証券経済研究第126号（2024. 6）

新規株式公開企業において女性取締役の存在がアンダープライシングの水準におよぼす
影響に関する実証研究
船
姚
要

岡

健
智

太
華

旨

2021年６月のコーポレートガバナンス・コードの改訂においては，女性・外国人・中途採用者の管理職への登用等に関する多様性の確保に向けた人材育成方針やその実施状況などを開示すべきとする補充原則２－４①の追加が行われた。このコー
ド改訂後における2022年の東京証券取引所プライム市場上場企業においては，これまでの数値を大きく上回る80％を超える企業で女性取締役の存在を確認することができる。
新規株式公開企業においても女性取締役の存在は増加傾向にあり，本稿では，
この新規株式公開企業における女性取締役の存在が公開価格のアンダープライシ
ングの水準におよぼす影響について実証的に検証を行った。実証分析においては，
全取締役に占める女性取締役の比率および女性取締役の存在を示すダミー変数が負に有意な影響をおよぼしている状況が示された。全観測対象企業を売上高により二分割したサンプルでは，売上高が中央値より小さいサンプルにおいて，女性
取締役の比率およびダミー変数ともに全観測企業を対象とした場合よりもアン
ダープライシングの水準に対して大きな負のインパクトを有する結果が示された。
この結果は，大規模企業に比して，情報の非対称性が大きい中小規模・中堅企業
において女性が取締役に登用されていることがポジティブなシグナルとなることを示唆している。
キーワード：新規株式公開，女性取締役，ジェンダー・ダイバーシティ，
アンダープライシング

51

新規株式公開企業において女性取締役の存在がアンダープライシングの水準におよぼす影響に関する実証研究目
1 ．はじめに次
2.6

2 ．先行研究

Arora and Singh（2023）

3 ．実証分析

2.1

Mohan and Chen（2004）

3.1

観測対象企業2.2

Handa and Singh（2015）

3.2

基本統計量

2.3

Reutzel and Belsito（2015）

3.3

実証結果

2.4

Kaur and Singh（2015）

4 ．おわりに2 . 5 Badru, Ahmad-Zaluki and Wan-Hussin（2019）

ことができる。先行研究では，新規公開企業に

１．はじめにおける女性取締役の存在は，取締役会の多様性を確保するものであり，それは複雑なビジネス

本稿では，新規株式公開企業における女性取環境に対応することを可能とするなどという期締役の存在が公開価格のアンダープライシング 1

待のもと，公開価格のアンダープライシングのの水準におよぼす影響について実証的に分析を水準を小さくするという仮説のもと実証分析が行う。2021年６月のコーポレートガバナンス・実施されている。しかし，一部の研究を除く，

コードの改訂においては，女性・外国人・中途

多くの先行研究では，新規公開企業における女採用者の管理職への登用等に関する多様性の確性取締役の存在は，公開価格のアンダープライ保に向けた人材育成方針やその実施状況などをシングに有意な影響をおよぼしていないという開示すべきとする補充原則２－４①の追加が行実証結果を提示している。これらの先行研究のわれた。このコード改訂後における2022年の東

多くは ESG 投資に対する関心が高まる前に実

京証券取引所プライム市場上場企業においては施されたものが多いが，本研究では2022年の新80％を超える企業で女性取締役の存在を確認す

規公開企業までを含む観測対象において実証分ることができる。2021年の同数値は約66％であ析を実施する。

り，取締役会におけるジェンダー・ダイバーシ

本稿の構成は以下のとおりである。次節におティの確保が進んでいる状況にあることをみていては新規株式公開時の女性取締役の存在が公

2

とれる 。

開価格のアンダープライシングの水準におよぼ

本稿における新規公開企業を対象とする分析

す影響について考察している先行研究のサーベにおいても，2022年で約６割の企業で女性取締イを行う。第３節では，観測対象企業の特徴を役の存在を新規公開時の目論見書で確認を行う

記し，女性取締役がアンダープライシンにおよ1

アンダープライシング＝（初値−公開価格）÷公開価格として計算される。公開価格と初値が乖離する状況であり，初値が公開価格を上回る状況を指す。この差額は投資家サイドからは初期収益率として捉えられる一方，発行会社サイドからは過小値付けが生じているとされ，本来であれば調達可能であった資金を獲得できなかった現象として捉えられる

