証券経済研究第108号（2019.12）

M&A における経営改善効果の検証＊
浅

要

田

克

己

旨

本稿では，M&A 発表時の株価効果を計測し経営改善効果を検証する。その際，日本の M&A の特徴であるグループ企業間の M&A に注目し非グループ企業
間 M&A との差異を検証する。日本の上場企業同士の2008年から2016年までのM&A 発表時の株価効果をイベント・スタディで計測した結果，サンプル全体の
株 価 効 果 で あ る CAR の 平 均 値 は， 買 手 企 業 が0.42 ％， タ ー ゲ ッ ト 企 業 が
16.06％，両者加重平均は1.37％でいずれも統計的に有意なプラスとなっており，全体としてシナジー効果があったことを示している。
買手企業とターゲット企業の資本関係が弱い段階での M&A は，株式市場から事業再編に伴うシナジー効果への期待から株価効果も高い。しかし，グループ内
M&A は，親会社の持株比率が高まると，買手企業および両者加重平均の CAR
はいずれもマイナスとなる。
経営改善効果については，非グループおよび資本関係の弱い段階での M&A において，シナジー仮説や大坪［2011］の事業再編仮説と整合的で経営改善効果が確認された。しかし，グループ内取引では経営改善効果は確認できず，大坪［2011］の関係会社救済仮説と整合的といえる。
シナジー効果は両者加重平均 CAR として把握できる。クロスセクション回帰分析の結果，両者加重平均 CAR に全体としてプラスに影響した要因は，ター
ゲット企業の買手企業に対する相対的規模であり，マイナスに影響する要因は，グループ内取引での親会社の影響度とターゲット企業の ROA であった。非グ
ループに関しては，プラスに影響した要因は，買手企業以外のターゲット企業の大株主持株比率の増加，およびターゲット企業の規模が相対的に大きいことが挙げられる。グループ内取引に関しては，両者加重平均 CAR に対し有意にプラス＊本稿の執筆にあたって，関西学院大学大学院商学研究科の岡村秀夫先生，阿萬弘行先生から有益なコメントを頂き大変お世話になった。ここに記して感謝申したい。もちろん，本稿における過誤はすべて筆者の責に帰するものである。

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M&A における経営改善効果の検証の影響を及ぼす要因が無く，マイナスの影響を及ぼした要因としては，救済型
M&A，買手企業の持株比率の増加，買手企業の売上高成長率，買手企業の有利子負債比率が挙げられる。

目次

Ⅰ．はじめに4 ．救済型と非救済型

Ⅱ．先行研究と検証仮説

5 ．買収プレミアム

1 ．シナジー仮説

Ⅳ．実証分析

2 ．非シナジー仮説

1 ．サンプル全体の株価効果

3 ．資本関係と株価効果

2 ．資本関係別の株価効果

4 ．経営改善効果

3 ．経営改善効果と株価効果

Ⅲ．分析方法4 ．クロスセクション回帰モデル

1 ．株価効果のイベント・スタディの概要
2 ．サンプルおよびデータの説明

5 ．クロスセクション回帰分析の結果
Ⅴ．おわりに

3 ．非グループとグループ内

対性・コンテストの有無，③経営改善効果，④Ⅰ．はじめに買収防衛策導入，⑤事業関連性，⑥経営陣に対するモニタリング効果，⑦買収プレミアム，⑧

日本の M&A（Merger and Acquisition）は，関係会社間 M&A，⑨株式市場の非効率を考慮

1990年代の終わりから急激に増加した。もともした要因（行動ファイナンス的な解釈）を挙と M&A が盛んな米国では M&A の経済性にげ，それらに関する国内外の先行研究をサーベ関して様々な研究が行われていたが，日本でのイし，伝統的手法を駆使し独自の実証分析を研究は少なく，井上・加藤［2006］は，日本特行っている。米国と異なり，当時の日本では敵有の M&A の性格に注目して経済性分析を行っ

対的 M&A・コンテスト型 M&A が極めて少な

た先駆的研究であると思われる。

かった。そこでの分析目的の一つは，日米のM&A の経済性を分析する伝統的手法は，主M&A の性格の違いを踏まえた上で，米国におとして買収企業（以下「買手企業」という）とける株価効果の要因に関する仮説が，日本の被買収企業（以下「ターゲット企業」という）M&A の株価効果についても説明力を持つか否の M&A 発表前後の株主価値に対する M&A

かを検討することにあった。

の影響（株価効果）を計測する方法がとられ日本の上場企業は，子会社や関連会社を総称る。井上・加藤［2006］は，株価効果の主な要

した関係会社を数多く有し，グループとして事因として，①買収対価の支払手段の選択，②敵

業活動を行っていることが多い。しかも，関係

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証券経済研究第108号（2019.12）

会社の株式公開後も，親会社―上場関係会社と買収プレミアムの調整を通じて最適に分配されして活動しているケースが多くみられる。コーたものと仮定して分析を進めている。

ポレートガバナンスの観点から，株主構成の中

本稿の構成は次の通りである。Ⅱ節の先行研

で，企業の意思決定に重要な影響を及ぼし得る究と検証仮説では，シナジー仮説，非シナジー

支配的大株主として存在する親会社の影響力を仮説，および分析に関係する先行研究をサーベ無視できないと考えられる。

イし検証仮説を提示した。Ⅲ節は，イベント・

米国では，効率的な経営を行っている企業にスタディの概要とデータ収集とサンプルの分類

よる非効率的経営を行っている企業の買収にはを説明した。Ⅳ節は，サンプル全体を使用した

経営改善効果があると報告されている。米国で累積超過リターン（CAR：Cumulative ������
Abnor�

は，多くの産業で過剰生産力が発生していた

mal Return）の推計を行い，資本関係別，救1980年代に敵対的 M&A が大規模に行われ，済型・非救済型 M&A に分類した CAR を集計

敵対的 M&A が持つ経営改善効果に注目されして経営改善効果の検証を行なった。その後にた。日本では，敵対的 M&A は少なかったが，CAR を被説明変数としたクロスセクション回

単独での生き残りが困難になった企業経営者に

帰分析を行う。Ⅴ節は，本稿のまとめである。

友好的 M&A は受け入れられた。敵対的 M&Aのかわりに業績不振のターゲット企業が再建を

Ⅱ．先行研究と検証仮説図るため以前から関係の深かったグループ企業
や強力な同業他社の傘下に入ることを選択する
場合も多かった。日本では非効率な企業が救済

1．シナジー仮説型 M&A という形で整理されるメカニズムがM&A の動機を説明する主要仮説としてシナ働いた可能性がある。本稿では，業績の悪化しジー仮説，エージェンシー仮説，自信過剰仮説

たターゲット企業の経営再建を目的とする救済が挙げられる1）。本稿では，エージェンシー仮型 M&A による経営改善効果に焦点を当てる。

説および自信過剰仮説をまとめて非シナジー仮

その際，日本の特徴であるグループ企業間の説と呼ぶこととする。

M&A に注目し非グループ企業間 M&A との差

3 つの主要仮説のうち，本稿の以下の議論と異を検証する。検証に際し，株価効果を市場モ

深 く 関 係 す る 仮 説 が シ ナ ジ ー 仮 説 で あ る。

デルの予測誤差をもとに計算し，買手企業とGaughan［2011］によれば，シナジーは M&A

ターゲット企業の株式時価総額をウエイト付けの純買収価値（NAV：Net Acquisition Value）て百分比で表した総シナジー利益で計測した。

をプラスにすることを可能にする。NAV は次

これが両者加重平均累積超過リターン（両者加の基本式（ 1 ）で表現できる。

重平均 CAR）である。そして，両者加重平均

NAV＝［VAB－（VA＋VB）］－（P＋E）

CAR がターゲット企業の経営改善効果に影響

ここで，VAB： 2 つの企業の結合された価値

されたかどうかを統計的に検証する。ただし，

VA：Ａ社の価値

ターゲット企業の経営資源が M&A により有

VB：Ｂ社の価値効活用され，総シナジー利益が両者の株主間でＰ：Ｂ社へのプレミアムの支払⑴

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M&A における経営改善効果の検証

Ｅ：買収プロセスの費用と定義できる。一方，買手企業は M&A を行

角型括弧の中はシナジー効果である。シナジー

うために，買収価額分のキャッシュを支払う。

効果は買手企業による M&A を正当化するた

よって，M&A の投資額は買収価額となる。結め（P＋E）よりも大きくならねばならない。

局，買手企業の立場での NPV は，次の（ 2 ）たとえば，買手企業は経営改善のような成果か

式ように定義できる。

らシナジー効果に基づく利益を受取ってプレミM&A 投 資 の NPV＝（M&A 投 資 の 将 来アムと相殺することが必要となる。プレミアム

キャッシュフローの割引現在価値）－（買収の支払い（P）が合理的となるためにはシナ価額）

ジー利益（SG）の割引現在価値がプレミアム⑵

M&A においては，将来キャッシュフローのの支払いを上回らなければならない。

増加の現在価値が買収価額を上回る場合に

SG2
SGt
SG1
＋
2 ＋…＋
t ＞P
1＋r （1＋r）（1＋r）

NPV が正となり，株主価値を創造できること

ただし，r＝リスク調整割引率，t＝シナジー効
果持続期間である。

になる。
シナジー仮説によれば，M&A はシナジー効
果を生むから実施される。M&A が価値を創造

プレミアムは通常 M&A 実施時点で支払わする要因として，規模の経済，範囲の経済，取れ，シナジー利益は時間の経過とともに現れる

引コストの低減，経営改善効果，事業ポート

ことがプレミアムの支払いを合理的に説明する

フォリオの再編，負債の効果（節税効果，規律際に複雑化させる。基本式（ 1 ）は，株価効果

付け効果，フリー・キャッシュフロー削減効2）

要因を分析する方向性を示す 。本稿では，両果）を挙げることができる。M&A において，者加重平均 CAR で NAV を計測している。

これらの要因がうまく機能すれば M&A 実施
前の各企業価値の合計を上回る企業価値の創造

また，買手企業にとって M&A は一種の投資 で あ る か ら，M&A 投 資 の 正 味 現 在 価 値（NPV：Net Present Value） を 定 義 し て み よを実現することができる3）。

