非公開化型 MBO 選択の決定要因
Discussion Paper No.14-02

河西 卓弥（熊本県立大学総合管理学部）
川本 真哉（福井県立大学経済学部）
齋藤 隆志（明治学院大学経済学部）
March, 2015

非公開化型 MBO 選択の決定要因 ∗河西卓弥 †、川本真哉、齋藤隆志

要 旨
本論文の目的は、日本企業が実施した非公開化型 MBO 案件を対象に、株式非公開化の動機を実証的に分析することである。先行研究では、株式公開の費用と便益のトレードオフ、
エージェンシー・コストの削減、負債の節税効果、従業員からの富の移転などを株式非公開化の動機として取り上げてきた。それらの仮説を包括的に検証した結果、企業の株式非公開化の選択には、主に株式公開の費用と便益のトレードオフが影響を与えており、リーマンシ
ョック後には、エージェンシー・コストの削減を目的とした案件が増加したことが明らかとなった。

JEL classification : G34, M41, D22
Keywords : 株式非公開化、MBO、アンダーバリュー、インセンティブ・リアライメント、フリー・キャッシュフロー、負債の節税効果、信頼の破壊∗

本稿の内容や意見は、筆者個人に属し、各々が所属する機関の公式の見解を示すものではない。なお、本稿の執筆にあたり、川本は日本学術振興会科学研究費補助金（課題番号25780211）より、河西は同補助金（課題番号 25780205）より助成を受けている。

† Corresponding author. E-mail address : kawanishi@pu-kumamoto.ac.jp

1

1.

はじめに

本稿では日本企業による非公開化型 MBO（マネジメント・バイアウト）の選択に対する決定要因の実証的な分析を行う。株式非公開化は、企業のライフサイクルにおける大きな転換点であるが、その動機には、自発的なものから非自発的なものまで、様々なものが存在する。非自発的なものとしては主に、証券取引所の上場廃止基準に抵触したケースや他の事業会社やファンドによる敵対的 M&A によるものを挙げることができる。自発的なものとしては、MBO を含む友好的な M&A によるものを挙げることができる。東証 1・2 部の非公開化企業の数は、90 年代半ばまでは年平均 5 社程度だったものが、1999 年の株式交換の導入などを背景とした M&A の増加により、90 年代後半より増加を始めた。中でも合併、完全子会社化による自発的と思われる非公開化が増加した（宮島 2007）。
本稿は自発的な非公開化を対象とし、その中でも MBO による非公開化に注目する。MBOとは経営陣による自社の買収であり、米国では 1980 年代後半や 90 年代後半にブームが見られ、日本においては 90 年代後半以降見られるようになった。MBO は、部門売却（ダイベストメント）型、非公開化型、事業継承型、事業再生型などのタイプに分類することができる（CMBOR 1991）。非公開化型 MBO は公開企業が MBO に伴い株式を非公開化するもので、抜本的なリストラクチャリングを目的として行われる。
図 1 にあるように、日本の MBO 市場の中で非公開化型 MBO は 2000 年代に入ってから見られるようになり、2000 年代中盤からは 1 年あたり十数件を維持し、リストラクチャリ
ングの一手段として定着している。また、非公開化型 MBO は件数のシェアこそ大きくはな
いものの、上場企業が実施することもあり金額ベースでは 7 割以上を占めている。日本における事例としては、2006 年のすかいらーくの MBO があり 1、米国のものとしては 2013年に PC メーカーのデルが創業者の MBO により非公開化を行った事例がある。いずれのケ
ースにおいても、外部株主の影響力を排除し、抜本的なリストラクチャリングを行うことが目的とされた。
--- 図 1

about here ---非公開化型 MBO に注目する理由としては、MBO 以外の LBO2などによるその他の非公開化取引では、その取引が自発的か否かを判断するためには、経営者などの内部者やファン
ドなどの外部者、どの主体が主導して非公開化を行ったのかを特定する必要があるが、MBO
では現経営陣がバイアウトに関わっているため、自発的なものと判断することの妥当性が高いと考えられるからである。
先行研究においては主に、非公開化の動機を株式公開と非公開の費用と便益のトレード
2011 年の米国のプライベート・エクイティ・ファンド、ベインキャピタルによるセカン
ダリー・バイアウトを経て、2014 年に東証 1 部に再上場した。
2 MBO は LBO の形態をとるケースが多い。
12