2

2021年の数値は東京証券取引所第一部の上場企業を対象とするものである。このパラグラフの数値は，東京証券取引所（2023）に依拠している。

52

証券経済研究ぼす影響に関する実証研究を行う。第４節では，総括と今後の課題について述べる。

2.2

第126号（2024. 6）

Handa and Singh（2015）

2001年４月から2012年３月までの期間にイン

２．先行研究ドのボンベイ証券取引所において新規株式公開を実施した404社を観測対象としている。この

本節においては，新規株式公開企業において404社のうち127社において女性取締役が存在す

女性取締役の全取締役に占める比率等が公開価る。127社の中で，１人の女性取締役が存在す

格のアンダープライシングにおよぼす影響につる企業が103社，２人が23社，３人が１社であいて分析を行っている文献を時系列に紹介を行ることが報告されている。

3

う。

2.1

アンダープライシングに影響をおよぼす諸変

Mohan and Chen（2004）

数をコントロールした上で実施された重回帰分析においては，全取締役に占める女性取締役の1999年から2001年にかけてアメリカにおいて比率は，負の値であるものの有意ではないこと

新規株式公開を果たした757社を観測対象としが報告されている。この結果より投資家達にている。この研究では取締役全員を対象とする

とって女性取締役の存在は重要なシグナルではのではなく，CEO を対象とし，その性別の違なく，インド人女性がトップレベルのポジショいに着目している。CEO の性別によりサンプンへ昇進することが難しい「ガラスの天井」がルの分割を行い，それぞれのアンダープライシ

依然として存在することを示すものであるとしングの値を確認したところ，平均値および中央ている。このように結論づけているが，女性取値ともに有意な差が存在しないことを報告して締役比率の係数の符号がマイナスであることにいる。

対して，女性取締役が存在する企業は複雑なビ女性が CEO を務める新規公開企業（33社）

ジネスに対応できると投資家より認識され，企のアンダープライシングの平均値（中央値）は業価値に関する不確実性が小さくなっている可39 . 28 ％（30 . 46 ％）， 男 性 CEO（724社 ） の 同能性があると述べている。

値は36 . 85%（23 . 46％）であることが記されている。被説明変数をアンダープライシングとす

2.3

Reutzel and Belsito（2015）

る重回帰分析における女性が CEO である場合

アメリカ市場において新規株式公開を実施しを１とするダミー変数は有意な影響力を持たな

た1997年の379社と2007年の186社（計565社）

いという実証分析結果も報告されている。これを観測企業とする研究である。1997年に新規株

らの結果より，新規公開株式のバリュエーショ

式公開を実施した企業の22％が少なくとも１名ンにおいてジェンダーバイアスは存在しないと以上の女性取締役を有しており，2007年に新規している。

公開を果たした企業については37％の企業が少なくとも１名以上の女性取締役が存在することを報告している。実証分析については，女性取3

松本（2021）は，このテーマに関するサーベイ論文である。

53

新規株式公開企業において女性取締役の存在がアンダープライシングの水準におよぼす影響に関する実証研究

締役の人数がアンダープライシングの水準に対締役の年齢，女性取締役が兼任している他社のして，1997年では有意なプラスの影響，2007年

取締役の件数，女性取締役の学歴がアンダープ

においては係数の符号はプラスであるものの有ライシングの水準におよぼす影響について検証

意な影響はないというエビデンスを提示していが行われているが，いずれの変数も有意な影響る。

が存在しないことが報告されている。これらのこの結果に対して，著者たちは以下の解釈を結果より，インドにおいては，新規公開時にお示している。取締役会における女性の存在は，ける女性取締役の存在は，アンダープライスを増加傾向にあるものの，男性取締役を勝るもの低減する「質の高いシグナル」として機能してと は な っ て い な い。 こ の 状 況 を Eagly andおらず，他のシグナルを重視していると推察さKarau（2002）が提唱する役割適合性理論（Role

れると結論づけている。

Congruity Theory）に照らし合わせると，企業の経営陣というのは，男性が担うことが適し

2.5

Badru, Ahmad-Zaluki and WanHussin（2019）ており，女性には適さないという否定的なステ
レオタイプから生じる女性取締役に対する偏見

