論 文

論 文

日本株式市場におけるバリュー株効果要因分析
住友信託銀行 パッシブ・クオンツ運用部
クオンツアナリスト

西

岡

平

太

（日本証券アナリスト協会検定会員〈CMA〉）

目

1．バリュー株効果とその要因
2．過去研究3．バリュー株効果の要因分析

次

4．一時的バリュー株効果の要因分析
5．まとめ

本稿においては、PBRを指標としたバリュー株効果の要因分析を行った。PBRを長期平均値である“構造的バリュー”と、その構造的バリュー指標からの一時的な乖離である“一時的バリュー "に分解し、日本市場のバリュー株効果がどちらの寄与によるものか検証を行った。実証分析の結果、バリュー株効果のほとんどが一時的バリ
ューによるものであることが確認された。さらに、一時的バリューを、“株主資本の変動”と“株価の変動”の２ファクターに分解し、一時的バリュー株効果の要因分析を実施した結果、効果の多くの部分が株価の変動により説明されることが確認された。

については、近年投資指標としてのみではなく、

1．バリュー株効果とその要因

スタイルベンチマークにおけるバリュー銘柄とグ株式市場において、バリュー株が市場のパフォ

ロース銘柄の判別指標としても用いられており、ーマンスを長期的に上回るという現象は国内外

機関投資家の株式ポートフォリオ運用において大を問わず幅広く観測されることが知られている。

きな役割を担うまでに広く認識されている。

バリュー株の定義についてはさまざまにあるもこ の 低PBR（ 高B/P） 銘 柄 群 の リ タ ー ン が 高のの、代表的な指標として、PER（Price Earnings

PBR（低B/P）銘柄群のリターンを上回るという

Ratio、 株 価 収 益 率 ） やPBR（Price Book-value

いわゆるバリュー株効果そのものの背景について

Ratio、株価純資産倍率）が挙げられる。特にPBR

は、さまざまな説明が試みられている。Fama and西岡平太（にしおかへいた）

2002年九州大学大学院理学府修了（理学修士）。同年住友信託銀行入社。投資企画部、総合運用部を経て、04年４月より現職。訳書に『アクティブ・インデックス投資―インデックス運用の最先端』（共訳、東洋経済新報社、2006年）。

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証券アナリストジャーナル

2008. 3

論 文

French［1993］は、高いB/P値を示す銘柄はそれた。この結果は、Bourguignon and de Jong［2006］

だけリスクが高く、投資家が要求するリターンもがMSCI Japanインデックスをユニバースとして分高いとした。つまり、B/Pとはリスクプレミアム

析した結果とほぼ一致するものであった。彼らがの代理変数であるという考え方である。これに対指摘したように、この結果は、ある銘柄に固有のして、Lakonishok, Shleifer and Vishny［1994］は、特性がバリュー株効果の源泉であるというDaniel

高B/P銘柄の相対的に高いリターンの要因は、企and Titman［1997］の考え方とは異なるものであ

業の過去のパフォーマンスに対する投資家の過剰る。また、危機的（ディストレス）状況にある銘反応を反映したものであると結論付けた。また、柄はリスクが高いと見なされるため構造的にB/P

Daniel and Titman［1997］は、バリュー株効果をが高い水準にあり、その後の高い株価のリターン

個々の銘柄に固有な特性であるとした。こうしはリスクプレミアムに起因するとしているFama

た過去のさまざまな分析に対し、Bourguignon andand French［1993］の解釈とも異なり、バリュー

de Jong［2006］は、バリュー指標そのものの定

株効果の多くが株価の一時的乖離からの平均回帰義に着目し、バリュー株効果の要因分析を試みた。

によってもたらされることが確認された。次に、

彼らはB/P指標を、B/Pの長期平均値により算出し一時的バリューによるバリュー株効果についてさた“構造的バリュー”と、その構造的バリュー指らに要因分析を実施した。つまり、個別銘柄のリ標からの一時的な乖離により表される“一時的バターンのうち、一時的バリューファクターによるリュー”に分解して、一般に知られるバリュー株

部分を被説明変数とし、銘柄ごとの株価の長期平

効果がどちらの要因によって生じるのかを検証し均からの乖離（以下、株価の変動）と株主資本のた。ここで、両指標の特性について簡単に述べる

長期平均からの乖離（以下、株主資本の変動）をと、構造的バリュー指標の値が大きい銘柄ほど、説明変数として重回帰を行った。回帰により得ら

長期的にみてその銘柄のB/Pの水準が高い、つまれたのは、一時的バリュー株効果の一部が株主資り割安な状態にあることを意味する。また、一時本の変動により説明されるものの、多くの部分が的バリュー指標の値が大きい銘柄ほど、その銘柄