オフに求める考え方とエージェンシー理論に求める二種類の考え方がある。前者は株式公開化と非公開化を表裏一体の関係としてとらえ、株式公開化の動機に関する理論を基に非公開化の動機を導き出すのに対して、後者は株式非公開化固有の要因に着目しその動機に迫っている。本稿では、先行研究を踏まえ、可能な限り包括的に株式非公開化の動機に関する仮説の検証を行っている。
本稿の構成は以下の通りである。次節では、株式非公開化に関する先行研究を紹介した上で、いくつかの作業仮説を提示する。第 3 節では、実証分析に用いるデータセットについて説明するとともに、実証モデルと各変数の符号条件について示す。第 4 節では実証分析の結果について報告する。第 5 節は結論と今後の課題にあてられる。

2.

先行研究と作業仮説

上述のように、株式非公開化の動機の研究においては主に、非公開化の動機を株式公開の費用と便益のトレードオフに求める考え方とエージェンシー理論に求める二種類の考え方がある。本節では、可能な限り包括的に株式非公開化の動機に関する仮説を、先行研究を紹介するとともに、提示する。
2.1

株式公開の費用と便益のトレードオフ

企業の株式公開化の動機に対しては、多くの先行研究が存在し、それらは株式公開化の費用と便益の比較により説明を行っている。株式非公開化は、株式公開化と表裏一体の関係にあり、その動機の分析には公開化の動機の分析同様、株式公開化の費用と便益を考えることが重要である。株式公開の便益が費用を上回れば、株式を公開すると考えられ、その逆であれば、株式を非公開化すると考えられる。また、公開企業において、株式公開の便益が減少
したり、その費用が増加したりした場合には、非公開化をする可能性が高まると考えらえる。
例えば、Bharath and Dittmar (2010)や Martinez and Serve (2011)は、株式非公開化の動機を株式公開の費用と便益に注目しながら分析している。
2.1.1

株式公開の便益

株式公開の便益としては、株式の流動性（取引費用の削減）、株式市場へのアクセス、株
主とのリスクシェアリングといったものを挙げることができる。これらの株式公開から得られる便益が少ない状況では非公開化の選択確率が上がると考えられる。Bharath andDittmar (2010)は、1980-2004 年の米国における非公開化案件において、アナリストのカバ
レッジなどで測った情報の可視性、出来高回転率などで測った流動性の影響を確認している。また、Martinez and Serve (2011)も、1997-2006 年のフランスの非公開化案件で同様の結果を得ると共にベータで測ったリスクの大きさが非公開化行動に影響を与えていることからリスクシェアリングの存在を確認している。
3