2．非シナジー仮説

う。M&A においては，買手企業はターゲット

エージェンシー仮説は，経営者と株主の利害

企業の単体キャッシュフローに加えて，シナの対立が主なテーマとなる。たとえば，買手企ジー効果によるキャッシュフロー（シナジー・業の経営者が私的な利益を得る目的で事業関連

キャッシュフロー）を得るはずである。あるい性の低いターゲット企業を買収する場合や，企はそのような M&A を行う必要がある。M&A

業の存続のために急成長の企業を買収する場合投資がもたらす将来キャッシュフローは，が該当する。これらの買収は，買手企業の株主（M&A 投資の将来キャッシュフロー）＝

価値を低下させる傾向がある4）。また，経営者（ターゲット企業が
M&A を行わなくてもはフリー・キャッシュフローを浪費する可能性稼いだと考えられる単体キャッシュフ

があるため，負債契約や M&A によって，フロー）＋（シナジー効果によるシナジー・

リー・キャッシュフローに関する経営者の裁量

キャッシュフロー）的な行動をコントロールできると主張した

96

証券経済研究第108号（2019.12）

Jensen［1986］のフリー・キャッシュフロー

プラスの相関があり，経営者持株比率が増加す仮説もエージェンシー仮説の視点で議論されると株主リターンも増加する。ターゲット企業る。

の株主リターンと機関投資家の持株比率の関係

Roll（1986） の 自 信 過 剰 仮 説（hubris ���hy�

は，サンプル全体および複数入札の場合においpothesis）では，経営者が自身の経営能力を過て，限界税率が低く買収プレミアムを所与のも信して，ターゲット企業を過大評価する可能性のとして行動すると仮定した機関投資家の持株を指摘した。この仮説のもとでは，買手企業の比率に対し株主リターンはマイナスに相関す

株主価値は低下し，ターゲット企業の株主価値る。ターゲット企業の株主リターンと入札企業が増大するので，買手企業からターゲット企業の持株比率の関係は，サンプル全体の場合，マに富が移転されることになる。

イナスに相関し，入札企業の持株比率の増加

3．資本関係と株価効果

は，ターゲット企業の株主価値を減少させるという結果を示した。Stulz et al.［1990］を単純（ 1 ） Stulz, Walkling, and Song［1990］

化すると，入札企業の持株比率が増加するにつStulz, Walkling, and Song［1990］は，1968

れてターゲット企業への影響力が強まる。他方

年から1986年までの公開買付（TOB）を分析

ターゲット企業経営者の敵対力ないし交渉力が対象として，ターゲット企業の株主が獲得する

弱まり，入札企業は後続の入札者を阻止できるリターンが，ターゲット企業のステークホル

ため競合状態が無くなるとともに，入札企業のダーの持株比率に関係することを実証的に分析影響力の強さが買収価格を低下させ，ターゲッ

した。ターゲット企業のステークホルダーとト企業の株主リターンを低下させる可能性があは，ターゲット企業の経営者，機関投資家，おることを示唆している。

よび買手企業である。ターゲット企業の経営者が，その地位に固執することで得る利益は企業（ 2 ） 大坪［2011］

によって異なるが，TOB によって経営者の地

大坪［2011］では，日本の親会社と上場関係位を追われた場合に失う超過利潤が，TOB へ

会社間の合併の動機について，1985－2007年のの応募で得られる買収プレミアムの見込み額よサンプルを用い株価反応に基づき分析していりも小さい場合，経営者は積極的に TOB に応る。親会社―上場関係会社間の合併に伴う事業募する可能性がある。サンプルは入札企業が競

再編が，重複事業部門の解消，コスト削減等で合するかどうかというコンテスト性の有無で，シナジー効果を期待できるとする事業再編仮説

入札企業が複数の場合と単数の場合に分類されと，親会社による業績の悪化した上場関係会社

る。

の救済を合併の目的とする関係会社救済仮説のターゲット企業の株主リターンとターゲット

二つの検証仮説を提示した。事業再編仮説が妥企業のステークホルダーの持株比率の関係は次当するのであれば，親会社と事業上の関係を持の通りである。入札企業が複数存在し入札を競つ上場関係会社が合併することで，双方の株主う状態のもとでは，ターゲット企業の株主リ価値が高まると予想した。関係会社救済仮説にターンは，ターゲット企業の経営者持株比率と基づくと，合併により親会社の株主価値は低下

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M&A における経営改善効果の検証することが予想される。一方，上場関係会社の国における親子間合併の株価効果を分析し，買株主価値については上昇と下落のどちらも予想

手企業，ターゲット企業とも株主価値が増大しされる。たとえば，親会社に救済されることにており，特に子会社の少数株主はアームスレン

より，価値のほとんどない上場関係会社株と交グス（第三者間）の M&A と同水準の超過リ

換に親会社株を上場関係会社の少数株主が得る

ターンを得ているとの結果を得た。この結果かのであれば，上昇する可能性がある。この場

ら，親子間合併における親会社の超過リターン

合，交換プレミアムがプラス要因となる。まが，子会社株主からの価値移転でないと説明した，合併の公表が上場関係会社の経営状態の悪ている。また一方で，子会社を買収した第三者化というシグナルを株式市場に伝達するのであ企業の株主はマイナスの超過リターンとなる。

れば，反対に株主価値が下落することが予想さ

これは，親子間合併でも付加価値が生じると期れる。

待される一方，第三者の買手企業は買収価格を

事業再編仮説と関係会社救済仮説は，相互排他的ではなく，業績の悪化した上場関係会社の過剰に支払っている可能性があると述べている6）。

救済と同時に事業再編が実施される可能性がある。したがって，合併の公表に対する親会社お（ 4 ） 検証仮説 1

よび上場関係会社の株価は，どちらかの仮説で本稿のサンプルでは，グループ内取引が43％

より強い影響を及ぼしている方を反映する。

を 占 め る。 グ ル ー プ 内 取 引 で は Stulz et al.

大坪［2011］は，イベント・スタディにより［1990］の示した買手企業の持株比率とター

合併発表日後30日間で親会社の超過リターンがゲット企業の株主リターンの負相関や，大坪

マイナスに推移したのに対し，上場関係会社の［2011］の関係会社救済仮説が当てはまると予超過リターンがプラスに推移したことを確認想される。非グループ取引では，シナジー効果

し，関係会社救済仮説が妥当すると述べた。しを中心に説明でき，大坪［2011］の事業再編仮

かし，株式交換制度が事業再編で利用可能とな

説，あるいは Slovin and Sushka［1998］の研る1999年以降になると，親会社の株価反応が有究が妥当すると考えられる。以上をまとめて，意ではないがプラスになり，関係会社の株価反検証仮説 1 を次のように設定する。

応が有意なプラスになった。この結果から，部

検証仮説 1 ：買手企業の持株比率 r の増加と分的ながら1999年以降では事業再編仮説とも整ともにターゲット企業の株価効果が低下する負5）合的であると論じている 。

の相関がある。また，グループ内取引では，親会社の持株比率と買手企業およびターゲット企（ 3 ） Slovin and Sushka［1998］

業の株価効果との間に負の相関がある。この場

グループ内取引で，力関係に基づき買手企業

合，大坪［2011］の関係会社救済仮説と整合的に有利な取引条件の M&A が行われると，ターとなる。非グループ取引は，シナジー仮説およゲット企業の少数株主から価値移転により買手

び大坪［2011］の事業再編仮説と整合的であ企業の株主が超過リターンを受取る可能性が考り，買手企業もターゲット企業もともにプラスえられる。Slovin and Sushka［1998］は，米の株価効果を生じる。

98

証券経済研究第108号（2019.12）（ 3 ） 井上・加藤［2006］

4．経営改善効果

井上・加藤［2006］は，M&A 発表日の株価（ 1 ） Lang, Stulz, and Walking［1989］

効果に関する複数の要因分析を行い，その中Lang, Stulz, and Walking［1989］は，米国で，グループ企業間の取引やターゲット企業のの1968年から1986年までの TOB を対象に，株経営改善を目的とした救済型 M&A の問題を価効果と経営の質との関係を分析した。彼ら扱っている。日本では，サンプルのほぼすべて

