期待リターン

わが国産業の株式期待リターンのサプライサイド推計－法人企業統計に基づく業種別集計データの長期時系列分析－
イボットソン・アソシエイツ・ジャパン株式会社
代表取締役社長

山

口

勝

業

（日本証券アナリスト協会検定会員）

目１．はじめに：「ブラックの遺言」
２．サプライサイド・アプローチ
３．本研究のデータとモデル

次
４．わが国産業のリターンとリスクの分析
５．株式期待リターンの推計
６．まとめ

本研究では、わが国の過去42年間にわたる金融業を除く24業種のファンダメンタルデータに基づき、株式リタ
ーンをサプライサイド・アプローチで計測し、将来の期待リターンの推計方法を示す。長期的な株式リターンの源泉は株主資本の成長と配当というファンダメンタル要因にあり、バリュエーション変化による株価変動の期待値はゼロである。業種別ファンダメンタルリターンの違いは価格変動リスクに反映され、さらにグロースとバリューという投資スタイルとも関連している。

１.はじめに：「ブラックの遺言」
オプション理論の先駆者である故フィッシャ
ー・ブラックには、彼が死去する数年前に書き残したわずか３頁の評論がある。それは「期待リターンの推計」（Estimating Expected Return）と題され、「投資における核心的な課題は、期待リター
ンを推計することである」という一文で始まる。
以下にその要旨を引用しよう。

山口

勝業（やまぐち

個別証券であれポートフォリオであれ、期待リターンを推計したいのならば、われわれには理論が必要である。過去データに基づく推計値は不正確である。その理由の一つは、人びとは過去のデータから何かを発掘（mine）しようとありとあらゆる方法を使うからだ。「平均リター
ンを説明すること」は分散（variance）を説明することに似ているが、期待リターンを推計する目的にはほとんど役に立たない。しかし理論があれば、ファクターはいかに価格付けされているか、なぜファクターや証券の価格がゆがめられるのかを語ってくれるであろう。

かつなり）

1979年一橋大学社会学部卒業、同年日本長期信用銀行入行。1986年イェール大学経営大学
院修士。LTCB-MAS、長銀投資顧問で株式ファンドマネジャーを経て、2000年より現職。
専修大学大学院経済学研究科 客員教授、日本ファイナンス学会理事、日本証券アナリスト協会試験委員。共訳書『証券投資の思想革命』（東洋経済新報社、1993年）。

証券アナリストジャーナル 2005. 945

確かにデータは大切ではある。しかし、往々にを記述しているので、総称してデマンドサイド型

して客観的なデータが正しいデータであると信じモデルに分類できる。最も単純なCAPMの場合にがちなわれわれアナリストや研究者は、理論なきは、銘柄 i の期待リターン（要求収益率）は以下

実証主義をいさめているこの文章を「ブラックのの式で記述されている。

遺言」として胸に刻んでおくべきであろう。

…

本研究の目的は、わが国企業の株式期待リター
ン（あるいは株主資本コスト）の推計である。た一方、サプライサイドすなわち企業の側から見れだし分析対象は個別企業ではなく、金融業を除く

ば、株主資本を使って得た利益を配当や内部留保

主要産業レベルでとらえた産業の期待リターンでという形で株主に対してリターンを供給しているある。つまり総体としてのニッポン株式会社とそことになる。例えば、古典的な定率成長型配当割の傘下の産業別事業部門から生み出される期待リ引モデルを割引率について解くと、銘柄 i の期待ターンを、ファンダメンタル分析の考え方を取りリターン（株主資本コスト）は次のようになる。

入れながら考察してみよう、というのが本稿の趣

…

旨である。

ところで、式と式はいずれも右辺に期待値

２.サプライサイド・アプローチ

デマンドサイド型とサプライサイド型を含んでいるので厄介だ。デマンドサイド型の式
では、βをいかに推計するかという問題もさることながら、
そもそも株式リスクプレミアム（E（rm）

株式の期待リターンとは、投資家にとっては投－rf）を推計しなければならないという課題に直資対象の企業から得られる将来の収益（キャッシ面する。このため、まず株式市場収益率の期待値

ュフロー）を割り引いて現在価値を算定する際のE（rm）を推計しなければならないが、市場収益率

割引率（discount rate）であり、リスクのある株は大きな標準偏差で時系列的に変動する確率分布

式に投資することに対する要求収益率（requiredを持つため、過去データの平均値を将来推計に代rate of return）と言える。一方、それは企業の側用するヒストリカル法では信頼度はいま一つだ。

から見れば、株式資本の提供者である株主に対し一方、サプライサイド型の式でも、期待成長て支払う資本コスト（equity cost of capital）でも率 E（g）をいかに推計するかという課題に直面ある。この二面性は、株式リターンに関する投資する。しかし市場収益率の変動に比べれば、企業家の需要（デマンド）と企業からの供給（サプラ

収益や成長率の変動はより穏やかである。また企イ）としてとらえることができる。

業業績はマクロ経済の動向とも関連付けられるた

デマンドサイドすなわち投資家の立場に立てめ、推計された成長率は単なる統計的な期待値でば、リスクのある株式に投資する以上、安全資産はなく、経済ファンダメンタルズによって意味付