株価の変動で説明されるという結果であった。この現在のB/P値が構造的なバリュー水準よりも割れは、バリュー株効果の多くが株価の平均回帰傾安になっていることを意味する。検証の結果、バ向、すなわちリターンリバーサル効果によってリュー株効果の多くの部分が構造的バリューよりもたらされることを示唆するものである。さらもむしろ、一時的バリューにより説明されることに、効果は小さいながらも、株主資本の成長性なが示されている。

どの財務パフォーマンスと将来の株価リターンと

本稿ではまず、Bourguignon and de Jong［2006］の間にはほとんど関係性がないとしたDaniel andの分析を日本市場に上場している全銘柄（注１）Titman［2006］の報告とは異なる結果も得られに適用することを試みた。その結果、日本市場にている点は大変興味深いと思われる。

おけるバリュー株効果も、一時的バリューによる

以下、本稿の構成を述べる。まず次章において、要因によってその多くが説明されることが分かっ

米国でのバリュー株効果に関する議論の一部につ（注１） 本稿で分析対象としたのは、東京証券取引所、大阪証券取引所、名古屋証券取引所、福岡証券取引所、札幌証券取引所、ジャスダック証券取引所に上場する銘柄である。

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いて概観し、第３章では、Bourguignon and de Jong

情報とは、個別銘柄のリターンのうち、そうした［2006］ を 日 本 市 場 に 適 用 し、 高B/P銘 柄 の 低目に見える情報による影響以外の部分を指す。分

B/P銘柄に対する相対的に高いパフォーマンスが、析の結果、バリュー株効果とはリスクプレミアム

構造的バリューによるものなのか、それとも一時がもたらすものではなく、大切なのはintangibleな的バリューによるものなのかについて分析した結情報であり、この情報がバリュー株効果を生んで果を示す。第４章ではさらに分析を進め、一時的いるという結論に達した。

バリュー株効果が株価の変動によってもたらされ上記の議論の一方で、Bourguignon and de Jong

るのか、あるいは株主資本の変動、言い換えれば［2003］は異なる角度から分析を行った。この報

企業のファンダメンタルな成長（株主資本の成長）

告の中で彼らは、企業の本質的な成長への投資によってもたらされるのかについての分析結果をを行うのがグロース投資家であり、株式市場に紹介する。最後に第５章において、一連の分析結おける評価のズレを裁定機会とするのがバリュー果を踏まえ、バリュー株効果についての考察を行投資家であるとしている。報告によれば、世界う。

各国の六つの主要な株式市場における、MSCIのグロース・インデックスとバリュー・インデック

２．過去研究スの1992年から2001年の年率リターンを調べた
結果、米国を除くすべての市場でバリュー・イン

Fama and French［1993］は、バリュー株の高デックスがグロース・インデックスをアウトパフ

いパフォーマンスに対する要因の分析を試み、苦ォームすることが確認されているが、短期間で境にある企業、いわゆるディストレスな状況にあグロース・インデックスからバリュー・インデる企業に対するリスクプレミアムがバリュー株のックスへ移行した銘柄、およびその逆の銘柄によ

高いパフォーマンスの要因であると結論付けた。

る影響を取り除いたところ、グロース・インデッ

これに対し、Daniel and Titman［1997］は、バクスのパフォーマンスが改善する一方で、バリュ

リュー株効果を企業のファンダメンタルな特性にー・インデックスのパフォーマンスが悪化すると基づくものとしており、リスクプレミアムとはという結果が得られた。つまり、バリュー・インデ

らえていない。彼らは、バリュー株の相対的に高ックスとグロース・インデックスのパフォーマン

いパフォーマンスは、マーケットにもたらされる

ス格差は、短期的なスタイル変化の影響を受けて情報に対する市場参加者の過剰な反応が要因であいるのである。この結果を受けた彼らは、グロるとした。

ースとバリューを対立する概念としてとらえず

さ て、Daniel and Titman［2006］ は、 近 年 のに、二つの異なる基準によってそれぞれ独立した報告の中で、バリュー株のリターンの情報を目

銘柄群によって構成されるカテゴリーに分類すに 見 え る も の（tangible） と 目 に 見 え な い も のることを試みた。二つの基準のうち、一つはPER（intangible）とに分け、どちらの要因によりリタやPBRといったバリューとグロースを選別する際ーンが説明できるのかについて分析を行った。こに一般的に使われる指標であり、もう一つは時