は，経営の質の指標として Tobin のｑ（以下の取引で買手企業とターゲット企業の間に事業7）「Ｑ」と呼ぶ）を用いた 。実証分析により，関連性があり，事業関連性に伴うシナジー効果①高いＱの買手企業は，低いＱの買手企業よりに加え，経営改善効果による追加的ベネフィッ

高い株価効果を生じた。②低いＱのターゲット

トがある救済型 M&A は，非救済型 M&A よ

企業は，高いＱのターゲット企業より大きな買

り高い株価効果が期待され，これを経営改善仮収プレミアムを獲得している。③ターゲット企説と呼んだ。

業のＱは，買収される以前の 5 年間で株式市場

経営改善効果と企業グループの問題につい平均と比べ低い。これは，ターゲット企業の経て，Kester［1991］ は， 日 本 で は M&A 後 の営陣が非効率な経営をしていたためと解釈でき

大規模なリストラクチャリングが困難なため，る。④高いＱ企業による低いＱ企業の買収は，大きな経営改善効果を期待できないと論じた。

買手企業・ターゲット企業 2 社合同で他の買収

しかし，企業がステークホルダーとの信頼関係

より大きな株価効果を生んでいることを発見しを重視する日本では，M&A による経営改善効た。④は経営改善効果によると解釈している。

果は小さいが，非効率な経営に対しては親会

また，Servaes［1991］も，Lang et al.［1989］

社・関係会社やメインバンクが早期に介入を行と同様の結果を報告している。

うモニタリング・システムを発展させてきたと指摘している。この考察に基づくと，救済型（ 2 ） Kang, Shivdasani, and Yamada［2000］

M&A の中でもグループ内取引の方が，内部情Kang, Shivdasani, and Yamada［2000］

報に基づく早期介入の結果である可能性が高は，1977年から1993年までの日本国内でのサン

く，非グループ企業間の救済型取引より高い株

プルで経営改善効果の分析をしている。分析結価効果になる可能性がある。井上・加藤［2006］

果，サンプルの10％が救済型 M&A であった

は，経営改善効果の検証のため次の仮説①およが，その救済型 M&A における買手企業の株び仮説②を立てた。

価効果は有意にマイナスとなっており，その他

仮説①

日本では，救済型が事業関連性に伴の M&A における買手企業の株価効果よりもうシナジー効果に加え，経営改善効果があるた

有意に低くなっていると報告している。ただめ，非救済型より大きなプラスの株価効果があ

し，救済されるターゲット企業の株価効果は明る

8）らかにされていない 。

仮説②

救済型 M&A では，グループ内取引の買手企業の方が非グループ取引の買手企業
より高い株価効果となる

99

M&A における経営改善効果の検証

井上・加藤［2006］の検証結果は次のように

M&A より大きなプラスの株価効果となる。まなった。救済型 M&A は非救済型 M&A よりた，救済型 M&A では，グループ内取引の買株価効果が有意に低く，買手企業の株主価値を手企業の方が非グループ取引の買手企業より高有意でないが減少させる。これは，経営改善効

い株価効果を得る。

果が経営改善コストより小さいことを意味し，Ⅲ．分析方法経営改善仮説①は支持されない。サンプル全体の計測で得られたプラスの株価効果は，救済型
M&A において期待された経営改善効果でなく，非救済型 M&A における事業上のシナジー効果に起因する。

1．株価効果のイベント・スタディの概
要
M&A の株価効果は，株式市場が M&A 情報

また，救済型 M&A において，グループ内を速やかに，正しく株価に反映するという市場取引と非グループ取引の両方とも，買手企業，

効率性を前提に置き，M&A 発表前後の数日間ターゲット企業それぞれの株価効果は統計上有の株価の変動を調べることで把握される。発表

意でなく，グループ内と非グループの株価効果

日前後の数日間は，M&A 発表という企業固有に有意な差も観察できなかった。したがって，情報が株価に反映される時間であるため，そのグループ内取引の方が，非グループ取引より高情報効果を独立して分析可能な時期と考えられ

い株価効果になるといえず，グループ企業に関る。一方，M&A 発表の数日後から合併日またする経営改善仮説②も支持されない。非救済型

は TOB の終了日までの期間は，さまざまな情

M&A でも，グループ内と非グループの株価効

報が株価に反映されるため M&A に関する情果に有意な差が無かった。

報効果を独立して分析することは難しい。

井上・加藤［2006］の分析結果によると，

M&A の経済性分析は，買手企業及びター

M&A によって生まれた付加価値は，経営改善

ゲット企業の M&A 発表前後の株式リターン

効果ではなく，事業上の関連性に基づくシナ（株価の前日対比変化率）から M&A 固有の情ジー効果によるものである。このシナジー効果

報を反映した株式リターンの部分を計測するこは，資本関係に基づくグループ関係とも関連がとから始める。この方法は M&A の株価に関なく，産業ショックに直面した特定産業を中心する「イベント・スタディ」である。イベンとした水平型 M&A に起因している可能性がト・スタディの方法は，Patell［1976］，�����
Camp�

9）

高い 。

bell, Lo, and MacKinlay［1997］ に 従 っ た。
本稿では，M&A の情報が最も良く株価に反映（ 4 ） 検証仮説 2

されるのは M&A 発表日前後 3 営業日間（イ

本稿では，井上・加藤［2006］の検証仮説を

ベント日を 0 とすると，－ １ 日～＋ １ 日）とし用いて経営改善効果の検証を行なうこととすた。この M&A の株価効果の分析期間を「イる。検証仮説は次のようになる。

ベント・ウインドウ」と呼ぶ。個別企業の株式検証仮説 2 ：救済型 M&A は，シナジー効

リターンを被説明変数とし，市場ポートフォリ

果に加え，経営改善効果があるため，非救済型

オのリターンを説明変数とする線形単回帰モデ

100

証券経済研究第108号（2019.12）

ルを仮定する。この回帰モデルは市場モデルとゲット企業を統合した企業の超過リターンは，呼ばれる。市場ポートフォリオのリターンとし両者加重平均 CARi として次のように推計する。

て，本稿では東証株価指数（TOPIX）を使用

両者加重平均 CARi＝（BMVi×CARib＋する。市場モデルの攪乱項は，個々の株式に固TMVi×CARit）／

有の要因を反映した株式リターンである。

（BMVi＋TMVi）

市 場 モ デ ル の パ ラ メ ー タ を，Bradley,

計測方法は Bradley, Desai, and Kim［1988］

Desai, and Kim［1988］に従い，発表日の10に従っているが，両者加重平均 CAR は買手企日前から遡り，約200営業日分（標本期間）の業とターゲット企業の結合によるシナジー効果

連続した日次株式リターンを用い最小二乗法での推計値である。

推定する。市場モデルの標本回帰線を予測時点であるイベント・ウインドウに外挿して予測値

2．サンプルおよびデータの説明と実績値の差である予測誤差を求める。予測誤

サンプルは，2008年 1 月から2016年12月の間

差は M&A 固有の情報を反映したリターンでに取引発表がなされた上場企業間の M&A であるので超過リターン（Abnormal Return）とある。レコフデータ社の M&A 専門誌『MARR呼ばれる。イベント・ウインドウ 3 営業日の（マール）』（各年 2 月号）に掲載された M&A

日々の超過リターンの和は累積超過リターン

データから，日本の全市場で上場している買手（CAR：Cumulative Abnormal Return） と 呼

企業 1 社とターゲット企業 1 社の間の取引を抽ばれる。

出した。金融業（銀行，証券会社，保険会社，

買手企業とターゲット企業の株式時価総額

その他金融）は除外した。

は，イベント・ウインドウ直前営業日の株価終

広義の M&A には，会社支配権の移動を伴値と発行済株式数の積である。上記の累積超過

わない提携（alliance）も含むが，本稿の分析

リターン CAR と株式時価総額との積はイベン

対 象 と な る の は， 会 社 支 配 権 獲 得 を 目 指 すト・ウインドウにおける買手企業とターゲット

M&A が主体である。そのような M&A の中か企業の株主の株式時価総額で表した富の変化分

ら，取引形態として，合併，株式交換，株式移である。ただし，二重計算を避けるため買手企転，株式譲渡を分析対象とする。その他取引形

業とターゲット企業で持ち合う株式数を控除し態として会社分割，事業譲渡，新株引受があるておく。買手企業とターゲット企業の株主の時が，井上・加藤［2006］ではその他取引は分離

価総額の変化分をイベント・ウインドウにおけして分析されている。なお，株式譲渡は，公開る両者の株式時価総額合計で除した加重平均値

買付（TOB）を分析対象とし，相対取引などが「 両 者 加 重 平 均 CAR」 で あ る。 具 体 的 にの株式譲渡については取り上げない。

は，ｉ番目の M&A イベントに関して，発表

図表 1 には，サンプル数の時系列推移と前年

日 2 日前の買手企業（ターゲット企業）の株式

比増減率を記載した。サンプルの合計は243，

時価総額を BMVi（TMVi）と表わし，買手企年間平均は27であるが，前年比増減は－31.3％

業（ターゲット企業）の累積超過リターンを（2013年）から39.1％（2015年）の範囲で大きCARib（CARit）と表わすと，買手企業とターな変動が見られる。