利子率 rf に何らかのリスクプレミアムを上乗せけることができる。
本稿ではこうした点に着目し、した高い収益率を要求しなければ割に合わない。

サプライサイド型モデルを用いてわが国主要産業

CAPMやAPTなどリスクプレミアムをファクターの株式リターンの生成プロセスを分析していくことするモデルは、こうした観点から期待リターン

とにする。

46

証券アナリストジャーナル

2005. 9

先行研究と本研究の意義
株式のリターンをマクロ経済のサプライサイ

ドから把握するという着想を最初に提起したのはが、これは企業の実力ベースの収益力ではないし、将来にわたって持続する保証がないリターン要素
である。

Diermeier, Ibbotson and Siegel（1984）である。一

これら米国での研究を受けて、山口・金崎・真方、ミクロの企業レベルの会計情報を株式のリタ

壁・小松原（2003）は東証１部の市場収益率とーン予測に利用するという手法は、Estep（1987）

法人企業統計の全産業集計ベースの財務データが提案した。本研究では後者の手法を、セミマクを分析し、1962年から2001年までの40年間でわがロの産業レベルのデータに適用するものである。

国のサプライサイドの幾何平均リターンは9.4％

サプライサイド・アプローチはその後、十数年で、バリュエーション変化によるリターンは年率

間は実証分析には活用されてこなかった。これを－0.2％にすぎないという計測結果を得た。ただ復活させたのはFama and French（2002）で、彼らし、この研究には一つ難点があった。それは法人は米国の企業収益や配当データを使った株式リタ

企業統計での集計対象は、製造業やサービス業なーンからリスクプレミアムを計算し、1951年から

どの一般事業会社であり、銀行や証券など金融業

2000年までの50年間の平均で4.32％（収益モデル）が含まれていない点である。一方で対比すべき東または2.55％（配当モデル）という計測結果を得

証１部指数（配当込みTOPIX）には金融業が含また。ほぼ同時期にArnott and Bernstein（2002）はれているため、両者を比較するとどうしてもミス

19世紀初頭までデータを遡及し、現状（2000年前

マッチが起きてくる。

後）から将来に向けた米国の株式リスクプレミア

本研究ではこのミスマッチを解消すべく、金融

ムはほぼゼロか、もしかするとマイナスであると業とそれ以外の一般産業を区別し、後者の業種別

いう衝撃的な論文を発表した。Ibbotson and Chen

指数を加重平均して金融業を除く「産業総合指数」（2003）は、1926年から2000年までの米国株式市を新たに作成して、これを法人企業統計と対比す

場の幾何平均リターン年率10.7％のうち1.25％はることとした（注１）。またマクロ的な集計値だけ

この間のP/E（株価収益率）の上昇によるもので、でなく、セミマクロの24業種についても同様に分

これを控除すると9.4％となり、リスクプレミア析を行った結果、より子細な考察が可能となった

ムは約４％であったと結論付けている。過去の長ことが本研究の成果である。

期的な平均リターンにはその期間で生じたバリュ
エーション変化によるリターンが含まれている（注１） 東京証券取引所、日本証券経済研究所の業種別指数、法人企業統計調査では産業分類が微妙に異なるため、本研究では複数の業種を再集計して複合系列を作成するなどの方法を採っている。推計したリター
ン系列は、法人企業統計の業種別会計データと東京証券取引所の業種別時価総額を利用している。業種
別市場収益率は、日本証券経済研究所の業種別指数の市場リターンを利用し、産業総合指数は毎年12月末の時価総額を加重して作成した。
市場収益率は上場企業の株式から計算されているが、法人企業統計の集計対象は未上場企業を含んでいる。後者の中では大企業（資本金10億円以上）を用いてリターン推計を行ったが、それでも規模の大きな未上場企業が含まれるため、集計対象は完全には一致しない。このため法人企業統計ベースの業種別
リターンの推計値は、業種別市場収益率のあくまでも近似値である。

証券アナリストジャーナル 2005. 9

47

では、一般産業の投資収益率はどれだけだっ３.本研究のデータとモデルたのか？ また、金融業の存在は市場収益率にどれだけのかさ上げ効果をもたらしていたのだろ

金融業のインパクト
わが国の金融業が東証１部市場全体に占める時うか？ 市場指数は金融業と一般産業の加重平均

価総額の割合は、過去41年間（1963～2003年）のポートフォリオなので、金融業の時価総額シェア

平均で約20％、最も高かった80年代末期には30％を wF 、金融業と一般産業の投資収益率をそれぞを超えていた（図表１）。また同期間で投資収益

れ rF 、rI とすると、市場収益率 rM は式のよう率は金融業で年率11.1％（幾何平均）、13.1％（算に分解できる。

術平均）であったが、東証１部市場収益率は8.2％…（幾何平均）、9.4％（算術平均）であった。すな
わちわが国の過去の市場収益率は、その中で大き右辺第１項は金融業の、第２項は一般産業の寄なウエートを占める金融業の高い投資収益率によ与度である。図表２は式によって分解した市場って、かさ上げされてきたと見るべきである。裏