こで、tangibleな情報とは財務の成長性など広く間軸である。そもそも、低PBR銘柄をバリューと公に知られている情報のことであり、intangibleな

し、高PBR銘柄をグロースとする基準の根拠は非110

証券アナリストジャーナル

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論 文

常に曖昧なものであり、PBRを単純に使ってしま

おいて算出されたBPitの長期平均値であり、構造っては、算出時点でPBRがある程度の期間にわた

的バリューを表している。ここで、BPitは銘柄ごって構造的に高い（あるいは低い）水準にあるとの過去60カ月間月平均値である。

銘柄と、一時的に上昇（もしくは低下）した銘
柄を判別することができないからである。つまBPit  BP it  BPit  BP it（1）り、Fama and French［1993］に基づいたHMLフ（1）式により、BPitは構造的バリュー値である

ァクターによる分析では、ある銘柄の構造的な特BPitと、 t 時点で算出されたBPitと構造的バリュー

性と時間経過に伴って表れる特性を混同してし値との乖離を表すBPit－BPitに分解される。以後、まう恐れがあることを彼らは指摘した上で、直BPit－BPitを一時的バリューと呼ぶこととする。

近のB/Pと過去平均のB/Pの差をバリュー指標とこれらの指標により、株価のリターンがどのようして採用し、ユニバース全体を３分位に分けてに説明されるのか、以下のように検証が行われた。

各分位のリターンの推移について分析した。そまず、株価のリターンについて（2）式のモデルの結果、直近のB/Pと過去平均のB/Pの差がプラを導入する。

スに大きい分位の平均リターンが、マイナスに大きい分位の平均リターンを上回ることが確認

Rit   i   i M t   iVt   it

（2）

された。一方で、過去平均のB/Pにより同様の分

ここで、Ritは銘柄 i の時点 t における株価のリタ析を行ったところ、分位間でのリターン格差はーンである。また、b iはマーケットリターンに対さほど見いだせなかった。この報告の中で彼らする銘柄 i のベータ値、Mtは時点 t におけるマーは、バリュー・プレミアムは銘柄ごとの固有なケットのリターン、γ iは銘柄 i のあるバリューフ特性に起因するというよりも、何らかの要因でァクターのエクスポージャー、Vtはファクターリ

構造的な水準から一時的に乖離した銘柄のB/Pが、ターン、α iは回帰の結果得られる切片項、ε itは回元の水準に回帰する過程で発生するものであると

帰によって得られる残差項である。さらに、（2）述べている。この結果を受けて、Bourguignon and

式のバリューファクターに関する項を（3）式のde Jong［2006］では、B/Pを長期平均値（構造的ように変形し、BPitで表されるバリューファクタ

バリュー）と長期平均からの一時的な乖離（一時ーのエクスポージャーを所与とした回帰式に置き的バリュー）とに分解し、これらをリスクファク換える。

ターと見なして、バリュー株効果が二つの構成要
素のうちどちらから発生したものであるかにつRit   i   i M t  BPitVt   it

（3）

いて重回帰によるグローバルな分析が行われた。

（3）式は、マーケットとバリューファクターにBourguignon and de Jong［2006］で行われた分析

よって個別銘柄のリターンを表した２ファクター

は具体的には以下のようになる。

モデルである。（3）式の右辺、BPitVtを前述の構

彼らは、バリューファクターを、（1）式のよ造的バリューと一時的バリューに分解すると（4）うに分解した。ここで、BPitは銘柄 i の t 時点に式のようになる。（4）式は、個別銘柄のリター

おける株主資本を銘柄 i の t 時点での時価総額でンを、構造的バリュー要因と一時的バリュー要因除したものである。またBPitは銘柄 i の t 時点にに分解するための３ファクターモデルである。

証券アナリストジャーナル

2008. 3

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論 文

Rit  i   i M t  BP itVt struc BPit  BP it

Vt

struc

Vt

trans

V

t

trans

  itといった金融セクターに属する銘柄は分析対象か（4）

は構造的バリューのファクターリターン、は一時的バリューのファクターリターンを

表す。Vt

struc

とVt

trans

は（4）式のモデルによるクロスセクショナルな回帰の結果得られるものである。また、θ itは回帰の結果得られる残差項、φ iは切片項である。

ら除いた。分析期間は、91年３月より07年１月とし、Bourguignon and de Jong［2006］と比較して、より直近の情報で分析を行った。財務データ
は、日経NEEDSより提供されているものを用いた。また、B/Pを構成する株主資本は計測タイミ
ングを２カ月ずらしたものを使用した（注２）。
B/Pの長期平均値により算出した構造的バリュ
ーと、その構造的バリュー指標からの一時的な分析の結果、バリュー株を構成する二つのリス乖離により表される一時的バリューのどちらにクファクターのうち、一時的バリューだけが、許バリュー株効果が起因するのかについて、以下容したリスクに対するプレミアムを受け取ることに分析結果を示す。なお、分析の手順は前章でができるとの結論に達している。

