cost_Vol_indus, Cost_Vol_mar）とであると解釈できる44）。

外国人持株比率（Fore_own）の関係に焦点をⅥ．結論当てる。Kulchania［2016］によれば，第Ⅲ節で推計した Cost structure の値が高くなるほど，柔軟性の高い費用構造を持つ企業としてい完全市場という理論的な世界を前提とすれる。すなわちこの値が高いほど，変動費の割合

ば，ペイアウトは株主の富に影響しないと証明が高いことを意味している。よって現在から 4されている。にもかかわらず，実証研究では実

年 分（t～t ＋ 4 ） の Cost structure の 標 準 偏

際の企業はペイアウト政策を重視していると言差（Cost_Vol）を計算し，自然対数をとった値

われている。Kulchania［2016］はこの矛盾を（Ln_Cost_Vol）を変動費の変動を示す代理変解明するために企業の費用構造（Cost struc-数とした。Cost_Vol_indus（Cost_Vol_mar）はture）に焦点を当て，固定費比率の高い企業は

Cost_Vol の業種（市場）メディアンを算出し，ペイアウトを控える傾向にあり，ペイアウトす

Cost_Vol がこのメディアンを上回る企業を 1るとしても自社株買いを選択すると報告した。

とするダミー変数を指す。したがってこの 2 つ

この結果は，変動費比率の高い企業は変動費をのダミー変数は，同業種または同市場内の代表調整しペイアウトを実施する可能性を含む。し的な企業よりも変動費のボラティリティが高い

かし Kulchania［2016］は，どのタイプの企業ことを意味している。本節の仮説と整合的であが変動費の調整を通じてペイアウトを実施してれば，外国人株主と変動費のボラティリティをいるかという点まで明らかにしていない。本稿示す 3 つの代理変数との間に正の関係が期待さはこのリサーチギャップを埋めるために所有構れる。

造に着目し，費用構造とペイアウトの関係を検図表 7 には，変動費のボラティリティと所有構造の関係に関する実証結果が提示されてい証した。
本稿の主要結果は次のとおりである。第 1 に69

ペイアウト政策に関する実証分析

Kulchania［2016］とは異なり，変動費比率の高い企業が配当を選択していなかった。しかし

5）
 Dewenter and Warther［1998］
6） John and Knyazeva［2006］
7） Allen and Michaely［2003］

第 2 に所有構造を考慮すると変動費比率の高い

8） Lintner［1956］,Brav et al.［2005］,花枝・芹田［2008］

企業のうち，外国人持株比率の高いグループが10） Grullon and Michaely［2002］, Skinner［2008］, Kooli

配当を選択する傾向が観察された。外国人株主
は情報の非対称性を緩和するために，ペイアウ
トを要求するとされている。また企業が経営者・株主間のエージェンシー問題を抑制するために，現在の水準を維持するというコミットメ
ントの強い配当を利用するという指摘もある。
よって外国人持株比率の高い企業は変動費を調整し外国人株主の増配要求に応じるとともに，

9） Brav et al.［2005］,花枝・芹田［2008］
and L’ Her［2010］,Brown et al.［2015］11） Bhattacharya［1979］, Easterbrook［1984］, Miller andRock［1985］, John and Williams［1985］, Jensen［1986］,
La porta et al.［2000］, DeAngelo et al.［2006］, 石川［2010］,Knyazeva and Knyazeva［2014］12） Baker and Wurgler［2004a］,［2004b］
13） Lie and Lie［1999］, Lee et al［2006］, Brown etal.［2007］, Pattenden and Twite［2008］, 大 野・ 林 田 ,［2010］,林田・大野［2008］14） 桜井［2017］15） 売上高と総費用（固定費＋変動費）が等しくなる売上高を指す。実際の売上高が損益分岐点よりも高くなれば総費用を上回ることになるため，営業利益が生まれる。