収益率に対する寄与度の過去41年間での推計結果を返せば、製造業やサービス業など一般産業の投を示している。構成比ウエートの大きい金融業を

資収益率は市場収益率よりも低かったのである。

除いても、一般産業の投資収益率は7.9％（幾何平均）、9.1％（算術平均）と東証１部市場指数よ図表１

金融業の時価総額シェア

りもわずかに低いだけで、標準偏差も市場指数と東証1部時価総額に占める金融業のシェア（1961 ～ 2004年）（％）
35

ほぼ同水準である。ただし、構成比と投資収益率の積で表した寄与度で見ると、市場収益率9.4％

30（算術平均）は金融業によって2.0％、一般産業に

25

よって7.3％と、市場収益率の約２割が金融業の20貢献によるものであったと言える。

15
10
5
0
1960


1965

1970

1975

1980

1985

1990

1995

2000

Tモデルの解説2005

一般に事後的なトータルリターンTRは、正の
図表２ 金融業と一般産業の市場収益率への寄与度
市場収益率への寄与度分析（1963 ～ 2003年）（％）
投資収益率（年率） 幾何平均
算術平均
標準偏差
構成比
平均
標準偏差
寄与度
幾何平均
算術平均

金融業
11.1
13.1
23.1
20.2
7.9
1.9
2.0

一般産業
7.9
9.1
17.2
79.8
7.9
6.6
7.3

東証1部全体
8.2
9.4
17.5
100.0
�－�
8.2
9.4

（注） 図表２は月次リターンから年率換算した平均リターンと標準偏差。後の図表３では年次リターンから計算している
こと、期間が1962年から2003年までであることから、一般産業（除く金融）の計算結果が異なることに注意。

48

証券アナリストジャーナル

2005. 9値を持つ期待リターン E（r）と、平均値がゼロでを株価純資産倍率の期中での変化による価格変動

確率的に変動する期待されざるリターンεから構

リターンとしてとらえている。後にデータで検証成される。

するが、第３項の統計的な期待値はゼロとなる。
Tモデルの長所は、比較的少数のファンダメン

…

タル変数でモデルを記述できることである。とり過去の株式トータルリターンを幾つかの構成要素

わけROE（株主資本利益率）や内部成長率を明示に分解する方法にはさまざまなモデルがあるが、的にモデルに取り入れているので、証券アナリス

本研究ではTモデル（Estep, 1987）を使う。このトのファンダメンタル分析との親和性が高く、アモデルでは（個別企業であれ、集計値であれ）株

ナリスト予想を用いて株式期待リターンを記述す

式トータルリターンTRは、以下の式で記述でることができる（注２）。

きる。これは期中に増資や減資がない状態の下では恒等式で、事後的に計測された t 期のトータルリターン TR t は三つの要素に完全に分解できる。
…

ただし、g t：t 期の株主資本（簿価ベース）の内部成長率（新株発行を含まない）
ROE t ：t 期の株主資本利益率
PB t：t 期末の株価純資産倍率（P/B）
ΔPB t ：t 期中のPBの変化＝PB t－PB t -1

４.わが国産業のリターンとリスクの分析


産業全体のトータルリターン

図表３は24業種から成る一般産業全体の株式リターンを、1962年から2003年までの期間について
法人企業統計の大企業（資本金10億円以上）の損益・財務データを基に、Tモデルで要素分解した結果を示している。また、
日本証券経済研究所「株式投資収益率」業種別指数から作成した産業総合式の右辺各項の説明をしておこう。本稿では第指数の市場リターンを対比して示している。前者

１項と第２項の和をファンダメンタルリターン、は会計情報から、後者は市場価格から導出したリ

第３項をバリュエーション変化と呼ぶことにす

ターンである。

る。キャピタルリターンは第１項（株主資本の成この42年間を通じたわが国産業の株式の年次リ長）と第３項（市場での株価評価の変化）の和で、ターンを幾何平均で見ると、市場リターンの7.8％

インカムリターンは第２項である。

に対して、Tモデルのトータルリターンは7.2％と式と式の各項の対応関係は明らかであろ

やや低いもののおおむね同水準と推計された。そう。いずれも第１項は成長率を、第２項は配当利の内訳は、株主資本の成長3.8％、イールド3.4％

回りを表している。第３項は式では残差項（期で、この二つを合計したファンダメンタルリタ

待されざるリターンε）であるが、式ではこれーンが7.2％となりトータルリターンに合致する。

（注２） Tモデルではバリュエーション項にP/B（株価純資産倍率）を使用することで、P/Eのように変動が激しく場合によっては負の値（赤字）をとる企業収益Eを含まないため数値的に処理しやすい。短所は、期中に株式のネットサプライ（増資・減資）があると推計値が実際の市場収益率と乖離することである。
また年次、半年ごとなどの会計データから作成するため、市場収益率に比べてデータ頻度が少ないことである。ただし本稿では過去42年間を分析期間としているため、これらの短所はさして問題ではない。

証券アナリストジャーナル 2005. 9

49

図表３

一般産業の株式リターンの基礎統計（42年間）

分析期間：1962～2003年（年次リターン、％）
標準偏差 系列相関

幾何平均

算術平均

G (株主資本の成長）
Y （イールド）
G+Y（ファンダメンタルリターン）

3.8
3.4
7.2

3.8
3.5
7.3

2.9
2.7
4.9

0.73
0.95
0.90

④
⑤＝③＋④

V （バリュエーション変動）
T (トータルリターン）

-0.1
7.2

2.3
9.6

22.9
23.7

-0.14
-0.03

市場リターン⑥

産業総合指数（除く金融）

7.8

10.4

25.2

-0.07

金利

⑦
⑧

コール金利（有担翌日物）
長期国債インカムリターン

5.4
5.6

5.4
5.6

3.5
2.1

0.82
0.95

1.8
1.6

1.9
1.7

3.8
4.0

0.70
0.83

2.2
2.2

5.0
4.8

25.4
24.9

-0.09
-0.10

T モデルによる株式リターン推計
①
②
③＝①＋②

ヒストリカルリスクプレミアム
ファンダメンタルリターンによる計算⑨＝③-⑦
短期金利ベース⑩＝③-⑧
長期金利ベース
マーケットリターンによる計算⑪＝⑥-⑦
短期金利ベース⑫＝⑥-⑧
長期金利ベース