示した通りであり、各ファクターの算出方法は

こ う し た 過 去 の 検 証 を 踏 ま え、 本 稿 で はBourguignon and de Jong［2006］に準拠した。

日 本 市 場 に お け る バ リ ュ ー 株 効 果 に つ い て、

また、本稿の分析における、すべての回帰分析

Bourguignon and de Jong［2006］を基に議論を展の結果および相関値の算出に際しては、銘柄ごと開することとした。本分析の目的は、バリュー株のファクター値をクロスセクショナルに基準化し効果のほとんどが一時的バリューによってもたらて使用した。

されるとした彼らの分析を、より幅広い分析ユニ
バースで日本市場に適用して、日本市場における

３．２．分析結果

バリュー株効果の要因分析を行うとともに、一時

図表１には（3）式に従って算出した91年３月

的バリュー効果の要因についてさらに検証を進めより07年１月の期間でBPitのファクターリターン

ることである。

であるVt の統計量を示した。また、図表２はVt のt 値（絶対値）統計量を表す。さらに、Vt の累積

３．バリュー株効果の要因分析
３．１．分析手法
Bourguignon and de Jong［2006］でも日本市場を対象とした分析が行われているものの、分析ユ値を示したものが図表３である。図表１および図表３で示したように、99年のITバブル期等のイ
ベントを除くと、バリュー株効果は日本市場において継続して見られており、統計的にもほとんどの期間で有意性が確認できる。

ニバースがMSCI JAPANインデックスであり、日

さて、（4）式に従って、B/Pを構造的バリュー

本市場を幅広く分析した結果であるとは言い難と一時的バリューに分解した後、91年３月～ 07

い。そこで今回の分析対象は、日本市場に上場し年１月の期間でクロスセクショナルに分析したている全銘柄とした。ただし、銀行、保険、証券

結果が、図表４である。図表４には期間別Vt struc、（注２） 例えば、B/Pの算出の際の株価が2007年１月末時点のものである場合、株主資本は2006年11月期決算までのものを使用する。

112

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図表１ V t の統計量

図表２ V t の t 値（絶対値）統計量

B/P のファクターリターン統計量

B/P のファクターリターンの t 値（絶対値）統計量

月次平均 中央値

最大値

最小値 標準偏差

月次平均

中央値

最大値

最小値

期間別

期間別
199103 to 199312

0.007

0.005

0.031

-0.0070.008

199103 to 199312

3.46

2.63

11.56

0.06

199401 to 199612

0.006

0.005

0.016

-0.0040.006

199401 to 199612

3.42

2.91

8.62

0.24

199701 to 199912

0.001-0.0010.080-0.0270.018

199701 to 199912

3.96

3.27

18.53

0.37

200001 to 200212

0.009

0.010

0.038

-0.0260.013

200001 to 200212

5.86

5.59

17.45

0.16

200301 to 200512

0.003

0.003

0.031

-0.0270.013

200301 to 200512

4.93

4.50

16.00

0.01

200601 to 200701

0.006

0.003

0.028

-0.0090.011

200601 to 200701

6.16

4.71

15.81

1.36

0.005

0.005

0.080

-0.027

0.012

4.46

3.62

18.53

0.01

全期間

全期間
199103 to 200701

199103 to 200701（出所）著者作成（以下の図表もすべて同じ）。

図表３ V t の時系列推移（累積）B/Pのファクターリターン推移
3.5
3.0
2.5
2.0
1.5
1.0
0.5

Vt transの統計量を示した。図表５は期間別Vt struc、
trans200701

200603

200505200407

200309200211

200201

200103200005199907199809199711

199701

199603

199505199407

199309199211

199201

1991030.0

平均と比べてより割安となった銘柄の将来の株の t 値（絶対値）統計量、さらに図表６は二価リターンが高いとき、Vt transはプラスの値を示

つのファクターリターンの月次累積値をグラフ化す。分析期間を通じ、Vt strucはほぼ横ばいであっしたものである。Vt strucは構造的バリューのファた。一方、Vt transは分析期間を通じ、安定してプクターリターンであり、この値が大きいほど構造ラスの値を示した。Vt transの大きさは、図表３で的バリューの大きい銘柄、すなわち長期平均的に示したVt 、つまり二つのファクターに分解する前割安な水準となっている銘柄の将来の株価リターのB/Pのファクターリターンを上回っており、こンが割高な銘柄よりも高いということになる。一のことから、日本市場における高BP銘柄の相対