101

M&A における経営改善効果の検証

2008
サンプル数

2009
31

前年比増減

図表 １

サンプルと株価効果の推移

2010

2011

2012

2013

2014

2015

全体
（平均）

2016

22

24

29

32

22

23

32

28

243

－29.0％

9.1％

20.8％

10.3％

－31.3％

4.5％

39.1％

－12.5％

（27）

1.99％

－0.12％－0.71％－1.24％

1.02％

1.42％

0.71％

1.96％

0.42％

＊

＊＊＊

＊＊＊

［CAR 平均値］
買手企業－0.36％

＊＊

＊＊＊

z値

－0.75

2.27

0.11

－0.55

－1.61

3.35

1.23

1.84

2.94

2.73

ターゲット企業

12.65％

14.99％

16.64％

20.48％

17.90％

16.07％

15.48％

15.65％

14.38％

16.06％

＊＊＊

＊＊＊

＊＊＊

＊＊＊

＊＊＊

＊＊＊

＊＊＊

＊＊＊

＊＊＊

＊＊＊

17.09

12.50

22.70

29.27

28.08

15.73

18.94

22.49

22.49

63.65

0.60％

2.67％

1.39％

0.83％

0.16％

1.28％

2.16％

1.77％

2.12％

1.37％

＊＊＊

＊＊＊

＊＊＊

＊＊＊

＊＊＊

＊＊＊

＊＊＊

＊＊＊

＊＊＊

＊＊＊

11.55

10.44

16.13

20.31

18.72

13.50

14.26

17.21

17.99

46.94

－1.02％

1.94％－0.25％－0.75％－1.08％

0.55％－0.61％－0.43％

1.85％－0.15％

9.54％

11.30％

17.75％

16.09％

13.97％

12.96％

10.65％

13.33％

11.62％

12.90％

1.24％

2.05％

0.40％

0.05％

－0.38％

0.68％

0.38％

0.14％

1.36％

0.44％

z値
両者加重平均z値［CAR 中央値］
買手企業
ターゲット企業
両者加重平均＊＊＊＊＊＊（注） 1 ）
， ， はそれぞれ 1 ％， 5 ％，10％水準で統計的有意であることを示している。
2 ） CAR 推計値の平均がゼロと異ならないかどうかの有意性検定は z 値を用いる。Z 値は標準正規分布に従う。
3 ） サンプルは2008年１月から2016年12月の間に実施計画の発表された M&A。				
4 ） 両者加重平均 CAR は，買手企業とターゲット企業の CAR をそれぞれの株式時価総額で加重平均して求めた。
〔出所〕 レコフデータ社の『MARR（マール）』から収集したサンプルと，個別企業の株価データ等に基づき筆者作成

3．非グループとグループ内

は，ターゲット企業の経営支配権を獲得するため，通常，ターゲット企業の株主総会における資本関係を分類するため，M&A 発表以前に

特別決議事項の拒否権確保に必要なターゲット

買手企業がターゲット企業の発行済株式の15％

企業の株式の 3 分の 1 超を取得することを目標

以上を保有する場合，および同一の株主が買手とする11）。大坪［2011］を参照すると，株主総企業とターゲット企業の両方の発行済株式の会における特別決議・特殊決議を考慮した場

15％以上を保有する場合をグループ内取引と定合，持株比率 r と親会社の支配の程度の関係10）義する 。この株式保有割合を以下の本文では，33％，50％，67％の持株比率 r を境に急激「持株比率 r」と記載し，議決権所有比率とほに上昇する12）。すなわち，持株比率 r は，親会

ぼ同じ概念で使用する。

社の関係会社（関連会社と子会社の総称）に対持分法会計によれば，関連会社となる基準
は，企業が子会社以外の他の企業の議決権のする影響力をそのまま反映していると考えられる。

20％以上を所有する場合であるが，15％以上

図表 2 は，持株比率 r の範囲に対応した非グ20％未満の所有であったとしても取引関係など

ループとグループ内の区分を表示し，サンプルを通じて多大な影響を及ぼして「影響力基準」

数および構成比を示している。非グループ取引

を満たすならば関連会社に該当する。買手企業

は全体の57％を占め，グループ内取引は43％で102

証券経済研究
図表 2

第108号（2019.12）

資本関係別サンプル数

持株比率 r

資本関係

0 ≦ r ＜15％

非グループ

15％≦ rグループ内
15％≦ r ≦33.3％
33.3％＜ r33.3％＜ r ≦50％
50％＜ r

サンプル数

構成比

139

57％

104
グループ内Ａ
グループ内Ｂ

53
51
関連会社
子会社（ 1 ）

合計

38
13

43％
22％
21％
16％
5％

243

（注） 持株比率が2/3（66.6％）は，重要な区切りであるが，サンプル数が少なく分析上の意味がないために，50％超として一括分類している。
〔出所〕 筆者作成ある。井上・加藤［2006］の分析対象サンプル

載された個々の M&A データの解説記事の中でも全体の45％がグループ内取引であった。グでターゲット企業の経営改善が M&A の目的

ル ー プ 内 取 引 の 割 合 が 高 い こ と は， 日 本 のや動機であるとコメントされたケースも救済型

M&A の特徴であり，M&A 市場のコンテスト

M&A と判定した。

13）性の低さを示している。

4．救済型と非救済型

図表 3 は，資本関係と救済・非救済の各カテ
ゴリーをクロス集計している。サンプル全体では，非救済型が180件で74％を占め，救済型が一定の業績基準に基づき，業績の良好な買手63件で26％を占める。非グループでは，非救済企業が，業績の不振なターゲット企業を買収す型が104件で非グループにおける構成比は75％

る ケ ー ス を， 経 営 改 善 を 目 的 と し た 救 済 型である。

M&A と定義する。具体的には，M&A 発表よ

サンプル全体の57％を占める非グループにり前の 5 決算期において，原則として，①営業は，多様な企業が存在する。図表 4 に示した通利益が ２ 期以上赤字である場合，②営業赤字がり，買手企業およびターゲット企業の法人設立無くても有配から無配に転落して継続中の場合

から M&A 直前までの事業継続年数をみると，を，単独では経営再建の見通しが立たない，ま非グループの当事者企業がグループ内より平均

たは，事業継続上経営再建を喫緊の課題としてして事業継続年数が短く，年数差も少ないといいる企業と判断した。そして，黒字経営の買手う傾向がある。このように，非グループ取引の企業による前記の基準に当てはまるターゲット

当事者企業の中には，成熟した大企業と共に新企業を合併・買収する場合を救済型 M&A と興企業群が混在している。また，非グループ取呼ぶ。ただし，救済型には，創業時の赤字を継引企業には非製造業が多いことも特徴である。

続して計上している場合や，経営戦略として投資先行型の赤字企業を含まない。さらに前記の5．買収プレミアム

業績基準に加え，レコフデータ社の M&A 専

買 収 プ レ ミ ア ム と は， タ ー ゲ ッ ト 企 業 の門誌『MARR（マール）』（各年 2 月号）に掲

M&A 発表直前の市場株価に対する買収価格の103

M&A における経営改善効果の検証
図表 ３
資本関係／目的

資本関係と救済・非救済のサンプルの特徴

非救済
サンプル数

救済
構成比

サンプル数

合計
構成比

サンプル数

構成比

非グループ

104

43％

35

14％

139

57％

グループ内

76

31％

28

12％

104

43％

A

40

16％

13

5％

53

22％

B

36

15％

15

6％

51

21％

B－T

年数差

全体

180

63

構成比

74％

26％

243

（注） 構成比は，分母がサンプル全体の243件。
〔出所〕 筆者作成

図表 4

資本関係別の非製造業のシェア及び事業継続年数
事業継続年数の中央値

資本関係

サンプル
数

非製造
業数

非製造業
の割合

非グループ

139

89

64％

51年

46年

5年

A

53

26

49％

68年

56年

12年

B 関連会社

38

21

55％

68年

58年

10年

B 子会社

13

8

62％

57年

46年

11年

グループ内

B

買手企業

T

ターゲット企業（注） 1 ） 資本関係区分は図表 2 と同じ。
2 ） 事業継続年数は，途中で企業統合をした場合，古い方の企業の法人設立時からの年数。
〔出所〕 筆者作成

上乗せ部分を指す。M&A によるシナジー効果を与える15）。買収プレミアムは，買手企業との一部を，買収プレミアムとしてターゲット企

ターゲット企業の付加価値の配分に影響するこ業の株主に支払うものと考えられる。買収プレとによって株価効果に影響を及ぼす。しかし本

ミアムは，買手企業にとっては M&A 実現の稿では，経営改善効果を含めたシナジー効果全ために許容可能な取引コストという性格を持体を分析する際，買収プレミアムを所与として，ターゲット企業と買手企業間でシナジー総買収プレミアムが買手企業の株価効果に影響利益が合理的に分配されたと仮定している。