マレーシアにおいて2005年から2015年においがあるかもしれない。この偏見よりアンダープて新規株式公開を行った220企業を対象としてライスが生じているのではないかと著者たちはいる。この観測企業における女性取締役の総計述べている。

は132人であり，その比率は男性と女性の取締

2007年におけるアンダープライシングに対して女性取締役が有意な影響をおよぼしていない

役人数の総計に対して8 . 7% に過ぎないと報告している。

ことについては，サーベンス・オクスレー法の取締役会において女性取締役が存在している

施行後においては，取締役会における多様性のことを示すダミー変数，および女性取締役の比拡大が求められていることから，投資家が女性率がそれぞれアンダープライシングの水準を低

取締役の存在に関する認識がポジティブな方向下させるという実証結果を報告している。アンへと変化したのかもしれないとしている。

ダープライシングの水準により分割したサンプ

2.4

Kaur and Singh（2015）

ルにおいて，女性取締役の存在を示すダミー変
数が女性取締役の比率に比して有意水準が高い

2007年５月から2013年３月にかけて，インド

ことより，女性取締役の多さではなく，女性取において新規株式公開を行った250社を対象と締役が存在しているということが適切な取締役

している。この250社のうち63 . 2％の企業が女会を有する企業であるというシグナルとして機性 役 員 が 存 在 せ ず， １ 人 存 在 す る 企 業 が能することにより，情報の非対称性を緩和させ，

28 . 6％，２人が7 . 8％，３人が0 . 4％と続く。こアンダープライシングの水準を低下させると指の状況について，インドが男性優位な社会であ摘している。

ると著者たちは述べている。
実証分析においては，女性取締役が存在する
場合のダミー変数，女性取締役の人数，女性取

54

2.6

Arora and Singh（2023）

インドにおけるボンベイ証券取引所の中小企

証券経済研究第126号（2024. 6）

業向け市場およびナショナル取引所の新興企業

女性取締役がアンダープライシングに影響をお向け市場に2012年２月から2018年５月までの期

よぼす役割を果たしていないと述べている。

間に上場を果たした403社の新規公開企業を対

このような結果に対する解釈として，著者た象としている。この403社のうち，回帰分析を

ちは，同じくインドを対象とする研究である行う際に必要な変数を取得することが可能な

Handa and Singh（2015）と同様に，インドの383社が分析対象として用いられている。

企業はファミリー企業であることが多く，その重回帰分析においては，女性取締役に関するファミリーにおける意思決定は主に男性が行う変数として，以下のダミー変数が用いられていことから，取締役会における女性の存在が評価る。 女 性 取 締 役 が 存 在 し な い 企 業（40社 ,されないのであろうとしている。

9 . 93%），女性取締役が１人存在する企業（280

３．実証分析

社 , 69 . 48%），女性取締役が２人以上存在する企業（83社 , 20 . 60%）。これらのダミー変数に加えて，全取締役に占める女性取締役の比率と3.1

女性取締役の独立性（男性取締役と特定の関係

観測対象企業本研究が注目する取締役の女性比率について性を持たない女性取締役の人数が全取締役に占は，2015年３月31日以後に終了する事業年度にめる比率）が用いられている。
被説明変数をアンダープライシング，上記の係る有価証券報告書，および当該事業年度を最女性取締役に関する変数を被説明変数とする重

近事業年度とする有価証券届出書から，その記回帰分析では，分位点回帰の一つ（第１四分位）

載が義務付けられた4。この女性取締役に関すにおける女性取締役の独立性（プラスに有意）る情報を活用すべく，2016年から2022年までの以外は，有意な影響を確認できないことから，