2.1.2

株式公開の費用

株式公開の費用としては、年間上場料、監査報酬、情報開示に伴う費用などに加え、上場維持のために受ける行動の制約や情報の非対称性によってもたらされる株価の過小評価（アンダーバリュー）といった間接的なものも存在する。
年間上場費などの費用は固定費であるため、規模の小さい企業ではその負担が相対的に大きくなると考えられる。Becker and Pollet (2008)や Martinez and Serve (2011)は、企業
規模の小さな企業ほど非公開化する可能性が高いという結果を得ている。また、上述のような費用に加え、近年では金融商品取引法制定にともなう四半期報告制度や内部統制制度の義務化など、上場に係る費用負担は増加傾向にある。そのため、上場維持費用の影響は強化されていると予想される。Martinez and Serve (2011)は、2003 年にフランスにおいて導入された米国の SOX 法と類似の French Financial Security Law (FSL)の影響についても分析し、FSL 導入後には確認された上述の結果がより強く表れることを報告している。
Thomsen and Vinten (2014)は、1996-2004 年の欧州 21 か国での非公開化案件を分析し、少数株主保護、コーポレート・ガバナンス・コードの導入が、非公開化を増加させることを確認した。
通常、企業の潜在的価値について、経営者と株主の間には情報の非対称性が存在すると言われる。なぜなら、経営者は内部情報に直接触れることができるインサイダーであるのに対し、株主はそうした情報に触れることができないアウトサイダーであるからである。こうした両者の情報の非対称性は、情報優位にあり当該企業の真の企業価値を知る経営者にとっては、実際の市場評価が納得のいく水準ではないと認識させる背景となる。アンダーバリュ
ーは、情報の非対称性によってもたらされる機会費用であり、それにより資金調達が困難になり買収の脅威にも直面することとなる。
日本における戦略的非公開化案件を分析した野瀬・伊藤（2009, 2011）や多くの海外の先行研究で、アンダーバリューの解消が株式非公開化の有力な動機と確認されている（Halpern et al. 1999, Weir et al. 2005, Becker and Pollet 2008 など）。野瀬・伊藤（2009,2011）では、現経営陣を含む特定の株主に株式が集約される方向で行われる非公開化を戦略的非公開化と定義している。本稿のサンプルである非公開化型 MBO 案件は、野瀬・伊藤（2009, 2011）の戦略的非公開化案件の部分集合であり、野瀬・伊藤（2009, 2011）のサン
プルは親会社やファンドなどの支配株主による買収の案件を含むと思われる。
2.2

エージェンシー・コストの削減

株式が広範に分散した公開企業では、経営陣は十分に当該企業の株式を保有しないことから、必ずしも株主の利害に沿った行動を取るとは限らない。例えば、自己満足や保身のために NPV が負となるような過大な投資活動（帝国建設 empire building）を選好するというのは、その象徴的な事例であろう。このような株主・経営者間のエージェンシー問題を、
4

MBO の実施は解消させる可能性がある。
2.2.1

インセンティブ・リアライメント

その要因の 1 つとして、経営陣が買収を主導することにより、所有と経営が再び一致す
る方向に進む（インセンティブ・リアライメント）ことが挙げられる。買収後の経営陣の持株比率の上昇は、公開時に存在したエージェンシー・コストを削減すると同時に、彼らの努力水準を引き上げ、将来的な企業価値の向上をもたらす（Jensen and Meckling 1976）。そのような効果を期待して株式の非公開化が行われる可能性がある。Renneboog et al. (2007)
は 1990 年代後半以降の英国企業を対象とし、買収時の CAR（累積超過リターン）と買収
プレミアムで測った株主の富と買収前の経営者持分との間に負の関係性が見られることを見出し、バイアウト後の経営者持分の引き上げ余地が高い企業ほど、買収プレミアムも大きくなる傾向があることを確認している。
2.2.2

フリー・キャッシュフローの削減

また、非公開化型 MBO の実施がフリー・キャッシュフローの削減を通じ、エージェンシ
ー問題を緩和する可能性が指摘できる。MBO は LBO（Leveraged Buy-outs）の一形態であり、買収後における負債比率の上昇をともなうが、それは利払いによる余剰資金の減少を通じ、経営者に企業価値を毀損するような投資活動を思いとどまらせる効果を有する（Jensen 1993b）。すなわち、買収前にフリー・キャッシュフローを多く抱えている企業ほど、このような負債による規律付け効果が効きやすく、買収後の企業価値創造が期待されるため、非公開化型 MBO を実施する可能性が高いことが予想される。Lehn and Poulsen(1989)、Mehran and Peristiani (2009)、Bharath and Dittmar (2010)、野瀬・伊藤（2011）などの先行研究で、フリー・キャッシュフロー仮説は支持されている。
2.3

負債の節税効果

買収資金が負債によって調達された場合、追加的に生じる支払い利息は損金に算入され、税法上、控除の対象となる。これは「負債の節税効果」（tax shield）と称され、それによって生じる税支出の削減は、MBO によってもたらされる価値向上の源泉の一つと考えられている。節税効果に関する実証研究は多岐にわたるが、もっとも象徴的なのが Kaplan (1989)の検証結果である。
同研究では、
1980 年から 1986 年にアメリカで実施された 76 件の MBOを分析し、既存株主に支払われた買収プレミアムのうち 21%から 72%が節税効果によって説明可能だとしている。また、日本企業の非公開案件をサンプルとした野瀬・伊藤 (2009)
でも、バイアウト前の利払い額の多寡に着目し、それは直接プレミアムとは有意な相関を有しないものの、利払い額が小さな企業ほど（すなわち、追加的な利払い額の増加による税控除の余地が大きな企業ほど）非公開化の選択確率が上昇することを明らかにし、節税効果が非公開化の有力な動機となっていると指摘している。
5