つ

14）

。

する要因として，買手企業の経営陣と株式市場のシナジー効果に対する期待度の違いがある。

Ⅳ．実証分析

買手企業の経営陣がシナジー効果に対して株式市場より楽観的に見積もり，過大な買収プレミ
アムを支払う場合には，買収プレミアムによっ

1．サンプル全体の株価効果てターゲット企業の株主へ価値移転を引き起こ

米国の先行研究によると，M&A が発表されし，買手企業の株価効果に対しマイナスの影響た前後数日間の買手企業及びターゲット企業の104

証券経済研究第108号（2019.12）

株価効果は，買手企業についてはゼロに近く，の CAR，ターゲット企業の CAR，および両者

ターゲット企業については統計的に有意なプラ

加重平均 CAR が減少することがわかる。Stulz

スとなっている。そして， 2 社合同ベースで企

et al.［1990］の推計結果同様，CAR と持株比

業価値を増加させると報告されている（例え率 r は負の相関がある。

ば，Jensen and Ruback［1983］や，Andrade,
Mitchell, and Stafford［2001］）。

図表 5 の非グループおよびグループ内 A の階層は，買手企業，ターゲット企業，および両

図表 1 は，本稿のサンプルで計測した CAR

者加重平均の CAR がすべてプラスである。この推計結果である。表の右端列に全期間の平均

れは，事業再編が実施されることによってシナ値を記載している。CAR の平均値は，買手企ジー効果が生じる可能性があることに対する株業が0.42％，ターゲット企業が16.06％，両者

式市場の期待を反映していると考えられる。大

加重平均で1.37％であり，いずれも統計的に有坪［2011］で提示された事業再編仮説と整合的

意なプラスであった。中央値は，買手企業で－である。

0.15％，ターゲット企業で12.90％，両者加重

しかし，グループ内Ｂについては，買手企業

平均で0.44％となった。この期間の M&A がおよび両者加重平均の CAR 平均値が，関連会全体として株主価値を増大させたことを示して

社でも子会社でもマイナスである。ターゲットいる。さらに図表 1 には，年度単位で CAR の企業の CAR は，有意にプラスであるが，持株平均値ならびに中央値を記載した。ターゲット

比率 r の増加とともに大幅に減少する。これ

企業は，全期間を通じ大きなプラスの超過リ

は，親会社のリターンが低下するという大坪タ ー ン を 獲 得 し て い る。 一 方， 買 手 企 業 の［2011］の関係会社救済仮説と整合的といえCAR の中央値の推移をみると， 9 年間で 6 回る。以上のとおり検証仮説 1 は，資本関係別のの年度でマイナスの超過リターンがあった。買株価効果の計測結果と一致する。

手企業は，サンプルの半数以上で株主価値が毀損していることを物語っている。

2．資本関係別の株価効果

3．経営改善効果と株価効果
図表 6 では，非グループ，グループ内 A，および，グループ内Ｂに 3 分類したうえで，そ

図表 5 は，サンプルを，買手企業のターゲッ

れぞれを非救済と救済に 2 分類して CAR を計

ト企業の発行済株式数に占める持株比率 r を基測した。計測値をみると，非グループ取引の非準にして，非グループ取引とグループ内取引に救済（図表の １ 行目）からグループ内Ａの非救分け，更に，グループ内取引を 3 つの階層に分済（上から 3 行目）までが，すべて平均値で有類した場合の株価効果を示した。グループ内の意なプラスであった。しかし，グループ内Ａの

３ つの階層とは，図表 2 の「資本関係別サンプ

救済（図表 6 の上から 4 行目）からグループ内

ル数」で整理した区分と同じである。

Ｂの救済（上から 6 行目）までは，買手企業，

図表 5 の株価効果の推計結果で明らかなよう

両者加重平均の CAR は，平均値，中央値ともに，持株比率 r が増加し買手企業とターゲットにいずれもマイナスであった。ターゲット企業

企業の資本関係が緊密になるにつれて買手企業の CAR は，平均値でも中央値でもすべてプラ105

M&A における経営改善効果の検証
図表 5

資本関係別株価効果
株価効果（CAR の計測値）

持株比率ｒの範囲

資本関係

0 ≦ｒ＜15％

非グループ

サンプ
ル数
139

買手企業
平均値

ｚ値
＊＊＊

1.24％

57％
15≦ｒ≦
33.3％

グループ内

A 関連会社（議決権の15％以上所有。）

B 関連会社33.3＜ｒ≦（1/ 3の拒否権確保） 50％
B 子会社（50％超の議決権割
合確保）

50％＜ｒ

グループ内の合計

53

サンプル全体0.07％

38 －1.20％

13 －2.15％＊＊5％＊＊

18.67％

0.05％

16.94％＊＊＊－0.82％

＊＊＊

2.34％

9.95％

2.39％＊＊

13.95％

1.19％＊＊＊

8.35％

＊＊＊

－0.40％

12.57％

16.06％＊＊＊－0.62％－3.01％－2.15％-0.12

10.24％

33.89－0.15％

1.77％

9.95

1.97
－0.54％

0.83％

24.59

1.58％

＊＊＊

中央値

41.71

15.66

－0.62

2.73

ｚ値
＊＊＊

33.24

－2.14

0.42％＊＊＊

14.70％

両者加重平均平均値

54.84－1.26％

104 －0.67％

中央値

＊＊＊

－1.60

100％
＊＊＊

ｚ値

1.54

16％

243

0.06％

平均値

4.14

22％

43％

ターゲット企業
中央値

＊＊＊

0.08％

0.30％

23.53

12.90％

63.65

1.37％＊＊＊

0.44％

46.94

＊

（注） 1 ）
， ， は，平均値が，それぞれ 1 ％， 5 ％，10％水準で統計的に有意であることを示す。
2 ） 持株比率 r とは，M&A 発表前のターゲット企業の発行済株数に占める買手企業の発行済株数の割合。
 ただし，買手企業とターゲット企業に共通の大株主が存在する場合に，その大株主のターゲット企業における持株比率を加算している。
3 ） 資本関係の分類は，個別企業ごとの持株比率のみを基準に行った。人的関係や取引関係を考慮していない。
4 ） サンプル数の列で，下段は構成比率。
〔出所〕 筆者作成

スであるが CAR の大きさは持株比率 r の増加

的といえよう。

とともに減少する。サンプル全体で，ターゲッ

一方，非グループやグループ内Ａの非救済型

ト企業の非救済と救済の CAR 中央値（非救済

M&A が，シナジー仮説と一致し，大坪［2011］14.08％，救済8.46％）の差の検定を行った結で提示された事業再編仮説と整合的であるとい

果，両者に統計的に有意な差があることを確認える。業績の良好な買手企業による業績不振なした。一方，買手企業および両者加重平均におターゲット企業の M&A が両者加重平均 CARいては，非救済と救済の CAR 中央値に間で有を高めるという経営改善仮説は，非グループ層