新規公開企業を観測対象企業とする。上場市場

図表１

各市場の新規株式公開企業において女性取締役が存在する企業数

東証一部
プライム

東証二部
スタンダードジャスダック

マザーズ
グロース

全体

2016

9（3） 33 . 33%

4（3） 75 . 00%

14（5） 35 . 71%

54（23） 42 . 59%

81（34） 41 . 97%

201711（7） 63 . 64%

8（2） 25 . 00%

19（4） 21 . 05%

49（19） 38 . 78%

87（32） 36 . 78%

20187（2） 28 . 57%

5（3） 60 . 00%

14（4） 28 . 57%

63（21） 33 . 33%

89（30） 33 . 71%

2019

1（0）

0 . 00%11（4） 36 . 36%

6（3） 50 . 00%

64（27） 42 . 19%

82（34） 41 . 46%

2020

6（4） 66 . 67%

9（4） 44 . 44%

14（4） 28 . 57%

63（27） 42 . 86%

92（39） 42 . 39%

2021

6（3） 50 . 00%

8（3） 37 . 50%

16（4） 25 . 00%

93（51） 54 . 84%

123（61） 49 . 59%

2022

3（2） 66 . 67%

13（7） 53 . 85%

1（1） 100 . 00%

70（42） 60 . 00%

87（52） 59 . 77%

合計

43（21） 48 . 84%

58（26） 44 . 83%

84（25） 29 . 76%456（210） 46 . 05%641（282） 43 . 99%（注） カッコ内は，各年のそれぞれの市場に上場した企業において女性取締役が存在する企業数。
（出所）『株式公開白書』各年版より作成。
4

2014年10月23日に公表された内閣府令第70号「企業内容等の開示に関する内閣府令等の一部を改正する内閣府令」において，2015年３月31日以後に終了する事業年度に係る有価証券報告書，および当該事業年度を最近事業年度とする有価証券届出書から，役員の男女別人数および女性比率の記載を義務付けるという内容が記された。

55

新規株式公開企業において女性取締役の存在がアンダープライシングの水準におよぼす影響に関する実証研究については，東証一部，二部，ジャスダック，

641社のうち282社（43 . 99％）において女性取

マザーズ，プライム，スタンダード，グロース

締役が存在している。

を対象としている。東京証券取引所の市場区分

時系列に女性取締役が存在する企業の比率をの見直しにより，一部，二部，ジャスダック，

みてみると，市場全体の数値においては，2018

マザーズは2022年４月３日で終了し，同年４月

年（33 . 71%）から2022年（59 . 77％）まで増加

４日からプライム，スタンダード，グロースと傾向であることを確認することができる。特にいう新しい市場区分が開始している。

2021年（49 . 59%）から2022年（59 . 77％）にか

図表１は，各市場における新規公開企業数おけては10％以上の増加を示しており，約６割のよび，そのうち女性取締役が１人以上存在する

新規公開企業において女性取締役の存在を確認

企業数をカッコ内に記している。市場区分の見することができる。この2021年から2022年にか直しが行われた2022年に関しては，東証１部（１けての顕著な増加は2021年に実施されたコーポ社）とプライム（２社），東証２部（３社）とレートガバナンス・コードの改訂に起因していスタンダード（10社），マザーズ（10社）とグローると考えることができる。2021年６月11日に改ス（60社）を足し合わせている。

訂された同コードにおいては，女性・外国人・各市場における女性取締役が存在する企業数

中途採用者の管理職への登用等，中核人材へのを確認すると，2016年から2022年までの間に東登用等における多様性の確保についての考え方

証一部＋プライムにおいて新規公開を行った43等を開示すべきとした補充原則２－４①が新設

社のうち21社（48 . 84％），東証二部＋スタンダー

された（図表２）。

ドでは58社のうち26社（44 . 83％），ジャスダッ
クにおいては84社のうち25社（29 . 76％），マザー

3.2

基本統計量

ズ＋グロースでは456社のうち210社（46 . 05％）

図表３は，分析対象企業である641社の基本が新規上場時に女性取締役の存在を確認するこ

統計量を示している。被説明変数として用いるとができる5。これら市場全体でみた場合は，アンダープライシングは，公開価格から初値（売図表２

コーポレートガバナンス・コード

補充原則２－４①

上場会社は，女性・外国人・中途採用者の管理職への登用等，中核人材の登用等における多様性の確保についての考え方と自主的かつ測定可能な目標を示すとともに，その状況を開示すべきである。
また，中長期的な企業価値の向上に向けた人材戦略の重要性に鑑み，多様性の確保に向けた人材育成方針と社内環境整備方針をその実施状況と併せて開示すべきである。
（出所） 東京証券取引所（2021）「コーポレートガバナンス・コード ～会社の持続的な成長と中長期的な企業価値の向上のために～」2021年６月11日。
5