一方、Tモデルの第３項であるバリュエーション

い。株式のトータルリターンはファンダメンタル

変化（価格変動）リターンの幾何平均は－0.1％で、リターン（＝G+Y）を長期的なベースラインとし

ほとんど寄与していない。すなわち、長期的な株ているが、バリュエーション変動のためにトータ

式のリターンは、株主資本の成長率と配当イール

ルリターンは往々にしてベースラインから「脱線」

ドの二つで決定されると言える。

する。特に70年代初頭の列島改造論ブームや、80

企業ファンダメンタルズは、株価の変動に比べ年代後半のバブル経済の時期に「大脱線」した。

れば安定性がより高く、かつ予想しやすい。Tモ

しかし長期的に見れば、バリュエーション変化リ

デルの要素のうち、ファンダメンタルリターンのターンはその累積指数が2003年末でも42年前とほ標準偏差が4.9％であるのに対して、バリュエー

ぼ同水準のところで終わっているように、循環的ション変動の標準偏差は22.9％でトータルリスクな変動を示し長期的な平均値はゼロと言える。

のほとんどを占めている。また系列相関はファン
ダメンタルリターンの0.90に対して、バリュエー



リスクプレミアム

ション変化が－0.14、トータルリターンが－0.03

では T モデルから推計したリターンから、ヒで、企業ファンダメンタルズにはトレンドがある

ストリカルなリスクプレミアムを計算してみよ

が、株価変動はランダムウォークであることを示う。長期的なリターンを生み出しているのはファ唆している。

ンダメンタルリターンであるので、これから短期

これを図表４のように1961年末を100としたリ金利（有担コールレート翌日物月中平均の年次リターンの累積指数で見ると視覚的に理解しやすターン）または長期金利（10年物国債のインカム

50

証券アナリストジャーナル

2005. 9

図表４

一般産業の株式累積リターン

Index Values (JPY)
5,000
4,000

産業総合指数の市場リターン
Tモデルの推計トータルリターン

3,000
2,000

ファンダメンタルリターン
（G+Y）

1,000
700
600
500
400

G：株主資本の成長

300

Y：イールド200

V：バリュエーション変化

100
70
Dec
1961

Dec
1965

Dec
1970

Dec
1975

Dec
1980

Time

Dec
1985

Dec
1990

Dec
1995

Dec
2000

Dec
2003

リターン）を差し引いて、リスクプレミアムを求業が株主に対して供給してきたリスクプレミアム

める。過去42年間の短期金利および長期金利の平は、1970年代初めまでで「打ち止め」状態となり、均的な水準は5.4 ～ 5.6％であった。ファンダメン

それ以降今日までの30年間はほとんどフラット、

タルリターンと同様、金利も系列相関が高いため、

つまりリスクプレミアムはほぼゼロであったとい

その差し引き計算で求めるリスクプレミアムも当うことである。

然、標準偏差が小さく、系列相関が高い。

これはわが国の企業が、高度経済成長の時代はこのように計算したリスクプレミアムは短期ともかく、それ以降は安全資産利子率なみのリタ

金利ベースで1.8 ～ 1.9％、長期金利ベースで1.6ーンしか株主に対して供給してこなかったことを～ 1.7％と推計された。これはMehra and Prescott