意な差が無かった。

にのみ当てはまる。

以上の計測結果から，グループ内 M&A は，
経営改善効果が経営改善コストより小さいこと

4．クロスセクション回帰モデル

を示し，日本特有のモニタリング・システムを（ 1 ） モデルの説明基盤とした経営改善効果も観察できないためグ株価効果に影響を及ぼす要因を明らかにする

ループ企業に関する経営改善仮説が妥当せず，ために，次式（ 3 ）の回帰モデルを，最小二乗

検証仮説 2 は棄却される。したがって，大坪法を用いて推計する。クロスセクション回帰分［2011］で提示された関係会社救済仮説が整合

析は，先ずサンプル全体（243サンプル）で行106

証券経済研究
図表 6
資本関係
（

）内サンプル件数
非救済

0 ≦ r ＜15％（104件）（139件）

救済

グループ内 A非救済

15≦ｒ≦33.3％（40件）

資本関係別，救済・非救済別の株価効果
株価効果（CAR の計測値）

取引目的

非グループ

買手企業
平均値

ｚ値

0.73％ ＊＊＊

救済

グループ内 B

非救済

33.3％＜ｒ

（36件）

2.75％

救済

全サンプル

－1.02％

19.71％ ＊＊＊

0.42％

15.56％＊＊＊

0.35％

18.55％ ＊＊＊－0.67％

11.97％＊＊＊－1.01％

9.93％ ＊＊＊

－0.19％

3.44％＊＊＊－0.37％

17.50％ ＊＊＊

0.05％

＊＊＊

1.28％

（63件）

ｚ値

2.16％ ＊＊＊

12.90％

2.88％＊＊＊

17.76％

1.81％ ＊＊＊

3.84％

－0.73％＊＊＊

9.11％－1.09％ ＊＊＊

1.18％

1.95％

25.53
－0.67％

4.87－1.01％

8.95－1.33％－1.00％

3.15＊－0.76％
1.86

14.08％

1.43％ ＊＊＊

8.46％

＊＊＊

63.66

1.85

0.59％

14.07

15.24

11.93％

中央値

40.06

7.50

2.07
＊

平均値

14.82％

33.98

－0.53
0.12％ ＊＊

中央値

16.70

－2.58
－0.14％

ｚ値

両者加重平均

53.71

－0.61
－1.99％ ＊＊（180件）
救済

平均値

2.12

（15件）
非救済

中央値
－0.29％

3.19
0.42％ ＊＊

（13件）

（51件）

ターゲット企業

2.94
＊＊＊

（35件）

（53件）

第108号（2019.12）

0.59％

46.49

17.39

1.21％

0.30％

13.60

（注） 1 ） ＊＊＊，＊＊，＊は，平均値が，それぞれ 1 ％， 5 ％，10％水準で統計的に有意であることを示す。
　　　 2 ） r は持株比率で M&A 発表前のターゲット企業の発行済株数に占める買手企業の発行済株数の割合。
　　　 3 ） 株主総会における重要事項決議には発行済株式数の2/3以上の賛成が必要であり，1/3超を取得した株主は拒否権を確保する。拒否権取得となる持株比率33.3％を境にグループ内取引を A と B に分割。
　　　 4 ） 非救済と救済の中央値の差の検定を，マン・ホイットニーの U 検定で行った結果，買手企業，ターゲット企業，両者加重平均のｐ値は，全サンプルについて，それぞれ0.78，0.01，0.28となった。ターゲット企業のみ有意な差がみられる。非グループについて，それぞれ0.39,0.31,0.74となった。 すべての中央値の差は有意ではない。
〔出所〕 筆者作成

い，続いて非グループ取引（139サンプル），お（ 2 ） 説明変数の内容

よびグループ内取引（104サンプル）について（ⅰ） 持株比率 r 及び持株比率 Mr行う。

持株比率 r は，M&A 発表以前における買手回帰モデル

企業によるターゲット企業の発行済株式に対す

CAR i＝α＋β1救済ダミー i＋β2 持株比率 ri

る株式保有割合で詳細は本稿Ⅲ－ 3 で述べた通＋β3 持株比率 Mri＋β4 売上高成長
率 i＋β5 相対的規模 i＋β6 ROA i＋β7
有利子負債比率 i＋εi
（i＝1,…,N（サンプル数））

りある。
持株比率 Mr は，買手企業の持株比率 r を除いたターゲット企業の発行済株式に対する経営⑶

陣，機関投資家，金融機関など上位10大株主の持株比率である。
持株比率 Mr＝［ターゲット企業の少数特定

107

M&A における経営改善効果の検証

者持株比率］－［買手企業の持える。この説では有利子負債比率は，買手企業

株比率 r］とターゲット企業の株式リターンと負の相関が少数特定者持株比率とは，ターゲット企業に予想される。一方，債権者が経営者の行動をモ

おいて安定的に保有されるとみられる株式で，ニタリングすることでエージェンシー問題を解

大株主上位10名（10大株主）と役員持分・自己決する方法になるとの説がある。Jensen［1986］

株式数単純合計（重複分は除く）である。デー

では，負債契約はフリー・キャッシュフローを

タは『日経会社情報』（日本経済新聞社）から管理する経営者をコントロールする機能がある入手した。

と述べている。負債が多いほど企業が効果的に（ⅱ） 救済ダミー

モニタリングされているとの説に従うと，有利救済ダミー：救済型 M&A は 1 ，非救済型

子負債比率は株式リターンと正の相関が予想さ

M&A は 0 とするダミー変数れる。
（ⅴ） 相対的規模

本稿では，経営改善効果を検証するのが主た

ターゲット企業が買手企業に比較して相対的る目的であるが，コントロール変数として以下に大きいかどうかを総資産（簿価）の比率の対の（ⅲ）から（ⅴ）の変数も導入する。

数をとって測定する。Servaes［1991］や ����Mul�（ⅲ） 経営成績

herin and Boone［2000］は，相対的規模を両経営成績，経営効率を表わす代理変数とし者の株式時価総額の比率の対数として定義して， 売 上 高 3 年 成 長 率， 総 資 本 営 業 利 益 率た。本稿では，相対的規模を，M&A 発表直前

16）

（ROA）を採用する 。

の決算期末の総資産（簿価）を用いて次のよう

3 年間売上高成長率：売上高成長率（％）＝
3

M&A の １ 期前売上高－1
M&A の ４ 期前売上高

ROA：
営業利益
ROA（％）＝
決算期末の総資産（簿価）（ⅳ） レバレッジ関連指標に定義する。
相対的規模＝
log（

ターゲット企業の総資産（簿価））
買手企業の総資産（簿価）＝ log（ターゲット企業の総資産（簿価））－ log（買手企業の総資産（簿価））

有利子負債比率：

相対的規模と株価効果の関係も，シナジー理
有利子負債
自己資本

論とエージェンシー理論とでは異なる解釈を行〔有利子負債額と自己資本額の出所は，『日経企業が相対的に大きいほどターゲット企業を効

会社情報』（日本経済新聞社発行）〕率的に経営できる機会が多い。あるいは，エー

有利子負債比率（％）＝

える。例えば，シナジー理論のもとでは，買手有利子負債比率は，長期的な財務の安定性を

ジェンシー理論によれば，ターゲット企業の規表わす指標の一つである。この比率が高い企業

模が小さいほど，買手企業は自身の企業価値へ

は資金調達が借入れ（他人資本）に依存する割のインパクトが小さいため過大な支出をしてし合が高いため長期的な財務の安定性に劣るといまう可能性が高い。

108

証券経済研究第108号（2019.12）

たとえば，Mulherin and Boone［2000］は，基本統計量から見た買手企業の特徴は，非グ

1990年代の企業再編（買収と事業売却）の原因

ループにおいて，成長企業，高収益，株式主体と影響についての研究の中で，買収の際には，の資金調達が多く，一方，グループ内においてこの相対的規模が買手企業とターゲット企業のは，成熟企業，低収益，負債中心の資金調達が総リターンと統計的に有意なプラスの相関にあ多いということができよう。

ることを確認した。この結果にもとづき，買収

5．クロスセクション回帰分析の結果が非シナジー理論よりシナジー理論で説明できると主張した17）。

図表 9 は，CAR を被説明変数とするクロスセクション回帰モデルの推計結果である。サン（ 3 ） 基本統計量

プル全体，非グループ，グループ内の 3 つのモ

図表 7 は，サンプル全体，非グループ，およ

デルの被説明変数ごとに推計結果を表示した。

びグループ内に分類して，被説明変数及び説明

2 節の基本式（ 1 ）に関連して説明したよう変数の基本統計量を示している。パネルＡは，に，M&A によるシナジー効果の尺度を両者加株価効果である被説明変数の基本統計量であ重 平 均 CAR で 表 わ す た め， 両 者 加 重 平 均り，パネルＢは，救済ダミー変数以外の説明変CAR の決定要因を中心に検証する。その際，数の基本統計量である。