2016年にマザーズにおいて新規公開を果たしたバリューゴルフ社，ヨシムラ・フード・ホールディングス社，PR TIMES 社の３社については，女性役員の人数および比率の記載が義務付けられることになった2015年３月31日以後に終了する事業年度
を最近事業年度とする有価証券届出書を有しないため，女性役員の存在の有無を確認することができない。2016年におけるマザーズの新規公開企業において，上記３社を除いた，女性取締役の存在の有無を有価証券届出書において確認することができる51社に限った女性取締役が存在する企業の比率は45 . 10% となる。2016年の新規公開企業において2015年３月31日以後に終了
する事業年度を最近事業年度とする有価証券届出書を有しないのは，上記のマザーズの３社のみである。

56

証券経済研究
図表３
全サンプル 641社

第126号（2024. 6）

基本統計量

平均値

中央値

標準偏差

アンダープライシング

0 . 853

0 . 470

1 . 176

女性取締役の人数

0 . 5910 . 000

0 . 769

取締役の総数

8 . 676

8 . 000

1 . 818

女性取締役比率0 . 0690 . 000

0 . 092

RUNUP-0 . 006

0 . 001

0 . 052

企業年齢

19 . 274

14 . 11016 . 094

資金調達額（百万円）

9853 . 966

1348 . 000

106344 . 703

売上高（百万円）

18277 . 317

3193 . 000

147749 . 469

大規模企業 320社
（売上高中央値より上）

平均値

中央値

標準偏差

アンダープライシング

0 . 514 ***0 . 255

女性取締役の人数

0 . 5880 . 000

取締役の総数

9 . 225

女性取締役比率0 . 065

RUNUP-0 . 006

企業年齢

25 . 153***

9 . 000***

0 . 783***

0 . 000
19 . 450

2 . 0280 . 0880 . 002***

0 . 8790 . 048***

19 . 770

資金調達額（百万円）

17325 . 719 *

1757 . 000***

150189 . 619

売上高（百万円）

35099 . 491

8026 . 500***

207916 . 199

中小規模・中堅企業 321社
（売上高中央値より下）

平均値

アンダープライシング

1 . 189

女性取締役の人数

0 . 593

取締役の総数

8 . 124

***

中央値
***

0 . 858***

8 . 000

標準偏差***1 . 327***

1 . 380

0 . 000

0 . 756

女性取締役比率0 . 074

0 . 000

0 . 095

RUNUP-0 . 005

0 . 001

0 . 055***

12 . 055***

7 . 696

資金調達額（百万円）

企業年齢

2399 . 593 *13 . 421

1054 . 500***

4519 . 694

売上高（百万円）

1512 . 885

1369 . 000***

821 . 024***

（注） ***1％で有意，**5％で有意，*10％で有意。
（出所） データはディスクロージャー実務研究会編『株式公開白書』他より採取。

買開始日の終値を用いている）の変化率として

Arugaslan, Cook and Kieschunik（2004）が新算出され，平均値（中央値）は0 . 853（0 . 470）

規公開の直近事業年度の売上高を用いている。

である。公開価格と初値の乖離は小さくない状

また，新規公開企業の事前の不確実性とアン

況であることをうかがうことができる。

ダ ー プ ラ イ シ ン グ の 関 係 に 着 目 し た Beatty

コントロール変数については，以下の先行研

and Ritter（1986）は資金調達額とアンダープ

究を参考に設定を行う。新規公開企業と投資家

ライシングの水準には負の関係があることを報間の情報の非対称性の度合いを表す変数とし告している。

て，Habib and Ljungqvist（2001）が企業創立

企業年齢は，企業の設立から新規上場までにか ら 新 規 公 開 日 ま で の 公 開 所 要 年 数 を，要した年数を示し，平均値（中央値）は19 . 274

57

新規株式公開企業において女性取締役の存在がアンダープライシングの水準におよぼす影響に関する実証研究

年（14 . 110年）である。新規公開実施直前期のは存在しない。他の変数については，分類の基