以上のような先行研究と同様、仮にわが国においても節税効果が非公開化型 MBO 実施の主要な動機となっている場合、税負担が高く、利払い額が小さな企業ほど節税効果も増幅し、それだけ非公開化を実施する可能性も上昇すると予想される。
2.4

従業員からの富の移転

株式非公開化の動機として、既存従業員の富の毀損に起因するものも考えられる 3 。
Shleifer and Summers (1988) も指摘しているように、買収者は旧経営陣と既存労働者との間で交わされた長期契約や年功賃金等の「暗黙の契約」（implicit contracts）を破棄することを通じ、短期的な収益を獲得することができる。いわゆる「信頼の破壊」（breach of trust）の議論である。注意すべきは、この「信頼の破壊」に起因する買収後の株主価値向上の見込み分は、従業員から株主へ富が移転しただけに過ぎず、何らネットの価値創造に基づくもの
ではないという点である。
この ような信 頼の破壊の可 能性は、 敵対的買収の 文脈で検 証されること が多い が（Gokhale et al. 1995; Canyon et al. 2001）、MBO のケースでも起こりうる問題である。
その理由として、次の 3 点が指摘できる（Amess and Wright 2008）。第 1 に、負債比率が上昇することが挙げられる。MBO が LBO の形態をとる場合、負債への依存度が高まり倒産リスクも上昇するが、それは従業員側の交渉力を弱める方向性に働くことになる（Foxand Marcus 1992）。第 2 は、ファンドによるモニタリングが強化されることである。ファンドの運用期間は 3～5 年と指摘されているが（光定・白木 2006：22）、それだけ経営改善に対する圧力も短期的なものになると予想される。第 3 は、経営者の持株比率が上昇することである。それは経営インセンティブになると同時に、株主との利益相反の可能性を緩和
し（アライメント効果）、企業経営をファンドが要請する株主価値最大化に向かわせる要因となる。
これらの理由により、MBO のケースでも信頼の破壊が発生する可能性は否定できず 4、
過剰雇用・過剰賃金を抱え、買収後にそれらの解消を通じ経営効率化を図りやすい企業ほど、非公開化を実施する可能性が高いと考えることができる。

3.
3.1

データセットと推計式

データセット3

このほか、ステークホルダーからの富の移転としては、バイアウトのアナウンスが社債価格やその格付けに与える影響に着目し、既存債権者の富が毀損されたか否かを検証するものがある（Amihud 1989; Cook et al. 1999; Warga and Welch 1993）。ただし、日本企業のケースでは、MBO 実施企業の社債価格や格付けに関する体系的なデータを入手することが困難であるので、本稿では立ち入った分析を行わない。
4 ただし、海外の実証研究では、買収後に有意な雇用者数の減少は観察されず、MBO によって信頼の破壊が発生したとの報告はされていない（Kaplan 1989a; Smith 1990）。
6

分析に用いたサンプルは、2000 年度から 2011 年度にかけて非公開化型 MBO の公表を行った 100 件である。データはレコフ社『マール M&A データ CD-ROM』より入手し、非公開化型 MBO に分類される案件を対象とした。それら非公開化型 MBO 実施企業に対して、野瀬・伊藤（2011）などの先行研究を参考に、コントロール企業を選定した。具体的には、MBO 公表直前の決算期において同じ産業分類に属する企業の中で、MBO 企業と決算
日が 3 カ月以内の総資産の最も近い企業を選択した 5。MBO 企業、コントロール企業の株
価、財務、株主構成データは、日経 NEEDS-Financial QUEST より抽出した。説明変数の多くは前年度のデータとなっており、原則として連結データを用いたが、それが入手できない企業や所有構造データに関しては単独データを利用した。
3.2