コーポレート・ガバナンスの改善を図っている

16） 宮島［2016］と考えられる。第 3 に変動費比率が高く大株主

18） 有利子負債比率（定義は図表 2 を参照）は 1 を超えるの多い企業がペイアウトしないという仮説は支持されず，むしろ配当を支払う傾向が観察された。Dewenter and Warther［1998］が示唆す17） Smith and Watts［1992］
企業（債務超過の企業）があったため，サンプルから削除したうえで当該処理を加えている。
19） 桜井［2017］20） Kulchania［2016］は Kahl et al.［2012］を参考として
いるが，現在は SSRN に掲載される Kahl et al.［2014］

るように，従来の日本企業では大株主と経営者（https://papers.ssrn.com/sol 3 /papers.cfm?abstract_との間の情報の非対称性は深刻ではなく，大株［2012］の内容を確認できないが，Kahl et al.［2014］と主はペイアウトを要求する可能性は低いとされ方向性は大きく変わっていないと予想される。よって本ていた。しかし近年，株式持合いの解消が進
み，企業が株式持合いによる様々なメリットを享受しにくくなった。このため大株主もペイア
ウト，特にコミットメントの強い配当を通して株主価値の最大化を目指す必要性が強まったと考えられる。

id=1787184） し か 入 手 で き な い。 こ の た め Kahl et al.

稿 は Kulchania［2016］ の ま ま Kahl et al.［2012］ と 記
述し，参考文献の出所も Kulchania［2016］によった。
21） ⑴式の売上高と営業費用の期待値を計算する際に使用した売上高と営業費用のデータは，総資産で除して標準化している。
22） 日経 NEEDS-FinancialQUEST では上位十大株主持株数と書かれているが，本稿では上位10大株主持株数と表記する。
23） Fama and French［2001］24） Jagannathan et al.［2000］,Kooli and L’ Her［2010］

さらに本稿は追加的な検証を実施している。
その結果，外国人株主が多い企業は業績不振時

25） Easterbrook［1984］,Jensen［1986］26） DeAngelo et al.［2006］,Brockman and Unlu［2009］27） Easterbrook［1984］, Jensen［1986］; DeAngelo et al［2006］に変動費を調整して配当を支払うこと，そして

28） 時価・簿価比率の計算に必要な株式時価データについ配当を継続するために将来的に発生する変動費て，2003年 4 月30日までは日経 NEEDS-FinancialQUEST

を現在から調整する傾向が明らかになった。

「時価総額・月末値」を使用している。しかし2003年 5 月の株式データベースに収録されている月次銘柄別指標の
1 日以降はデータが存在しないため，同データベースの

注1） Lintner［1956］,Brav et al.［2005］,花枝・芹田［2008］「時価総額・月末値（連結ベース）を用いた。
29） 留保利益＝任意積立金＋繰越利益剰余金＋自己株式と2） Allen and Michaely［2003］,宮川［2013］している。また留保利益率の計算に使用する自己資本は

3） 桜井［2017］

原則日経 NEEDS-FinancialQUEST の「純資産合計／資4） 宮島［2016］

本合計」のデータを用いるが，このデータがない場合は

70

証券経済研究第99号（2017.9）「自己資本＝総資産－総負債」として計算した値を使用し合を 1 としたダミー変数である。なお本稿は当期利益でている。

はなく，発行済み株式総数で除した 1 株当たり利益を30） 有利子負債＝一年内返済の借入金＋短期借入金＋コマーシャルペーパー＋一年内返済の長期借入金＋一年内使った。この変数は，各企業の収益が大きく下振れした時期を表している。

償還の社債・転換社債＋一年内償還の社債＋社債（ワラ44） 上位10大株主（Top10_own）に関しても同様の分析をント債含む）＋転換社債＋長期借入金，として計算した。

したところ，Cost_Vol_indus を除く従属変数に負の影響

31） Jensen［1986］, Fenn and Liang［2001］, Cuny etを与えていた。この結果は，上位10大株主は配当支払い

al.［2009］,
32）
 Jagannathan et al.［2000］, Fenn and Liang［2001］,のために将来発生する変動費を調整する可能性が小さい
ことを示唆している。