売上高の平均値（中央値）は，182億7731万円（31

準として用いた売上高を除いて，他に有意な差

億9300万円）である。資金調達額は，新規公開が存在する変数は，アンダープライシングの水時の公募部分と売出部分を足し合わせた資金調

準，企業創立から新規公開までの年数（企業年

達の総額であり，平均値（中央値）は，98億齢），および資金調達額である。後の回帰分析

5396万円（13億4800万円）である。重回帰分析

において，この売上高で分割したそれぞれのサにおいて，売上高と資金調達額については自然

ンプルも用いる。

対数値を用いる。
新規上場日前の市場の変化を示す RUNUP

3.3

実証結果

については，売買開始日前のマーケット・イン

図表４は，被説明変数をアンダープライシン

デックスがアンダープライシングの水準に正のグの水準とする重回帰分析の結果を示してい影響をおよぼしていることを示した Kutsuna,

る。Model 1 および Model 2 は全観測企業（641Smith and Smith（2009）を参考に，売買開始日社）を対象とするものであり，Model 3 およびの直前営業日の８営業日前から直前営業日まで

Model 4 は大規模企業（売上高が中央値より上の市場インデックスの変化率を求めている。市の企業＝320社）を対象としており，Model 5

場インデックスについては，それぞれの上場市

および Model 6 は中小規模・中堅企業（売上場を対象とする以下の指数を用いた。TOPIX

高が中央値より下の企業＝321社）を分析対象（東証一部，プライム新規上場企業） 東証第二としている。

部株価指数（東証二部新規上場企業），東証ス

コントロール変数については，先述の変数以タンダード市場指数（スタンダード新規上場企

外に証券会社ダミーと CG コードダミーを設定

業），ジャスダック・インデックス（ジャスダッ

している。証券会社ダミーは，大手四社（野村，ク新規上場企業） 東証マザーズ指数（マザー大和，日興，みずほ）が主幹事を務めた場合にズ，グロース新規上場企業）。新規上場日前の１をとる変数である。CG コードダミーについ

市場の変化を表す RUNUP の平均値（中央値）ては，「女性・外国人・中途採用者の管理職へ

は－0 . 006（0 . 001）である。回帰分析においての登用等といった中核人材への登用等におけるは，これらの変数に加えて，上場市場，上場年，多様性の確保についての考え方，目標，状況をおよび業種の違いについてコントロールしてい開示するとともに，多様性の確保に向けた人材る。

育成方針やその実施状況などを開示すべき」と

図表３においては，企業規模において観測対した2021年６月11日のコーポレートガバナン

象企業を二つに分けた場合のそれぞれの基本統

ス・コードの改訂に対応し，2021年６月11日以

計量も示している。売上高の中央値より上（大降に新規公開を果たした企業に１を付した変数企業），売上高の中央値より下（中小・中堅企業）である。

として分類している。この分類においては，取まず，全観測企業を対象とする Model 1 お

締役の総数は大企業が有意に大きいが，女性取よび Model 2 の結果を概観すると，全取締役

締役の人数については両者に統計的に有意な差に占める女性取締役の比率が５％でマイナスに58

証券経済研究
図表４
Model 1
女性取締役比率第126号（2024. 6）

被説明変数をアンダープライシングとする回帰分析
Model 2Model 3Model 4Model 5-0 . 810**-0 . 310-1 . 448***（0 . 314）（0 . 372）（0 . 437）

女性取締役ダミー-0 . 118*-0 . 041（0 . 061）

Model 6

-0 . 219**（0 . 069）（0 . 094）

資金調達額（自然対数） -0 . 460***-0 . 461***-0 . 345***-0 . 346***-0 . 621***-0 . 626***（0 . 040）（0 . 040）（0 . 051）（0 . 051）（0 . 060）（0 . 061）

売上高（自然対数）
企業年齢
証券会社ダミー
CG コードダミー
RUNUP
切片
市場ダミー

-0 . 054-0 . 050

0 . 0090 . 009-0 . 146*-0 . 135（0 . 037）（0 . 037）（0 . 052）（0 . 052）（0 . 087）（0 . 088）-0 . 006***-0 . 006***-0 . 004*-0 . 004*-0 . 017**-0 . 016**（0 . 002）（0 . 002）（0 . 002）（0 . 002）（0 . 006）（0 . 006）