分析方法と変数

非公開化型 MBO 選択の決定要因を分析するため、MBO 実施企業に 1、コントロール企
業に 0 を与えるダミー変数を被説明変数、第 2 節の仮説に従う下記の諸要因を説明変数としたロジット分析を行う。説明変数の定義は以下の通りである。
株式公開の費用と便益のトレードオフに関する変数：まず、株式公開の便益としては、株式の流動性、株式市場へのアクセス、株主とのリスクシェアリングを挙げることができる。株
式の流動性は、取引成立日比率 TRADED で代理する。TRADED は、MBO 公表 250 日前
から 41 日前までの期間で、上場市場において当該企業の取引が成立した日数の比率であり、取引成立日が少ないほど流動性が低く株式公開の便益が小さいため、期待される符号は負である。
成長性の高い企業ほど資金需要が高く、株式市場へのアクセスを必要とすると考えられる。ここでは、企業の成長性をトービンの Q（シンプル Q：（株式時価総額＋有利子負債総額）/ 資産総額）で代理する。成長性の高い企業ほど上場を維持するメリットが大きいため、期待される符号は負である。
事業のリスクの大きな企業ほど多くの株主とリスクシェアを行うインセンティブが大きいと考えられる。そこで、リスクの大きさの代理変数として、MBO 公表 500 日前から 41
日前までの期間の株式日次収益率の標準偏差である VOLATILITY を使用する。事業のリスクが大きい企業の方が株式公開の便益は大きいため、期待される符号は負となる。
次に、株式公開の費用に関する変数を取り上げる。年間上場料、監査報酬、情報開示に伴う費用は固定費用の性格が強いため、企業規模が相対的な上場維持コストに影響を与えると考えられる。ここでは企業規模として、時価総額対数値 LNMKTCAP と総資産対数値
LNASSETS を利用する。規模の小さい企業では上場維持コストの負担が相対的に大きくなると考えられ、両者とも期待される符号は負である。
また、新興市場は相対的に上場維持コストが低く、上場廃止により削減できる費用が小さ
5

産業分類として日経業種小分類を利用した。
7

い と 考 え ら れ る （Renneboog et al. 2007 ）。 そ こ で 、 新 興 株 式 市 場 上 場 ダ ミ ー 変 数
EMERGMKT を追加する。EMERGMKT は、ジャスダック、ヘラクレス、マザーズ上場企
業に 1、その他市場に上場の企業に 0 を与えるダミー変数であり、期待される符号は負である。
さらに、Martinez and Serve (2011)、Thomsen and Vinten (2014)が示したように、上場維持コストに対しては制度的な影響も存在するため、2006 年の金融商品取引法により導入された内部統制報告制度（通称、日本版 SOX 法）の非公開化の意思決定に与える影響についても考慮する 6。JSOX は、2008 年度以降に 1 を取るダミー変数で、期待される符号は正である。
その他の株式公開の費用には、間接的な費用である、情報の非対称性に起因して発生する株式の過小評価がある。アンダーバリューを表す変数としては、Renneboog et al. (2007)を参考にした、
マーケット・インデックスで標準化された株式収益率 SHPF を利用する。SHPF
は、MBO のアナウンスメント 300 日前と 41 日前の株価（終値）によって算出された株式収益率から、同期間のマーケット・インデックス（TOPIX）の収益率を差し引いたものである。この変数は、株式市場による当該企業の過小評価の程度を表しており、期待される符号条件は負である。
エージェンシー・コストの削減に関する変数：株主・経営者間のエージェンシー問題の緩和を目的として非公開化を実施するとする仮説 2 に関しては、第 2 節で論じたように 2 つの要因が考えられる。まず、一つ目は MBO により経営者の持株比率が高まることで、株主と経営者の利益相反が緩和されるインセンティブ・リアライメントである。このとき、経営者
持株比率が低いほどエージェンシー・コストの削減の余地が大きく、非公開化を実施する可能性が高くなると予想される。本稿では経営者持株比率の代理変数としての役員持株比率
DIREC を利用する。
二つ目は、MBO の実施によるフリー・キャッシュフローの削減を通したエージェンシー・
コストの削減であり、フリー・キャッシュフロー比率 FCF によりその非公開化実施確率への効果を確認する。フリー・キャッシュフロー比率は LQ×手元流動性 / 総資産と定義さ
れ、LQ は上述のトービンの Q（シンプル Q）が 1 以下を取る時 1 の値を取るダミー変数である。手元流動性は、現金・預金＋有価証券＋投資有価証券と定義する。成長可能性が低い
企業ほど手元流動性はフリー・キャッシュフローになりやすく、MBO の実施がフリー・キャッシュフローの削減を通じ、エージェンシー問題を緩和する可能性があるため、買収前にフリー・キャッシュフローを多く抱えている企業ほど将来的な経営効率化の余地が大きく、非公開化を実施する可能性が高くなることが考えられる。よって、ここで期待される符号は正である。
2008 年度より適用され、内部統制報告書の提出と、内部統制報告書に対する外部監査人
による監査が規定された。