意味している。図表６は、Tモデルから得られた（1985）が「リスクプレミアム・パズル」で示唆

ファンダメンタルリターンと、短期金利および長した理論値（１％未満）ほど低くはないが、従来

期金利の水準を年次でたどったものである。70年のサプライサイドからの実証研究で推計された水代半ば以降、毎年のファンダメンタルリターンは

準（４％前後）よりもかなり低い水準である。

長短金利とほぼきっ抗する水準で、すう勢的な低しかし問題は、そのリスクプレミアムがいつ、下を見せている。マクロ経済の観点からは、経済

どれだけ生成されていたかである。ファンダメン

成長が減速する中で企業収益の成長力も弱まり、タルリターンから計算した年次リスクプレミアム

一方ではインフレ率の上昇とともに金利が高水準を、1961年末を100として累積指数化したものがで推移した、という解説ができる。

図表５である。ここで衝撃的な事実は、わが国産

証券アナリストジャーナル 2005. 9

しかし、70年代後半からのROEの水準低下をも

51

図表５

株式リスクプレミアムの累積指数

ファンダメンタルリターンによる株式リスクプレミアム累積指数（期間：1962 ～ 2003年
指数：1961年末＝100）
260

（長期）
ERP

240
220
200
180
160

ERP
（短期）

140
120
100
1960

1965

1970

1975

1980

1985

1990

1995

2000

図表７

法人税負担の推移

法人企業の税負担（税率＝法人税・住民税/税引前当期利益）
（％）
100
90
80
70
60
50
40
30
20
10
0
1960

（注）�2001年度は税引前利益が赤字であったため、N.A.とした。
1965

1970

1975

1980

1985

1990

1995

2000

（出所） 法人企業統計より筆者が作成

図表６ 株式ファンダメンタルリターンと金利水準（年次）
株式ファンダメンタルリターンと金利水準

関心を呼べなかったのは、投資家がリスク回避的（％）
20だからではなく、リスクを取る投資家に満足なリ

株式ファンダメンタルリターン
15

ターン（リスクプレミアム）を供給できないサプ

10

ライサイド側に構造的な原因があったのだ。もち

5
長期金利

0

ろん経済成長の減速と企業収益力の低下という要

短期金利

因もあるが、むしろ深刻な問題は、投資家がリタ

-5
1960

1965

1970

1975

1980

1985

1990

1995

2000

ーンを手にするより一段階前に、株主に帰属すべき利益の一部を高い法人税という形で政府が吸いたらした最大の構造的要因は、74年以降の法人税取っていたことにある。なお、政府は1998年以降

率の引き上げであったと筆者は考える。図表７は法人税率を段階的に引き下げて、最近時の実効税

法人企業統計から計算した税率（法人税および住率は40％程度にまで下がったとされるが、この税

民税÷税引前当期利益）の推移である。1962 ～

制改革は遅きに失したというべきである。株主に73年の平均税率は38％であったが、74年に税率がとっては、高い法人税のおかげで「失われた30年」

引き上げられて以降89年までの平均は56％であとなった。

る。仮に税率が引き上げられていなければ、税引後利益の水準つまりROEの水準は実際よりも40％

ファンダメンタルリスクと投資スタイル

程度高かったはずで（計算は（1.00－0.38）/（1.00

ここまでの議論ではバリュエーション変化によ－0.56）＝1.41）、リスクプレミアムもゼロではな

る価格変動リターンの長期的な期待値は統計的にく３～４％はあったはずである。

はゼロであると見なして、リスクに対してはあえ「わが国の個人投資家はリスク回避的であるかて言及してこなかった。しかし、産業によって価ら、もっとリスクを取って株式に投資すべきで格変動リスクが大きく違うという事実は無視できある。そのためには証券税制を改革して…」などない。そこで、サプライサイド・アプローチの観というもっともらしい議論を耳にすることがある点からリスクについても考察しておこう。

が、これは全くの的外れだ。株式投資が投資家の52

一般に投資分析ではリスクをトータルリターン

証券アナリストジャーナル

2005. 9

の標準偏差で計測するが、サプライサイド・アプ

ど（相関係数が低いほど）企業業績はランダムにローチではファンダメンタルリターンがどれだけ変動するので予測は難しい。縦軸はファンダメン

変動するか、予測しにくいかをリスクとしてとら

タルリターンの標準偏差で、上にいくほどファンえることができる。ファンダメンタルリターンはダメンタルリターンの変動幅が大きい。縦軸と横

市場リターンに比べれば標準偏差が小さく、系列

軸それぞれで全業種の平均値を境界として分割し相関が高い（予測しやすい）が、そのリスク水準てみると、こうしたファンダメンタルなリスク特は業種によってさまざまである。業績変動が大き性に応じて24業種を四つのグループに分けること

い業種や企業ほど株価のボラティリティが高い傾ができる。

向があることは知られている。

右上方にある石油・石炭や鉱業はファンダメン

図表８は、横軸にファンダメンタルリターンのタルリターンの系列相関が低く、標準偏差も大き標準偏差を、縦軸にTモデル第３項のバリュエー

いので投機的（Speculative）業種と言える。右下

ション変動リターン（価格変動リターンとほぼ同方に位置する、その他運輸・通信、公益、繊維、等）の標準偏差を、24業種についてプロットして紙パルプなどは、系列相関は低いが標準偏差がさみたものである。石油・石炭とその他運輸・通信

ほど高くないので、短期的循環（Short Cyclical）の２業種を異常値として除外すれば、ファンダメを示す業種である。左上方の一群である海運、建ンタルリターンの変動の大きさが株価変動の大き