0 . 0910 . 088

0 . 124

0 . 1220 . 157

0 . 152（0 . 087）（0 . 087）（0 . 098）（0 . 098）（0 . 133）（0 . 135）-0 . 701***-0 . 698***-0 . 632***-0 . 632***-0 . 655***-0 . 649***（0 . 155）（0 . 154）（0 . 233）（0 . 232）（0 . 184）（0 . 196）

3 . 604***

3 . 655***

3 . 025***

3 . 047***

3 . 467***

3 . 627***（0 . 718）（0 . 721）（0 . 992）（0 . 995）（1 . 019）（1 . 027）

4 . 730***

4 . 708***

2 . 774***

2 . 776***

4 . 392***

4 . 303***（0 . 499）（0 . 498）（0 . 568）（0 . 570）（0 . 667）（0 . 685）

YES

YES

YES

YES

YES

YES

産業ダミー

YES

YES

YES

YES

YES

YES

年ダミー

YES

YES

YES

YES

YES

YES

F値

12 . 160***

12 . 090***

4 . 979***

4 . 971***

9 . 634***

9 . 478***

調整済決定係数

0 . 439

0 . 438

0 . 359

0 . 359

0 . 455

0 . 451

観測企業数

641

641

320

320

321

321

（注） カッコ内は標準誤差を示す。***1% で有意，**5% で有意，*10% で有意，
（出所） データはディスクロージャー実務研究会編『株式公開白書』他より採取。

有意，女性取締役が１人以上存在する場合に１役の存在を示すダミー変数が５% でマイナスをとるダミー変数が10% でマイナスに有意なに有意であり，全観測企業を対象とする場合よ

影響をおよぼしていることが確認された。

りも係数および有意水準ともにアンダープライ

大規模企業（売上高が中央値より上の企業＝

シングの水準に対して女性取締役の変数が大き320社）を対象とする Model 3 および Model 4

な負のインパクトを有することが示された。

については，女性取締役に関する比率およびダミー変数は，符号はマイナスであるものの，有４．おわりに意な影響であることを確認することができない。中小規模・中堅企業（売上高が中央値より

本稿においては，新規公開企業における女性

下 の 企 業 ＝321社 ） を 検 証 対 象 と し て い る

取締役の存在が公開価格のアンダープライシン

Model 5 および Model 6 に関しては，女性取グの水準におよぼす影響について実証分析を実締役の比率が１％でマイナスに有意，女性取締施した。まず，2022年の新規公開企業では，約59新規株式公開企業において女性取締役の存在がアンダープライシングの水準におよぼす影響に関する実証研究

６割の企業において女性取締役の存在を確認す

アンダープライシングの水準に対して大きな負ることができるというデータを示した。この数のインパクトを有する結果が示された。大規模値は2021年以前より高く，2021年６月における企業に比して，情報の非対称性が大きい中小規

コーポレートガバナンス・コードの改訂におい模・中堅企業において女性が取締役に数多く登て，女性・外国人・中途採用者の管理職への登用されていることがポジティブなシグナルとな用等に関する多様性の確保に向けた人材育成方ることを示唆している。

針やその実施状況などを開示すべきとする補充第２節で行った先行研究のサーベイでは，マ原則の追加が行われたことが影響していると思レーシアを対象とする Badru, Ahmad-Zaluki andわれる。

Wan-Hussin（2019）のみが女性取締役に関する

しかし，プライム市場に上場する企業の約８変数がアンダープライシングに対して負の有意な割において女性取締役が存在する状況を考える影響があることを報告している。アメリカを対

6と ，新規上場企業において女性取締役が存在象とする Mohan and Chen（2004），Reutzel andする比率は２割程度低い。この状況は中小・ベ

Belsito（2015）7，インドを対象とする Handa andンチャー企業において女性の登用が進んでいな

Singh（2015），Kaur and Singh（2015），Arora

い状況が存在する可能性を示唆するものかもし

and Singh（2023）は，女性取締役に関する変れない。

数がアンダープライシングに対して有意な影響

女性取締役の存在が，新規公開時のアンダーを確認することができないとしている。これら

プライシングにおよぼす影響に関する実証分析の研究における観測対象企業は最も新しいもの

においては，全取締役に占める女性取締役の比で2018年（Arora and Singh, 2023） で あ り，

率および女性取締役の存在を示すダミー変数が多くの研究は2000年前後を観測対象としている。

負に有意な影響をおよぼしている状況が示され本研究では，ESG 投資に対する関心が以前た。この女性取締役に関する二つの変数では，よりも高いと思われる近年（2022年までを対象）