68

節税効果に関する変数：買収前の税負担が高く、利払い額が小さな企業ほど、非公開化を実施する可能性が高くなるという仮説 3 に関する変数は支払利息売上高比率 INTEREST と負債総資産比率 DEBT である 7。利払い額が小さな企業ほど、追加的な利払い額の増加による税控除の余地が大きく、また、MBO 前の負債依存度が低い企業ほど、負債を増加させる余地が大きいため、非公開化実施確率が大きくなると推測される。よって INTEREST とDEBT に期待される符号は負である。
従業員に関する変数：買収前に過剰雇用・過剰賃金を抱えている企業ほど、非公開化を実施する可能性が高くなるという、従業員からの富の移転に関する仮説 4 に関しては、従業員 1
人当たり売上高 SALESPW と従業員 1 人当たり人件費 LABORCOST により検証を行う。
両変数ともに同一産業における中央値を減ずることで、産業間調整を行っている 8 。
SALESPW は過剰雇用、LABORCOST は過剰賃金を表していると考えられる。過剰雇用を抱える企業は、1 人当たりの生産性が低く、従業員の削減により生産性の上昇が望まれるため、期待される符号は負である。他方、過剰賃金を支払っている企業では MBO 実施後に賃金の圧縮を行うことを目的に非公開化を実施することが考えられるため、期待される符号は正である。
コントロール変数：その他にコントロール変数として、製造業に属する企業に 1 の値を与える製造業ダミーMANUFAC、年度ダミーを加える。
以上のような非公開化に影響を与える要因の効果は、マクロ的な経済環境の影響を受けると考えられる。Bharath and Dittmar (2010)は、非公開化の意思決定におけるマクロ要因の重要性を強調している。本稿のサンプル期間中の 2008 年にはリーマンショックが起こり、その前後で非公開化に対する企業の態度が大きく変化した可能性がある。そこで、そのようなマクロ要因の影響も考慮に入れ、リーマンショック前後でサンプルを分割して推計を行ってみる。
上述の変数の基本統計量は表 1 に要約されている。
--- 表 1

about here ---7

通常、MBO により負債比率は上昇する。その結果、利払いの増加によりフリー・キャ
ッシュフローが削減され、企業価値を損なうような投資活動が抑えられる可能性がある(Jensen 1993)。事前の負債比率が低いほど、MBO によってもたらされる負債による規律付け効果は大きくなると考えることができる。よって、負債比率は、そのような負債による規律付けの効果を代理していると考えることもできる。しかし、後述のように、いずれの解釈にしても、本分析では負債比率は有意な効果を示していない。
8 産業分類として日経業種小分類を利用した。
9