Vt

方で、Vt

trans

は一時的バリューのファクターリタ

的に高いリターンは、長期平均値のBPitである構ーンである。ある時点での長期平均からのB/P値

造的バリューよりもむしろ、平均値からの乖離をの乖離がプラス方向に大きい銘柄、つまり過去の表すBPit－BPitである一時的バリューに起因する

証券アナリストジャーナル

2008. 3

113

論 文

図表４ V tstruc ：構造的バリュー要因とV ttrans ：一時的バリュー要因の統計量
構造的バリュー要因

一時的バリュー要因

月次平均 中央値

最大値

最小値 標準偏差

月次平均 中央値

最大値

最小値 標準偏差

199103 to 199312

0.002

0.001

0.027

-0.020

0.012

0.010

0.010

0.034

-0.0070.011

199401 to 199612

0.002

0.001

0.022

-0.014

0.009

0.008

0.007

0.031

-0.0160.009

199701 to 199912 -0.007-0.0060.033-0.065

0.019

0.015

0.006

0.171

-0.0350.036

200001 to 200212

0.002

0.002

0.029

-0.019

0.010

0.009

0.008

0.041

-0.0150.013

200301 to 200512

0.009

0.008

0.032

-0.005

0.008

0.004

0.004

0.025

-0.0130.008

200601 to 200701

0.002

0.002

0.012

-0.004

0.006

0.001

-0.0020.015-0.014

0.009

0.002

0.002

0.033

-0.065

0.013

0.009

0.006

0.171

-0.035

0.018

期間別

全期間
199103 to 200701

図表５ V tstruc ：構造的バリュー要因とV ttrans ：一時的バリュー要因のt値（絶対値）統計量
構造的バリュー要因
月次平均 中央値

一時的バリュー要因

最大値

最小値

月次平均 中央値

最大値

最小値

期間別
199103 to 199312

3.28

2.88

9.22

0.11

4.72

4.13

13.48

0.16

199401 to 199612

3.17

2.93

9.95

0.03

4.68

5.19

13.58

0.24

199701 to 199912

4.41

4.12

17.73

0.42

5.71

3.06

29.59

0.05

200001 to 200212

3.42

2.68

14.67

0.04

5.32

4.93

13.38

0.04

200301 to 200512

4.08

3.63

10.54

0.02

2.93

2.36

9.85

0.06

200601 to 200701

3.38

2.79

6.70

1.03

4.30

4.35

9.29

0.89

3.66

3.09

17.73

0.02

4.64

3.61

29.59

0.04

全期間
199103 to 200701

ことが示された。この点は、Bourguignon and de

かしながら今回の分析結果を見る限り、固有の特Jong［2006］の分析結果と一致するものであった。

性というよりは、B/Pの一時的な乖離がバリュー

本稿ではB/Pを一時的バリューと構造的バリュ

株効果の発生要因であると解釈する方がよさそうーに分解した分析を行っている。よって時点ごとである。

のB/Pにより分析を行い、銘柄ごとの固有の特性

また、図表６の結果から、B/Pのファクターリ

がバリュー株効果の要因であるとするDaniel and

ターンであるVt のうちのほぼすべてが、一時的

Titman［1997］とは分析の切り口は異なる。しバリューから成るものであることから、Fama and114

証券アナリストジャーナル

2008. 3

論 文

French［1993］の解釈ともやや異なる結果が得の正相関の値が低下し、03年以降は逆相関となられた。つまり、Fama and French［1993］はデることが確認された。この推移については以下のィストレスを要因として高B/P銘柄のリターンが、ように解釈される。高B/P銘柄が継続して物色さ

事後的に高くなる可能性を示唆したが、その要因れる市場局面では、これらの銘柄の株価が上昇すを分解してみると、バリュー株効果は一時的なバるため、ある時点で算出したB/Pは、その銘柄のリュエーションの変動によってもたらされること

構造的なB/Pよりも低くなる傾向が見られる。すが確認されたのである。

ると高B/P銘柄のうち多くの銘柄でBPit－BPitがマ

なお、91年３月～ 07年１月の各時点でのユニイナスの値を示す一方、構造的なBPを表すBPitは

バース全体における構造的バリューと一時的バリ

プラスであるために、クロスセクショナルに見たューのクロスセクショナルな相関を調べたとこ

両者の正の相関が低下してくる。また、03年以

ろ、図表７のようになった。時期により－0.8か

降逆相関となっている点については、高B/P銘柄

ら0.7まで幅広く分布していたが、周期性は特にで起こっていたものと逆の現象が低B/P銘柄でも見られなかった。一方で、特に02年以降の、高B/発生していたためではないかと考えられる。06