設、不動産などは、毎期の系列相関が高いのでフさと正の相関を持っていることが分かる。

ァンダメンタルリターンがある程度トレンドを持

ファンダメンタルリターンの系列相関が高いほち、数年サイクルの長期的循環（Long Cyclical）

ど、業績予想は容易であるので、その意味ではリで業績が大きく変動する業種と考えられる。左スクは低い。図表９は横軸にファンダメンタルリ

下方の一群は系列相関が高く、かつ標準偏差も小ターンの年次系列相関をとっており、右にいくほ

さいため、わが国経済の長期的トレンド（Secular

図表８ 業種別のファンダメンタルリターン変動とバリュエーション変動
70
その他運輸・通信バリ�エ�シ�ン変動の標準偏差

60

鉱業

50
農林水産

40
繊維

30
20

海運
鉄鋼

電機 商業
陸運 紙パ

不動産
建設
サービス業

公益
精密

金属製品

機械

食品
その他製品

10

化学

非鉄

石油・石炭

輸送用機器

ガラス土石

y = 2.59 x + 13.50
R2 = 0.69

002

証券アナリストジャーナル 2005. 9

4

6
8
10
12
14
ファンダメンタルリターンの標準偏差

16

18

53

図表９ ファンダメンタルリターンの変動特性による業種群区分
18
石油・石炭

フ�ンダメンタルリタ�ンの標準偏差16Speculative

Long Cyclical

14

鉱業

海運

12
不動産

10

建設

サービス

8

金属製品
鉄鋼

商業

輸送用機器
電機
機械
化学
ガラス土石
4
陸運 食品
精密
その他製品

6

2

Secular Trend

農林水産

非鉄
紙パ

繊維

公益

その他運輸・通信

Short Cyclical

0
1.0

0.9
0.8
0.7
0.6
0.5
0.4
0.3
0.2
0.1
ファンダメンタルリターンの系列相関（予測の容易性）

0.0

Trend）に見合った業績を維持していると解釈で

Sharpe（1992）の提案したリターンに基づくスタ

きるが、むしろこの一群がわが国産業の中核で経イル分析を行った（注３）。1980年から2003年まで

済成長の原動力を担っていると言える。

の通期の平均的なスタイルに基づいて、業種指数

業種によるファンダメンタルリスクの特性は、をマッピングした結果が図表10である。ファンダ

グロースまたはバリューといった投資スタイルとメンタルリターンが循環的変動を見せる業種は、

実は表裏一体の関係にある。具体的には、ファン

バリュー指数へのエクスポージャーが高い領域にダメンタルリターンが循環的変動を見せる業種で集中している。バリュー領域の大型株のうち陸運は、それに伴うバリュエーション変動の機をとらを除いた不動産、公益、鉄鋼が、また小型株のほえたバリュー戦略が有効であろう。一方、ファン

とんどの業種が循環的業種である。石油・石炭、ダメンタルリターンが安定的で株主資本の成長力

鉱業といった投機的業種も小型バリューに分類さも高い業種は、グロース戦略に適している。

れる。一方、ファンダメンタルリターンの系列相

この仮説を検証するために、24の業種指数それ関が低く、標準偏差が小さい長期トレンド業種群

ぞれを被説明変数とし、四つの株式スタイル指数のほとんどは、グロース領域から中間領域にかけ（大型グロースLG、大型バリュー LV、小型グロて広く分布していることが分かる。

ースSG、小型バリュー SV）を説明変数として、

スタイル指数をパフォーマンス比較すると、長（注３） 業種指数Iのリターン rI の変動を四つのスタイル指数リターンで説明する以下の式において、残差項 eIの分散を最小化するような係数 b を、一定の制約条件（係数 b が非負で、合計が1.00）の下で、２次計画法により求める方法である。
rI＝bLG,I・rLG＋bLV,I・rLV＋bSG,I・rSG+bSV,I・rSV＋eI
図表10では、横軸は推計されたグロースとバリューの係数の差［（bLG+bSG）－（bLV+bSV）］、縦軸は大型と小型の係数の差［（bLG+bLV）－（bSG+bSV）］である。

54

証券アナリストジャーナル

2005. 9

図表10業種指数のグロース vs.バリュー特性
業種指数のスタイル・マップ
1980 ～ 2003年の平均

120
100
大型

80
60

不動産

輸送用機器

公益

鉄鋼

電機

陸運

40
非鉄

20
0
-20
-40
小型

-60
-80
-100

繊維

ガラス土石

海運、紙パ

その他運輸・通信
化学

その他製品

商業

精密

食品
サービス

機械

建設
石油・石炭
農林水
鉱業
産
金属製品

-120
-120 -100

-80

-60

-40

-20

0

20

40

60

80

100

120

バリュー���������������グロース

期的にほぼ一貫してバリュー指数がグロース指数

リターン r はすべて期待値を意味している。

をアウトパフォームすることがこれまで観察され配当性向をδで表すと、内部成長率 g は、税引ている。このリターン格差がアノマリーなのかリ

後当期利益から配当を支払った残りを内部留保しスクプレミアムなのかという議論があるが、本稿て株主資本が成長する部分なので、g =（１－δ）
・の分析結果を踏まえると、バリュー指数に反応す

ROE という関係にある。利益以上の配当を続ける業種は循環的業種が多いことから、バリューの＜δ－＜１でることはできないから、長期的には０－グロースに対するリターン格差はこのファンダメ＞ gとなる。すなわち自分で稼いだあるのでROE －ンタルリスクを反映したリスクプレミアムである

利益だけを再投資することで将来への成長資金をという解釈は可能である（第５節で再論する）。

賄う限り、株主資本の成長率は株主資本利益率を天井として、
それを上回れないということである。

５.株式期待リターンの推計

株式リターンとROEおよび成長率の関係
ここで期待リターン r、およびその要素である

株主資本利益率ROE、内部成長率 g という三つの変数の間での大小関係を見ておこう。これは株式のリターン生成プロセスと、株式リスクプレミ

さて肝心の株式の期待リターンであるが、確率的期待値がゼロの第３項を捨象してTモデルを展開していくと、株式の期待リターンはROEにある係数が掛かった形として表現できる。
ROE － g
－
r＝g＋
P/B

…

＝
［１－δ・
（１－B / P）］・ROE

アムの合理的な推計範囲を理解する上で重要である。以下では記述を簡素化するため期待値を表す＜１であれば、右辺のROEに係る
ここで０＜B / P－

E（＊）という表記を省略するが、ROE、成長率 g、＜ [１－δ・＜１となる。し係数も０－（１－B / P）]－

証券アナリストジャーナル 2005. 955

＞ r、すなわち株式リターンもROEたがってROE－

会損失（安全資産利子率と配当利回りの格差）よを天井として、それを上回れないという関係になりも高くなければならない、ということを意味しる。企業が成長しようとすれば、あるいは株主へている。