3.3

MBO 企業とコンロトール企業との比較

ここではまず、次節の分析で使用する変数を、非公開化型 MBO 実施企業とそのコントロール企業間で比較する（表 2 を参照）。一つ目の違いとして取引成立日比率 TRADED がある。有意水準は 10％であるが、MBO 企業の方が事前の取引成立日の日数が少なく、株式の流動性が低いことが分かる。つまり、株式公開の便益がコントロール企業に比べて低かったことになる。有意水準は 10%であるが、ボラティリティは MBO 企業の方が高く、株主とのリスクシェアリングを目的として株式を公開するという仮説とは、反した結果になっている。だだし、ここでの結果は他の変数の影響がコントロールされておらず、あくまで初歩的なものである。
--- 表 2

about here ---新興株式市場上場ダミー変数 EMERGMKT に関しても、新興市場は相対的に上場維持コ
ストが低く、上場廃止により削減できる費用が小さいため非公開化のメリットは少ないという予想に反し、MBO 企業の新興株式市場比率は 6 割とコントロール企業の 2 倍近い比率となっている。株式収益率 SHPF は、MBO 企業では負、コントロール企業では正で、MBO企業の方が有意に低く、株式の過小評価が非公開化の動機となるアンダーバリュー仮説と整合的である。
エージェンシー・コストの削減に関する変数では、インセンティブ・リアライメントに関する役員持株比率 DIREC は、予想に反し MBO 企業の方が高いが、フリー・キャッシュフ
ロー仮説とは整合的に、MBO 企業の方がより多くのフリー・キャッシュフローを持っていることがわかる。次の節では、変数間の関係をコントロールした上で、非公開化の動機に迫
ってみる。

4.

推計結果

推計結果は表 3 に要約されている。まず、株式公開の便益に関する変数であるが、株式の流動性を表す取引成立日比率 TRADED は符号条件こそ予想通りであったが、有意な結果ではなかった。株式市場へのアクセスの必要度を表すトービンの Q（SIMPLE_Q）に関しては、企業規模を時価総額対数値 LNMKTCAP で測った場合には（コラム(1)-(3)）、期待通り
有意に負の係数を取っており、株式市場へのアクセスの必要度が低い企業ほど非公開化を行う傾向が見られる。ボラティリティ（VOLATILITY）に関しては、事業のリスクが大きい企業の方が株式公開の便益は大きいため、負の効果が期待されたが、有意に正の係数を取り、株主とのリスクシェアを動機として上場を維持するという関係は確認できなかった。
--- 表 3

about here ---次に、株式公開の費用に関する変数について確認する。規模の小さい企業では上場維持コストの負担が相対的に大きくなると考えられ、企業規模と非公開化は負の関係にあると予想されたが、企業規模を時価総額対数値 LNMKTCAP で測った場合も総資産対数値
10

LNASSETS で測った場合もそのような関係は見られず、いずれの場合も有意に正の関係が見られた。このような結果は、Bharath and Dittmar (2010)などの先行研究でも観察されている。新興株式市場上場ダミー変数 EMERGMKT は、新興市場は相対的に上場維持コス
トが低く、上場廃止により削減できる費用が小さいと考えられるため、負の関係が予想されたが、いずれのモデルにおいても有意に正の係数を取っている。これは、新興市場の持つ直接的な費用が少ないという効果より、アナリストのカバレッジの低さなどにより、上場の便益が小さいという効果が上回っているため起きている可能性がある。日本版 SOX 法の導入が非公開化の意思決定に与えた影響に関しては、日本版 SOX 法導入後ダミーJSOX は、どのモデルにおいても非有意であった。
株式公開の間接的な費用であるアンダーバリューの影響に関しては、その代理変数である株式収益率 SHPF は、すべてのモデルにおいて期待通り有意に負の係数を取っている。
情報の非対称性に起因して発生する株式の過小評価という株式公開の費用が非公開化の意
思決定に影響を与えていることが確認された。実際、非公開化型 MBO における買収プレミ
アムやバイアウトのアナウンス時の CAR の研究でも MBO によるアンダーバリューの解消
が MBO によってもたらされる価値創造の有力な源泉と確認されており、本稿で得られた
結果は、そのような先行研究（Renneboog et al. 2007 など）とも整合的なものとなっている。
エージェンシー・コストの削減に関する変数は、インセンティブ・リアライメントに関するもの（役員持株比率 DIREC）、フリー・キャッシュフローに関するもの（フリー・キャッシュフロー比率 FCF）のいずれにおいても、有意な結果は得られなかった。支払利息売上
高比率 INTEREST、負債総資産比率 DEBT の係数も非有意であり、節税効果も確認できなかった。
また、従業員 1 人当たり売上高 SALESPW、従業員 1 人当たり人件費 LABORCOSTも非有意であり、従業員からの富の移転も確認されなかった。
最後に、リーマンショックの前後でサンプル分割を行った分析の結果を紹介する（表 4）。
リーマンショックの前後でいくつかの変化が見られた。まず、企業規模や新興株式市場上場
ダミー変数 EMERGMKT に関しては、前後で変化が見られず、その効果も全期間の分析と同様の効果であった。しかし、アンダーバリュー（SHPF）の影響に関しては、リーマンシ
ョック前には見られないが、ショック後には期待通りの負の影響が見られるようになっている。また、フリー・キャッシュフロー（FCF）の影響に関しても、ショック前には見られないが、ショック後には、全期間の分析では見られなかった、期待通りの正の関係が見られるようになった。前者に関しては、リーマンショックによる株価の低迷のため株価の過小評
価の程度が強まり、過小評価による株式公開のコストが増大した可能性が考えられる。後者に関しては、投資機会の減少により、フリー・キャッシュフロー保有のコストが高まり、その非公開化に与える影響が強まった可能性が考えられる。
--- 表 4about here ---