P銘柄が継続して相対的に高いリターンを示した年以降は図表４の一時的バリュー要因の中央値が市場局面では、構造的バリューと一時的バリュー－0.002と若干ながらマイナスとなったことに加

図表６ V tstruc とV ttrans の時系列推移“構造的バリュー”と“一時的バリュー”の重回帰によるファクターリターン
3.5
3
2.5
2
1.5
1
0.5
0
-0.5

200701

200603

200505200407

200309200211

200201

200103200005199907199809199711

199701

199603

199505199407

199309199211

199201

199103構造的バリュー
一時的バリュー

図表７ 構造的バリューと一時的バリューの相関“構造的バリュー”と“一時的バリュー”によるクロスセクショナル相関の推移

証券アナリストジャーナル

2008. 3

200701

200603

200505200407

200309200211

200201

200103200005199907199809199711

199701

199603

199505199407

199309199211

199201

199103

1
0.8
0.6
0.4
0.2
0
-0.2
-0.4
-0.6
-0.8
-1

115

論 文

え、図表７に見られるようにクロスセクショナル

Pit は 時 点 t に お け る 銘 柄 i の 株 価、Bitは 時 点 t

な逆相関の値が収縮していることが分かる。このにおける銘柄 i の株主資本、Pitは時点 t で算出し傾向は、02年以降のバリュー株効果の行き過ぎ

た銘柄 i の株価の長期平均値、Bitは時点 t で算出の反動ともとらえられる。

した銘柄 i の株主資本の長期平均値である。また、 回 帰 の 結 果 得 ら れ るVt P_trans、Vt B_transは そ れ

４．
一時的バリュー株効果の要因分析

ぞれ回帰によるファクターリターンを示し、κ it
は 残 差 項、μ iは 切 片 項 で あ る。Bit、Pitと い っ た
長期平均値は、３．２．での分析に合わせ、銘柄

４．１．分析手法
Daniel and Titman［2006］によれば、バリュー

ごとの過去60カ月間月平均値を使用した。ここ

株効果は、intangibleな情報によってもたらされるで、 －( Pit－Pit )/ Pitを 株 価 の 変 動 と 定 義 し、 さ部分が大きく株主資本の成長性などの財務パフォ

らに( Bit－Bit )/ Bitを株主資本の変動と定義する。

ーマンスと将来の株価リターンとの関係はほとん－( Pit－Pit )/ Pitの前に“－”の符号が付されていどないことが指摘されている。この結果が日本市

るのは、株価が長期平均よりも大きく下がった銘場にも当てはまるものであるとすれば、一時的バ柄のファクター値をプラスにするための処理であリューによるリターンの大部分が、株価の変動にる。つまり、他の銘柄と比較して、長期平均からよって説明されると推測される。
そこで本稿では、相対的に大きく株価が低下している銘柄の株価リ

Bourguignon and de Jong［2006］の、一時的バリターンが将来において高い値を示すとき、Vt P_transュー指標BPit－BPitに焦点を当て、一時的バリュ

はプラスを示す。

ーによるバリュー株効果を株価の変動と株主資本の変動に分解し、どちらのファクターによって効

４．２．分析結果

果が得られるのかについて分析を行った。具体的分析は（5）式に従って実施した。（5）式中のには、一時的バリューのファクターリターンが、左辺( BPit－BPit )Vt transは一時的バリューのファク

株主資本 Bi の長期平均からの乖離から生じるもターエクスポージャーであるBPit－BPitとそのフのなのか、株価 Piの長期平均からの乖離から生じァクターリターンであるVt transの積である。これるものなのかを（5）式を導入して重回帰を行っを被説明変数とし、株価の変動として定義した

た。Pitの算出に際しては、調整後終値（注３）を使－( Pit－Pit )/ Pitと株主資本の変動として定義した

用した。分析のユニバースおよび分析期間は前章( Bit－Bit )/ Bitを説明変数として重回帰を行った。

と同様である。

BP  BP  V
it

it

t

分析結果は図表８、図表９および図表10に示した。図表８は株価の変動によるファクターリ

trans

ターンVt P_transと株主資本の変動によるファクター

P  P it P _ trans Bit  B it B _ trans  i  itVtVt
  itP it
B it

リターンVt B_transの期間別統計量であり、図表９は（5）

Vt P_transとVt B_transの t 値（ 絶 対 値 ） 統 計 量 で あ る。
図表10は、Vt P_trans、Vt B_transおよびVt transの時系列推（注３） 調整後終値は、株式分割の実施の前後で株価を連続的にとらえるために、分割実施前の終値を分割後の値に調整したもの。