供給できる株式リターンを上げようとすれば、天井であるROEを上げることが必要となる。
では内部成長率 g と株式リターン r の関係はど

一方、株式リスクプレミアムに上限はあるのだろうか。全産業ベースのROEに関して、不等式＞rm の両辺から安全資産利子率 rf を引けば、ROE－＞gからTモデルの右辺第２項
うだろうか。ROE－…は正の値をとる。したがってr－g =（ROE－g）
・＞ ０から、r－＞gでなければならない。以上をB/P－となり、リスクプレミアムの上限は（ROE－rf ）、＜ １（あるいはP / B－
＞ １）
整理すると、０＜B / P－

つまり株主資本利益率と安全資産利子率の差となの場合には、株式リターン r、株主資本利益率る。企業経営者が株主資本を使って生み出す利益

ROE、株主資本の内部成長率 g の間には、

率は、事業リスクを取った分だけ安全資産利子率よりも高いはずだ。したがって、リスクプレミア＞r－＞ g …
ROE－

ムの正常な範囲は次の不等式で制約される。

という不等式が成り立っていなければならない。

…
ところで、景気が悪化すると中央銀行は政策金

リスクプレミアムの下限と上限
株式リスクプレミアム（ERP）は、安全資産に利を引き下げるが、それは長期金利のような市場比べてリスクの高い株式に投資するために要求金利にも波及する。また企業も銀行もリスク回避

される追加的なリターンであるから、投資家がリ的になるので、国債など安全資産に対する需要はスク回避的であればプラスの値をとる。また、式高まり、市場金利は下がる。このプロセスは、市

の右辺第２項を書き直すとd / Pになるので、r＝場金利が十分に下がり切って、リスクを取って事

g+d / Pと表せる。これらから、市場指数レベルで業をすれば利益が上がるメドがつき、ROE－rf＞の株主資本の成長率 g と配当利回りd / Pに関して

ERP＞０の関係が回復するまで続くであろう。バは、次の不等式が成り立っていることを意味して

ブル崩壊後のわが国経済では2003年の年央で株価いる。

が底を打ち、長期金利が低下から上昇に転じてこERP＝rm－rf ＝g＋d / P－rf ＞0…の不等式がようやく成立するようになったと考えられる。

右辺を整理すると、

g＞rf－d / P …

期待リターンの構造
上記の式によれば、株式の期待リターンをという不等式が成立していなければならない。こサプライサイドから決定する要素は、①ROE、②

れは、株式リスクプレミアムがプラスであるため

配当性向δ、③株価純資産倍率P / Bの三つであには、キャピタルリターン（企業収益が生み出する。このうちROEは期待収益率の天井であるため、株主資本の内部成長率）がインカムリターンの機

ROEの上昇（下降）は期待収益率を高める（低め56

証券アナリストジャーナル

2005. 9る）ための必要条件であることは明白である。で配当性向を引き上げることを決めたとしよう。彼は配当性向や株価純資産倍率との関係はどうなっのもくろみは成功するだろうか？ そうは問屋がているのだろうか。

卸さない、…いや株主が許さない。内部留保を少

図表11は、例えばROE＝８％で一定という条件

なくするということは、その企業が成長機会を見を所与としたとき、企業の配当政策で決められる

つけられない、あるいはそうした機会があっても配当性向と、投資家が株主資本の価値をどれだけ再投資に回す十分な自己資金を確保できなくなるに評価しているかという株価純資産倍率という残ことを意味している。将来の成長性低下を察知しり二つの条件によって、期待収益率がどのようにた株主は、株主資本の価値を低く評価するのでP/B

変化するかを三次元の等高線グラフにしたものでレシオは低下する。すると株式資本コストの均衡ある。等高線グラフが手前に向かって斜面を描い

点は、図表11の等高線グラフの上を、元の高度をていることから、P/Bレシオが１倍以上でROE＞

維持したまま、左前方から右後方へ横滑りするよ

rとなる領域においては、配当性向が上昇すればうに移動するであろう。

期待リターンは下がる、またP/Bレシオが上昇す

これは配当政策を変更しても資本コストは不れば期待リターンは下がるという関係がある。一変ということを意味しており、Miller-Modigliani

方P/Bレシオが１倍未満の領域では、配当性向の（1961）の配当無差別命題と整合的である。図表

大きさは期待リターンにさほど影響せず、期待リ

11で左前方に位置している企業は配当性向が低

ターンはほとんどP/Bの水準によって決まる。

く、内部留保によって将来の成長事業に再投資す

ただし、配当性向とP/Bはおそらくお互いに独る企業で、P/Bレシオが高い状態のグロース株で立ではないだろう。いま仮に８％のROEを毎期達ある。また右後方に位置する企業は配当性向が高成している企業経営者が、自社の株主資本コスト

いので、投資家は配当を多く受け取れる代わりに、（期待リターン）を引き下げようという意図から、将来の成長性は低いのでP/Bレシオが低いバリュ

図表11

期待リターンと配当性向、P/Bレシオの関係

ROE＝8％のケース

期待収益率
グロース

14.0
13.0
12.0
11.0
10.0
9.0
8.0
7.0
6.0
5.0
4.0
3.0
2.0
1.0
0.0

バリュー

25
45
0.
65
0.
85
0.
配当性向
0.
（企業経営者の意思決定）

証券アナリストジャーナル 2005. 9

1
0. 3
0. 5
0. 7
0. 9
0. 1
1. 3
1. 5
1. 7
1. 9
1. 1
2. 3
2. 5
2. 7
2. 9
2.