経営改善効果と資本関係の差違に注目する。

図表 8 は，参考までに買手企業およびター

サ ン プ ル 全 体 に 関 し て は， 両 者 加 重 平 均

ゲット企業の有利子負債比率の中央値を，非グ

CAR に対し有意な影響を及ぼす説明変数が無ループとグループ内，非救済型と救済型を対比

いなか，持株比率 r はマイナス（p 値0.106），

する形で集計している。買手企業でもターゲッ

相対的規模はプラス（p 値0.153），ターゲット

ト企業でも，救済型は非救済型より高い。

企 業 の ROA は マ イ ナ ス（p 値0.175） の 影 響

図表 7
パネル A

基本統計量

被説明変数
サンプル数

買手企業 CAR

ターゲット企業 CAR

平均値

中央値

最小値

最大値

平均値

中央値

最小値

最大値

サンプル全体

243

0.4％

－0.2％

－19.2％

34.4％

16.1％

12.9％

－17.4％

76.2％

非グループ

139

1.2％

0.1％

－11.5％

34.4％

18.7％

14.7％

－17.4％

76.2％

グループ内

104

－0.7％

－0.5％

－19.2％

9.5％

12.6％

10.2％

－15.7％

54.8％

サンプル数

両者加重平均 CAR
平均値

中央値

最小値

最大値

サンプル全体

243

1.4％

0.4％

－13.8％

29.9％

非グループ

139

2.3％

0.8％

－10.7％

29.9％

グループ内

104

0.1％

0.3％

－13.8％

9.5％〔出所〕 筆者作成

109

M&A における経営改善効果の検証
パネル B

説明変数
買手企業によるターゲット企業持株比率 r

ターゲット企業の持株比率 Mr （注（ ２ ））

平均値

中央値

最小値

最大値

平均値

中央値

サンプル全体

15.4％

4.4％

0.0％

91.4％

43.8％

41.6％

0.0％

90.0％

非グループ

1.5％

0.0％

0.0％

14.9％

54.4％

55.0％

15.6％

90.0％

グループ内

33.9％

32.7％

9.7％

91.4％

29.4％

29.5％

0.0％

60.6％

買手企業の売上高成長率

最小値

最大値

ターゲット企業の売上高成長率

平均値

中央値

最小値

最大値

平均値

中央値

最小値

最大値

サンプル全体5.8％

3.8％－50.8％

142.6％

3.9％

1.0％－33.7％

142.2％

非グループ

6.0％

4.1％

－50.0％

142.6％

2.7％

－0.2％

－33.7％

142.2％

グループ内

5.5％

3.6％

－50.8％

140.6％

5.6％

3.3％－22.8％

103.7％

買手企業の ROA

ターゲット企業の ROA

平均値

中央値

最小値

最大値

平均値

中央値

サンプル全体

6.5％

5.1％

－3.8％

54.5％

2.3％

3.3％

－97.4％

30.1％

非グループ

7.0％

5.4％

－3.8％

54.5％

2.2％

3.2％

－50.2％

21.4％

グループ内

5.8％

4.9％

－1.3％

30.1％

2.3％

3.3％

－97.4％

30.1％

買手企業の有利子負債比率

最小値

最大値

ターゲット企業の有利子負債比率

平均値

中央値

最小値

最大値

平均値

中央値

最小値

最大値

サンプル全体

74.7％

40.9％

0.0％

925.4％

98.7％

52.8％

－20476.2％

11212.1％

非グループ

63.9％

31.2％

0.0％

448.4％－25.7％

62.5％－20476.2％

1250.0％

グループ内

89.2％

54.7％

0.0％

925.4％

265.0％

40.9％－60.0％

11212.1％

相対的規模
平均値

中央値

最小値

最大値

サンプル全体

－2.33

－2.27

－7.41

1.69

非グループ

－2.12

－1.98

－7.41

1.69

グループ内

－2.61

－2.64

－6.27

1.20

（注） 1 ） 相対的規模＝対数（ターゲット企業の総資産）－対数（買手企業の総資産）
2 ） ターゲット企業の持株比率 Mr とは，少数特定者から買手企業（親会社）持株を控除した持株比率。
〔出所〕 筆者作成を及ぼした。いずれも有意水準が10％超でやや負 の 相 関 が あ り， し た が っ て 両 者 加 重 平 均

有意性に劣る。救済ダミーは，マイナスに反応

CAR とも負の相関関係がある。基本統計量にしたが統計的に有意でない。買手企業の持株比示した通り平均して買手企業，ターゲット企

率 r は，買手企業，ターゲット企業の CAR と業，および両者加重平均 CAR は，グループ内

110

証券経済研究
図表 8

有利子負債比率（の中央値）

サンプル数
非救済

救済

第108号（2019.12）

買手企業
全体

ターゲット企業

非救済

救済

全体

非救済

救済

全体

サンプル全体

177

66

243

35.5％

60.1％

40.9％

40.0％

90.2％

52.8％

非グループ

104

35

139

24.0％

60.0％

31.2％

50.0％

111.0％

62.5％

グループ内

76

28

104

44.1％

66.6％

54.7％

35.5％

90.2％

40.9％

（注） 有利子負債比率のターゲット企業の分布の歪度はかなり大きいため，平均値でなく中央値を採用した。
〔出所〕 筆者が比率計算のうえ表作成

取引の方が非グループ取引より低い。その原因

次に，非グループ取引に関しては，買手企業の一つは，グループ内 M&A においては，救以外の持株比率 Mr が 5 ％水準で有意なプラス

済型 M&A を試みても経営改善コストなどのとなった。非グループ取引では，ターゲット企

負担が大きく，経営改善効果を生むのが容易で業の経営者，機関投資家，金融機関などターない状況にあるためと考えられる。また，株式ゲット企業の上位大株主（買手企業の持株を除

市場はグループ内 M&A に対し事業再編によく）の持株比率が，グループ内の場合と比べてるシナジー効果を非グループ M&A ほど期待高い（基本統計量に示した平均54.4％，中央値

していないと考えられる。大坪［2011］の関係

55.0％を参照）。このため，ターゲット企業は会社救済仮説と合致する状況といえる。

買手企業に対し買収価格の交渉力があり，買収

相対的規模は，ターゲット企業の規模が大き

価格を押し上げ，ターゲット企業の CAR にプ

いほど，両者加重平均 CAR にプラスの効果を

ラスの影響をあたえる。しかし，非グループの与える。これは，経営規模が大きいターゲット

ターゲット企業はもともと経営改善の余地が大企業を選択することで，規模の経済性によるシ

きく，M&A によるコスト増を上回るシナジー

ナジー効果を発揮できるものと解釈できる。ま効果の発揮を見込めるため，買手企業の CARた，サンプル全体の相対的規模の効果は，非グにプラスの影響を与える。そのため，ターゲッ

ループ取引における規模の経済のシナジー効果

ト企業における友好的な株主の集中による持株から影響を強く受けている。規模の経済による比率 Mr の増加は，買手企業とターゲット企業

シナジー効果は，両者加重平均 CAR に対し統の個別 CAR に対しプラスに働くと共に，純買計的にほぼ有意なプラスの影響を与える貴重な

収価値 NAV の向上効果が期待され，両者加重要因である。

平均 CAR に対し一層大きなプラスの影響を及ターゲット企業の ROA が，両者加重平均

ぼすと考えられる。

CAR にマイナスの影響を与えることは，業績

非グループ取引に関して相対的規模も 5 ％水が低下しているターゲット企業を買収すること

準で有意なプラス効果となる。ターゲット企業

で M&A による経営改善の余地が大きいことの ROA も10 ％ に 近 い 有 意 水 準（p 値0.172）を裏付けている。この変数も，非グループ取引

でマイナスの影響を与える。これらは，サンプにおける経営改善効果の影響を強く受けていル全体における相対的規模とターゲット企業のる。

ROA の影響と同様に解釈される。

111

M&A における経営改善効果の検証
図表 9
モデル
サンプル数
買手企業 CAR
説明変数
定数項
救済ダミー
持株比率 r
持株比率 Mr
規模
B－売上高成長率
B－ROA
T－売上高成長率
T－ROA
B－有利子負債比率
T－有利子負債比率
自由度修正決定係数
ターゲット企業 CAR
定数項
救済ダミー
持株比率 r
持株比率 Mr
規模
B－売上高成長率
B－ROA
T－売上高成長率
T－ROA
B－有利子負債比率
T－有利子負債比率
自由度修正決定係数
両者加重平均 CAR
定数項
救済ダミー
持株比率 r
持株比率 Mr
規模
B－売上高成長率
B－ROA
T－売上高成長率
T－ROA
B－有利子負債比率
T－有利子負債比率
自由度修正決定係数

クロスセクション回帰モデルの推定結果

サンプル全体
243

非グループ
139

グループ内
104

推計値
0.015
0.009
－0.0450.005
0.001－0.037－0.002－0.023－0.037－0.002
0.000
0.018

ｐ値
0.376
0.394
0.115
0.846
0.606
0.140
0.974
0.290
0.395
0.598
0.579

推計値
0.004
0.011
0.149
0.040
0.005
0.005
－0.102－0.022－0.0950.003
0.000－0.003

ｐ値
0.853
0.469
0.390
0.273
0.105
0.916
0.380
0.460
0.242
0.667
0.580

推計値
0.019
－0.006－0.056－0.038－0.006 ＊＊－0.064 ＊＊0.055－0.0220.012－0.009 ＊＊
0.000
0.122

ｐ値
0.482
0.610
0.179
0.388
0.033
0.012
0.579
0.459
0.771
0.019
0.706

0.087 ＊＊
－0.075 ＊＊＊－0.162 ＊＊0.092－0.031 ＊＊＊－0.0120.231
0.012－0.068－0.010－0.000
0.174

0.048
0.005
0.035
0.212
0.000
0.859
0.239
0.830
0.558
0.340
0.659

0.052
－0.073 ＊
0.124
0.106
－0.034 ＊＊＊－0.0910.407
0.008－0.243
0.005
0.000
0.131

0.341
0.073
0.780
0.257
0.000
0.456
0.171
0.912
0.243
0.801
0.872

0.205 ＊＊
－0.081 ＊＊－0.310 ＊＊0.043－0.023 ＊＊＊－0.003－0.0630.027
0.042－0.023 ＊－0.001
0.176

0.017
0.031
0.018
0.755
0.007
0.973
0.837
0.765
0.749
0.051
0.371

0.023
－0.004－0.0460.032
0.003－0.029－0.0600.003－0.058－0.002
0.000
0.039

0.156
0.668
0.106
0.238
0.153
0.240
0.413
0.892
0.175
0.596
0.702

0.004
0.002
0.193
0.076 ＊＊
0.008 ＊＊
－0.006－0.1120.001－0.111
0.002
0.000
0.014

0.841
0.907
0.268
0.040
0.018
0.900
0.335
0.966
0.172
0.790
0.710

0.060 ＊＊
－0.023 ＊＊－0.109 ＊＊＊－0.034－0.003－0.043 ＊－0.0620.001－0.013－0.009 ＊＊＊
0.000
0.146