116

証券アナリストジャーナル

2008. 3

論 文

移を累積値で示したものである。Vt transは図表４よって説明されることが分析により確認された。

で示したファクターリターンを使用した。分析の一方で、( Bit－Bit )/ Bitで表される株主資本の変動

結果Vt P_trans、Vt B_transともにVt transの要因として一定

も一定程度リターンの要因となっていることが分

P_trans

かった。この分析結果が示しているのは以下の点の方が大きく寄与していることが分かった。つまである。まず、一時的バリューのファクターリタ

り、一時的バリューのファクターリターンのうち、ーンのうち、多くの部分が株価の変動で説明され大部分が －( Pit－Pit )/ Pitで表される株価の変動にることから、日本市場におけるバリュー株効果は、の寄与を示すことが確認され、相対的にはVt

図表８ V tB_trans ：株主資本変動要因とV tP_trans ：株価変動要因の統計量
株主資本の変動要因

株価の変動要因

月次平均 中央値

最大値

最小値 標準偏差

月次平均 中央値

最大値

最小値 標準偏差

199103 to 199312

0.003

0.003

0.017

-0.004

0.004

0.006

0.005

0.026

-0.0090.008

199401 to 199612

0.003

0.003

0.018

-0.004

0.004

0.004

0.004

0.026

-0.0060.006

199701 to 199912

0.001

0.000

0.025

-0.011

0.007

0.005

0.000

0.115

-0.0290.024

200001 to 200212

0.003

0.003

0.013

-0.014

0.005

0.005

0.006

0.032

-0.0310.010

200301 to 200512

0.003

0.002

0.019

-0.003

0.005

0.005

0.003

0.027

-0.0040.007

200601 to 200701

0.003

0.002

0.009

-0.001

0.004

0.004

0.003

0.012

-0.002

0.005

0.003

0.002

0.025

-0.014

0.005

0.005

0.004

0.115

-0.031

0.012

期間別

全期間
199103 to 200701

図表９ V tB_trans ：株主資本変動要因とV tP_trans ：株価変動要因のt値（絶対値）統計量
株主資本の変動要因

株価の変動要因

月次平均 中央値

最大値

最小値

月次平均 中央値

最大値

最小値

199103 to 199312

22.84

21.70

38.92

11.57

42.25

42.68

57.69

31.07

199401 to 199612

39.04

38.85

51.86

27.23

55.70

56.35

71.67

36.93

199701 to 199912

23.26

21.47

35.26

10.66

52.56

50.89

69.13

40.77

200001 to 200212

25.00

24.54

34.02

17.32

45.27

45.02

51.62

35.75

200301 to 200512

33.46

34.86

39.40

18.84

52.02

54.23

59.04

40.22

200601 to 200701

31.47

30.44

36.36

28.64

42.69

43.15

45.33

39.39

28.97

30.44

51.86

10.66

49.21

48.84

71.67

31.07

期間別

全期間
199103 to 200701

証券アナリストジャーナル

2008. 3

117

論 文

図表10 V ttrans 、V tB_trans およびV tP_trans の時系列推移（累積）“株主資本の変動”と“株価の変動”の重回帰によるファクターリターン
3.5
3

株主資本の変動
株価の変動
変動性バリュー

2.5
2
1.5
1
0.5
0

200701

200603

200505200407

200309200211

200201

200103200005199907199809199711

199701

199603

199505199407

199309199211

株価の変動ファクターと株主資本変動ファクターの相関

199307

199201

図表11199110199103

-0.5

1.0
0.8
0.6
0.4
0.2
0.0
-0.2
-0.4
-0.6
-0.8

200612

200605200510200503

200408200401

200306

200211

200204

200109200102200007

199912

199905

199810199803

199708199701

199606

199511

199504

199409199402

199212

199205199103-1.0

B/Pというバリュエーション指標で評価した株価

推移している。常に一定程度の逆相関は見られるの平均回帰傾向によるところが大きいことが分か

ものの、多重共線性が懸念されるほどではないとった。また、図表10で示した通り、株主資本の変考えられる。

動によって説明される部分もヒストリカルには継続して見られていることから、分析手法は異なる
ものの、株主資本の成長性などの財務パフォーマ

５．まとめ

ンスと将来のリターンとの関係はほとんど存在し本稿における分析の結果、一時的バリューがバないとしたDaniel and Titman［2006］の報告とはリュー株効果の要因の大部分を占めているという異なる傾向が日本市場に存在する可能性が示唆さ