Grullon and Michaely［2002］, Chay and Suh［2009］,
Kooli and L’ Her［2010］

参33） Fenn and Liang［2001］, Cuny et al.［2009］, Leary考

文献and Michaely［2011］34） Julio and Ikenberry［2004］や Brown et al.［2007］のように，社歴を企業の成熟度を表す代理変数ととらえる研究もある。
35） 本稿の業種分類は，東証業種分類（東証33業種）に基づいている。また2013年 7 月に東京証券取引所（東証）と大阪証券取引所（大証）は統合し，大証に上場してい石川博行［2010］『株価を動かす配当政策―コロボ
レーション効果の実証分析―』第 1 版，中央経済社
大野裕之・林田実［2010］「配当課税と株式投資―多た企業が東証の上場企業として取り扱われることになっ年度マイクロデータによる家計の分析―」『証券た。そのため本稿では，各企業について合併後の市場分経済研究』第70号 , 67-84.

類にしたがって市場ダミーを作成している。
36） 自社株買いのデータは日経 NEEDS-FinancialQUESTの株主資本等変動計算書に依拠している点に注意を要す
る。ここから得られた 9 ,664件のサンプルはすべて2006
年以降のデータである。この理由は同計算書が2006年か

桜井久勝［2017］『財務諸表分析』第 7 版 , 中央経済社
花枝英樹・芹田敏夫［2008］「日本企業の配当政策・

ら作成・公表されることになり，当該データベースもこ

自社株買い―サーベイ・データによる検証―」の点を反映しているためだと考えられる。本稿はデータ『現代ファイナンス』No.24, 129-160.

のアベイラビリティの関係でやむなく株主資本等変動計算書を使用したが，別のデータベースを用いて再検証す

林田実・大野裕之［2008］「配当課税が家計の投資行る必要がある。この点については今後の課題としたい。

動に与える影響―『証券貯蓄に関する全国調査』

37） Shinozaki et al.［2016］38） Jensen［1986］,Fenn and Liang［2001］39） DeAngelo et al.［2006］40） Jensen［1986］,Fenn and Liang［2001］41） Kulchania［2016］も頑健性を検証するために，業種調整した Cost structure（Industry-adjusted cost structure）
を採用している（pp.991）。同研究では，この変数は各企業の Cost structure から Cost structure の業種平均を控個票データにもとづく実証分析―」『証券経済研究』第64号 , 89-103.
宮川壽夫［2013］『配当政策とコーポレート・ガバナ
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宮島英昭［2016］「企業統治制度改革：ポスト持合い

除して計算している。しかし業種平均を使用する場合，における 2 つの焦点」『月刊監査役』No659, 16-

Cost structure の平均が高い企業の影響を受ける可能性

30.

が高いため，本稿では業種メディアンで計算した。市場調整した Cost structure を計算する際も，同様の理由か
ら市場メディアンを使っている。
42） Ad_indus_cost を使用した場合だけ，一部の推計で従属変数 Div_asset と有意な関係が観察されなかった。具

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体的には第Ⅳ節の（ 2 ）と同様に①この変数のみの推nance: Corporate Finance, Elsevier Science（加計，②この変数，および株主変数（Fore_own と Top10_

藤英明監訳『金融経済ハンドブック 1 』丸善 ,own）との交差項を加えた推計を行った。その結果，②の推計では仮説 3 のみを支持する証拠が得られたのに対し，①の推計では Ad_indus_cost は非有意で仮説 1 － 2と一致しなかった。
43） この変数は，各企業について当期利益を従属変数，ト
レンド項を独立変数とする回帰分析から得られた残差をpp.367-457.）
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※本稿の執筆にあたり，匿名のレフェリーの方から大変有益なコメントを頂いた。ここに記して感謝申し上げる。

篠﨑伸也（佐賀大学経済学部准教授）
ナムホチョル（九州大学大学院経済学府）

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