比率がダミー変数よりも係数および有意水準にの新規公開企業を観測対象としていることが，おいてともに大きい。これは女性取締役の存在

女性取締役の存在に関するポジティブな影響をそのものより，女性取締役の声が経営上の意思確認できた可能性を有する。新規公開実施年に決定に反映される大きさを投資家がポジティブ

よるサンプル分割を行った検証については，別に評価している可能性を示唆するものであろ

稿にて実施したい。また，女性取締役の存在が，う。全観測対象企業を売上高により二分割した

新規公開後の業績にどのような影響をおよぼしサンプルでは，売上高が中央値より小さいサンているのかについて明らかにすることは重要なプルにおいて，女性取締役の比率およびダミー

研究課題であると認識している。

変数ともに全観測企業を対象とした場合よりも6

東京証券取引所上場部（2023）によると，2022年においてプライム市場上場会社で女性役員が存在しない企業数は344社（18 . 7%）
であると記している。

7

Reutzel and Belsito（2015）においては，2007年に新規公開を実施した企業については女性取締役の人数はアンダープライシ
ングに対して有意な影響を確認できないが，1997年の観測においては女性取締役の人数がプラスの影響をおよぼすことを報告
している。

60

証券経済研究〈付記〉 本稿は科学研究費補助金（研究課題：
21K01646）
による研究成果の一部である。

第126号（2024. 6）

Psychological Review, 109（3）,573-598.
Habib, M. A. and Ljungqvist, A. P.（2001）, Underpricing and Entrepreneurial Wealth Losses in
IPOs: Theory and Evidence, The Review of Fi-

参

考

文

献

東京証券取引所上場部（2023），『東証上場会社コー
ポレート・ガバナンス白書 2023』。
松本守（2021），「新規株式公開（IPO）における取締役会のジェンダーダイバーシティの役割 : 文
献サーベイ」『獨協経済』109, 35-42.
Arora, N. and Singh, B.（2023）, Do Female Directors Signal Indian SME IPOs Quality? Evidence
from a Quantile Regression Approach, Global
Business Review 24（1）,185-205.
Aruǧaslan, O., Cook, D. O. and Kieschnick, R.（2004）,
Monitoring as a Motivation for IPO Underpricing, The Journal of Finance 59（5）,2403-2420.
Badru, B. O., Ahmad-Zaluki, N. A. and Wan-Hussin,
W. N.（2019）, Signalling IPO Quality throughFemale Directors, International Journal of Managerial Finance 15（5）,719-743.
Beatty, R. P. and Ritter, J. R.（1986）, Investment
Banking, Reputation, and the Underpricing of
Initial Public Offerings, Journal of Financial Economics 15（1-2）,213-232.
Eagly, A. H. and Karau, S. J.（2002）,Role Congruity

nancial Studies 14（2）,433-458.
Handa, R. and Singh, B.（2015）, Women Directors
and IPO Underpricing: Evidence from IndianMarkets, Gender in Management: An International Journal 30（3）,186-205.
Kaur, A. and Singh, B.（2015）, Does Gender Diversity on Indian Boards Impede IPO Underpricing? Management and Labour Studies 40（1-2）,
194-205.
Kutsuna, K., Smith, J. K. and Smith, R. L.（2009）,
Public Information, IPO Price Formation, andLong‐Run Returns: Japanese Evidence, The
Journal of Finance 64（1）,505-546.
Mohan, N. J. and Chen, C. R.（2004）, Are IPOs
Priced Differently Based upon Gender?. The
Journal of Behavioral Finance 5（1）,57-65.
Reutzel, C. R. and Belsito, C. A.（2015）, Female Directors and IPO Underpricing in the US, International Journal of Gender and Entrepreneurship 7（1）,27-44.

（九州産業大学商学部教授・
当研究所客員研究員 船岡 健太）（北九州市立大学経済学部准教授 姚 智華）

Theory of Prejudice Toward Female Leaders.

61