分析結果が得られた。また、構造的バリューは、れた。

バリュー株効果の要因としては低い説明力しか持

３．
２．で行ったのと同様に、91年３月～ 07年

たないことが示された。つまり、構造的にB/Pの１月の各時点でのユニバース全体における株価の値が大きい割安な銘柄であっても、その水準に変変動ファクターと株主資本の変動ファクターのク

動がない場合は、市場からネグレクトされ続ける

ロスセクショナルな相関を図表11で示した。相関可能性があると考えられる。また市場は、ある銘の値は、平均すると－0.25程度の水準で安定的に柄を、一時的に過大、あるいは過小に評価するも118

証券アナリストジャーナル

2008. 3

論 文のであり、その評価が構造的な水準に回帰する過一方、一時的バリュー株の効果の多くが株価の程でバリュー株効果が発生すると考えられる。こ変動に起因することも確認されており、バリュー株の結果は、Bourguignon and de Jong［2006］が指効果は、株価の平均回帰傾向、いわゆるリターン

摘した通り、バリュー株効果は企業のファンダ

リバーサルの要素を多分に持つことが示唆された。

メンタル特性に関係するものであるというDaniel
and Titman［1997］の結論とは異なるものである〔参考文献〕と考えられる。

矢野学、「スタイルベンチマークの入れ替えとリターン格差」、『証券アナリストジャーナル』第43号（2005年）、pp. 69-78.
Bourguignon, F. and M. de Jong,“Value Versus Growth,”
Journal of Portfolio Management, 29 （ 2003 ）, pp.

さらにはFama and French［1993］が指摘したバリュー株効果がリスクプレミアムであるという結論とも若干異なり、比較的短期の株価の平均回
帰的な特性をとらえたものであるということが示された。
なぜならば、バリュー株効果がディストレスな企業に対するリスクプレミアムであるとした場
合、その効果は一時的バリュー効果の部分よりも、長期の企業特性をとらえた構造的バリューにより強く表れることが期待されるからである。
一方で、最近の報告の中でFama and French［2007］は高B/P銘柄の高いリターンは、B/Pの“convergence”（収斂）によってもたらされると述べているが、この結論は本稿で得られた結論に近いものであると考えられる。
この点を確認するために、本稿では一時的バリ
ューを、株主資本の長期平均からの乖離である株
主資本の変動と株価の長期平均からの乖離である
株価の変動に分解して重回帰による要因分析を実施した。分析の結果、一時的バリュー株効果によって得られるリターンの一部が株主資本の変動により説明されることが確認された。多くの企業が決算を迎えるたびに株主資本を徐々に成長させていることを考えると、株主資本の変動ファクター
は、一時的な乖離値というよりは、株主資本の成長度をとらえたものであるという見方もできる。
よって財務的な成長性と将来の株価リターンは何らかの関連を持っていると考えられる。

証券アナリストジャーナル

2008. 3

71-79.
“The Importance of Being Value,”Journal ofPortfolio Management, 32（2006）, pp. 74-79
Daniel, K. and S. Titman,“Evidence on the Characteristics
of Cross-Sectional Variation in Stock Returns,”Journalof Finance, 52（1997）, pp. 1-33.
“Market Reactions to Tangible and Intangible
Information,”Journal of Finance, 47 （ 2006 ）, pp.

1605-1643.
Fama, E. and K. French,“The Cross-Section of Expected
Stock Returns,”Journal of Finance, 47（1992）, pp.
427-465.
“Common Risk Factors in the Returns on Stocks
and Bonds,”Journal of Financial Economics, 33（1993）, pp. 3-56.
“Size and book-to-market factors in earnings andreturns,”Journal of Finance, 50 （ 1995 ）, pp.

131-156.
“Multifactor explanations of asset pricing
anomalies,”Journal of Finance, 51（1996）, pp. 55-84“Industry costs of equity,”Journal of Financial
Economics, 43（1997）, pp. 153-193.
“Market efficiency, long-term returns andbehavioral finance,”Journal of Financial Economics,
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“The Anatomy of Value and Growth Stock
Returns,”Financial Analyst Journal, 63（2007）, pp.
44-54.
Lakonishok, J., A. Shleifer and R. Vishny,“Contrarian
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Finance, 49（1994）, pp. 1541-1578.
（この論文は投稿論稿を採用したものです。
）

119