0.018
0.033
0.005
0.403
0.209
0.066
0.490
0.964
0.732
0.009
0.488

（注） 1 ） B は買手企業，T はターゲット企業を表わす。
2 ） ＊＊＊，＊＊，＊はそれぞれ 1 ％， 5 ％，10％水準で統計的に有意であることを示す。
3 ） 分散拡大要因およびトレランスの計算により，説明変数間の多重共線性がないことを確認。
〔出所〕 筆者作成

112

証券経済研究最後に，グループ内取引に関しては，両者加重平均 CAR に対し，救済ダミーと買手企業の第108号（2019.12）

Ⅴ．おわりに

持株比率 r が有意にマイナスの影響を与えた。

本稿では，日本の上場企業同士の2008年から

既に株価効果の計測結果から検証仮説 2 の経営

2016年までの M&A に関する発表時の株価効

改 善 仮 説 が 棄 却 さ れ た と 述 べ た が， 救 済 型果を調査した。株価効果 CAR の全期間平均値

M&A がグループ内取引で有意なマイナスとなの計測結果は，買手企業が0.42％，ターゲットることが回帰分析でも裏付けられた。また，持企業が16.06％，両者加重平均は1.37％でいず

株比率 r がゼロのサンプルからなる完全非グ

れも統計的に有意なプラスとなった。サンプル

ループ取引と持株比率 r＞33.3％の親会社－上全体の計測では株主価値を向上させたが，サン場関係会社間 M&A のサンプルを抽出して，プルを非グループ取引とグループ内取引に分類

ターゲット企業の CAR の中央値を計測する

し，さらに経営改善を目的とした救済型か非救と， 完 全 非 グ ル ー プ 取 引（104サ ン プ ル ） が済型かに分類して株価効果を計測すると多くの15.40％であるのに対し，持株比率 r＞33.3％

差違を発見できた。

の親会社－上場関係会社間 M&A（44サンプル）

日 本 の M&A は， 井 上・ 加 藤［2006］ で もが6.47％であった。中央値の差8.93％は，統計指摘されたように，敵対的 M&A が少ないこ

的に有意である。新規資本関係形成の場合のと，親会社―上場関係会社間 M&A というグターゲット企業の株主リターンは有意に高く，

ループ内取引が43％を占めること，非救済型

グループ内の親会社―上場関係会社間 M&A

M&A が26％を占めることなど米国と比べ独特の株主リターンは有意に低い。このことは，親の性格を持つ。本稿は，この点に注目して株価

会社―上場関係会社間 M&A で株式市場が関効果の検証を行なった。

係会社の少数株主の完全な排除を予想して反応分析結果から，第一に，買手企業とターゲッ

している可能性がある。この親会社と関係会社

ト企業間に事前に資本関係が無いか資本関係がの少数株主の利害対立の可能性が，持株比率 r

有っても親会社の持株比率が33.3％未満のグの増加がターゲット企業の CAR に対する有意ループ内取引は，買手企業，ターゲット企業，

なマイナスの影響を及ぼす一因といえるかもし

そして両者加重平均の CAR がいずれも有意なれない。

プラスであった。これは，株式市場からこの階

グループ内の買手企業の売上高成長率は10％

層は M&A 後に事業再編が実施されることに有意水準で，また買手企業の有利子負債比率はよってシナジー効果が生じる可能性が高いと期1 ％有意水準でそれぞれマイナスの影響を及ぼ待されたためと考えられる。一方，グループ内した。これは親会社には低成長企業が多く，株取引全体は，買手企業の持株比率と買手企業，

式市場は，事業再編に期待しているとともに，ターゲット企業，および両者加重平均の CAR

親会社の債権者によるモニタリング効果よりもの間に負の相関関係が確認された。しかも，持財務の長期的安定性を重視する傾向が強いこと

株 比 率 r が33.3 ％ 以 上 の 階 層 は 買 手 企 業 のを反映した結果であると考えられる。

CAR がマイナスとなった。これらから，事前の資本関係が弱い階層ではシナジー仮説が妥当

113

M&A における経営改善効果の検証

し，大坪［2011］で提示された事業再編仮説と市場に期待されている。

整合的であるといえる。一方，グループ内取引

本稿では，シナジー効果の計測に重点を置

で買手企業の持株比率が33.3％以上の親会社のき，日本特有の経営改善効果と併せて資本関係影響力が大きい階層は，大坪［2011］で提示さの株価効果への影響を検証した。しかし，井れた関係会社救済仮説と整合的といえる。

上・加藤［2006］でも示されたように，M&A

第二に，井上・加藤［2006］と同様に，事業の株価効果に影響する要因は多岐にわたり，買関連性に伴うシナジー効果に加え，経営改善効収プレミアムや事業関連性によるシナジー効果

果による追加的ベネフィットがある救済型と株価効果の関係など，包括的な実証分析は今

M&A は，非救済型 M&A より高い株価効果が後の研究課題としたい。

期待され，これを経営改善仮説と呼び仮説の妥当性を検証した。確かに非グループ階層では，

注

救済型，非救済型いずれも株価効果がプラスで

1） 薄井［2001］76-79頁，大坪［2011］266-267頁，浅田となる。しかし，グループ内 M&A では，救2） Gaughan［2011］の pp.132-133を参照した。Gaughan

済型，非救済型のいずれも買手企業である親会

シナジーとフィナンシャルシナジーからなる。オペレー［2018］91-92頁を参照した。
［2011］において，「シナジーは，主にオペレーティング社の影響力が強まるとともに買手企業の株主リ

ティングシナジーには収益向上とコスト削減の 2 つの形

ターンがマイナスになる。これは，グループ内

済性は，水平または垂直合併で得られる可能性がある。

の救済型 M&A において，経営改善コストが大きいことなどから経営改善仮説が妥当しない
ことを示している。一方，大坪［2011］で提示された関係会社救済仮説と整合的といえる。
第三に，M&A によるシナジー効果の大きさ
は両者加重平均 CAR で計測できる。クロスセ
クション回帰分析では，救済ダミーや買手企態がある。これら収益向上と効率性向上または経営の経
フィナンシャルシナジーとは 1 社以上の企業を結合する
ことによって資本コストを下げられる可能性を指す」と述べられている。
3） 榊 原・ 砂 川［2009］， 第 6 章『 投 資 決 定 と し て のM&A』を参照した。
4） Morck, Shleifer, and Vishny［1990］を参照した。
5） 大坪［2011］，第11章を参照した。
6） 井 上・ 加 藤［2006］， 第 3 章，72頁， お よ び 第 6 章，124頁を参照した。
7） Tobin の q とは，資産の取替原価に対する企業の市場価値の比率と定義される。

業，その他大株主のターゲット企業株式の持株

 Tobin の q＝［（普通株式の市場価値）＋（借入金と優先比率が両者加重平均 CAR にどのような影響を

替原価－機械設備等の簿価］

及ぼしたのかを明らかにした。非グループ取引に関しては，買手企業以外の大株主のターゲッ
ト企業株式の持株比率 Mr 及び相対的規模は，プラスの影響を与え，ターゲット企業の ROA
はマイナスの影響を与えた。グループ内取引に関しては，救済ダミー，持株比率 r，買手企業の売上高成長率，買手企業の有利子負債比率がいずれもマイナスの影響を与えた。グループ内

株式の推計市場価値）］÷［帳簿資産総額＋機械設備等の取 Tobin の q の上昇は企業が投入した物的資産の価値と比べて企業の市場価値が上昇していることを示すと考えられる。一般にトービンの q＝1が，経営状態の良い企業と悪い企業の境界になる。
8） 井上・加藤［2006］，第 3 章，77-78頁を参照した。
9） 井上・加藤［2006］，第 6 章，135-142頁を参照した。
10） 井上・加藤［2006］，第 6 章，130頁から引用。「日本の連結会計では，一方が他方の15％以上の株式を保有し，かつ両社の間に取締役派遣など実質的な関係がある場
合，実質基準に基づき株式を保有する側の企業において持分法が適用される。このため，株式保有割合15％がグ
ループ企業と非グループ企業を分類する 1 つの基準となる。」

取引では経営改善仮説が妥当しないことを示唆

11） 井上・加藤［2006］，第 4 章，96頁，脚注（4）から引し，M&A による親会社の低成長からの脱却をの 3 分の 2 以上の賛成が必要であり，発行済株式数の 3114

用。「株主総会における重要事項の決議には発行済株式数

証券経済研究分の 1 超を取得した株主は，事実上の拒否権を取得したことになる。」
12） 大坪［2011］，第 4 章を参照した。
13） 井上・加藤［2006］，第 6 章，133頁を参照した。
14） 井上・加藤［2006］，第 3 章，68-69頁を参照した。
15） 井上・加藤［2006］，第 ６ 章137頁，149-150頁を参照した。
16） 薄井［2001］では，ROA の定義で分子に事業利益（＝
経常利益＋支払利息）を使用しているが，本稿では営業活動における効果を見るため営業利益を使用する。矢部［2013］は，当該企業の ROA から当該年の同業種上場会
社平均値を差し引いて算出した業種平均値調整済 ROAを用いているが，本稿では原データを維持することとした。
17） 薄井［2001］，97-98頁を参照した。

第108号（2019.12）

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116（関西学院大学大学院商学研究科博士後期課程研究員）