05

0.

P/Bレシオ（投資家の評価）57

ー株である。このようにグロース株とバリュー株

・ROE

予想益回り（E/P）＝5.60％、前期は、ある理論的な仮定の下では同じ期待リターン

基準の株価純資産倍率（P/B）＝1.64の水準で共に存在し得るのである。

倍 な の で、 来 期 予 想ROE＝5.6×

その理論的な仮定とは、Miller-Modiglianiを援

1.64＝9.18％。デフレ経済から脱用すれば、①完全競争的な資本市場、②投資家の却したわが国の上場企業は、今後合理的行動、および③将来の不確実性がない状態

ともこの水準を維持していけるもの三つである。しかし、バリュー株はファンダメのと仮定する。

ンタルリターンの変動リスクが大きいため、③の・配当性向

予 想 配 当 利 回 り（d/P）＝1.18 ％、

不確実性についてはグロース株と同じではない。

予想益回り（E/P）=5.60％なので、投資家がこのリスクに対してプレミアムを要求す

来期予想の配当性向は1.18÷5.60

れば、バリュー株の期待リターンが高くなる理由＝0.21。今後ともこの水準を長期となる。

的に維持すると仮定する。

また投資家が認知的なバイアスを持っており、・B/Pレシオ 前 期 基 準P/B＝1.64だ か ら、 逆 数

バリュー株に対しては過剰に悲観的に、グロースをとってB/P＝0.6。

株には過剰に楽観的になりがちであるとすれば、これらを式に代入して、東証１部市場の期待収②の合理的行動の前提が成り立っていない。バリ

益率は2005年８月１日現在で8.4％と推計される。

ュー株の低いP/Bには財務内容の悪化や業績不振が反映されていることが多いが、投資家が将来の業績回復に悲観的な見通しを持っていればP/Bは

ちなみに同日の長期国債金利は1.345％であった

過剰に低い水準になることがある。一方、グローので、この日の期待ベースの株式リスクプレミア

ス株が市場平均を長期的に上回れないのは、企業

ムは約7.1％だったことになる。

の実力以上に投資家が高い株価を付けがちだからである。とりわけ景気後退局面では一部の企業の安定した収益力や高い成長力の希少価値が際立つ

６.まとめ

ため、バリュー株は売り込まれ、グロース株に投株式リターンは、企業が株主資本を使って事業資家の人気が殺到する。これはわが国が90年代末を行い、その収益を株主に供給するものである。

期の二極化相場で経験したとおりである。

全産業ベースで見れば、長期的な株式リターンは
こうしたファンダメンタルリターンによってのみ



現時点での推計の具体例

生成され、バリュエーション変化に伴う価格変動

では最後に、式を使って現時点（2005年８月）

リターンの長期的な期待値はゼロである。わが国での株式市場の期待リターンを推計してみよう。

では70年代半ば以降ほぼ30年間にわたって、サプ

例えば、８月２日付日本経済新聞から東証１部全

ライサイドから推計したリスクプレミアムはほぼ

銘柄ベース（注：金融業を含む）について、幾つゼロであったが、その要因はわが国産業のROE低かの数値を拾ってみよう。

下とともに、政府が株主利益に対して課していた法人税負担が過剰であったからである。

58

証券アナリストジャーナル

2005. 9

将来の期待リターンもまたわが国産業のファン
ダメンタルズに依存する。ROE 期待リターン
内部成長率の関係が示すように、期待リターンを高めるためには、その天井であるROEをまず高め
なくてはならないことをサプライサイド・アプローチは示唆している。株式投資のリスクを負担している投資家にそれに見合うリターンを供給する
ためには、民間企業の経営努力によってROEを高めることはもちろんだが、わが国政府が政策的な貢献をできるとすれば、法人税負担を軽減することによって、株主利益を不当に損なわないようにすることであろう。

本研究ではデータの整理と計算作業を、入江実、
星野隼人および土村宜明 Ph. D. の三氏に手伝っていただいた。ここに記して感謝する。ただし本稿の内容は筆者個人の責任に帰するところであり、また本稿での意見にわたる部分は筆者個人の見解
で、イボットソン・アソシエイツ・ジャパンおよびIbbotson Associatesのものではないことをお断りしておく。

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Premium Is‘Normal ?”, Financial Analysts Journal,
March/April 2002.（「株式リスクプレミアムの「ノB. Siegel,“The Supply of Capital Market Returns”,
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山口勝業、金崎芳輔、真壁昭夫、小松原宰明、「日本の株式リスクプレミアム－サプライサイドからの50年間の検証」、日本ファイナンス学会第11回大会
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〔データ出所〕
業種別市場指数：財団法人日本証券経済研究所「株ーマル」な水準とは」『証券アナリストジャーナル』

式投資収益率」2004年CD-ROM（Excel版）
業種別損益財務データ：財務省財務総合政策研究所

第40巻第12号～第41巻第２号、３回連載）
Black, Fisher,“Estimating Expected Return”, Financial
Analysts Journal, September/October 1993.

「法人企業統計調査」
株式スタイル指数：野村證券金融研究所・野村総合研究所 RUSSELL/NOMURAスタイル指数

Diermeier, Jeffrey J., Roger G. Ibbotson and Laurence

証券アナリストジャーナル 2005. 959