11

5.

結 論

本稿では、日本企業が実施した非公開化型 MBO 案件を対象に、株式非公開化の動機の実証的な分析を行った。先行研究では、株式公開の費用と便益のトレードオフ、エージェンシ
ー・コストの削減、負債の節税効果、従業員からの富の移転などが株式非公開化の動機として取り上げてきたが、それらを可能な限り包括的に検証した結果、以下のような点が明らかとなった。
株式公開の便益には、株式の流動性、株式市場へのアクセス、株主とのリスクシェアリン
グを挙げることができるが、分析の結果、株式市場へのアクセスの必要度が低い企業ほど非公開化を行う傾向が見られ、株式市場へのアクセスの必要性が公開維持・非公開化の選択に影響を与えることがわかった。
株式公開の費用としては、年間上場料、監査報酬、情報開示に伴う費用などの固定的な性質を持った費用に加え、情報の非対称性によってもたらされる株価の過小評価といった間接的な費用があるが、固定的な費用の影響は確認されなかった。また、新興市場上場企業の方が、他の条件が一定の場合、非公開化をする可能性が高いという結果を得たが、これは新興市場ではアナリストのカバレッジの低さなどにより、上場の便益が小さいという効果によるものを考えられる。日本版 SOX 法の導入が非公開化の選択に影響を与えたという事実は確認されなかった。
間接的な費用である株式の過小評価の影響に関しては、過小評価の程度が大きい企業ほど非公開化する傾向が見られた。リーマンショックの前後でサンプル分割を行い検証した
ところ、このようなアンダーバリューの効果は、主にリーマンショックの後に見られることが分かった。これはリーマンショックによる株価の低迷のため株価の過小評価の程度が強まり、過小評価による株式公開のコストが増大したためと考えられる。
エージェンシー・コストの削減を非公開化の動機としているという事実は、サンプル期間を全期間（2000～11 年）とした場合、確認されなかった。しかし、リーマンショック前後
でサンプル分割を行った分析では、フリー・キャッシュフローの影響が、ショック前には見られないが、ショック後では見られた。これは、投資機会の減少により、フリー・キャッシ
ュフロー保有のコストが高まり、その非公開化に与える影響が強まったためと考えられる。
その他、負債の節税効果や従業員からの富の移転を目指して非公開化を行ったという事
実は確認されず、企業の株式非公開化の選択には主に株式公開の費用と便益のトレードオ
フが影響を与えており、マクロ環境によっては、エージェンシー・コストの削減を動機として行われていることがわかった。
最後に、本稿に残された課題について述べる。まず、非公開化型 MBO の中でのタイプ分けに関するものである。非公開化型 MBO を実施する企業の中には、オーナー型の企業も含
まれれば、株式の分散が進んだ大規模企業も含まれる。そのように企業のタイプが異なれば、非公開化の動機も異なると考えられる。実際、株式の分散した英米における非公開化の研究
12

では、所有が集中した大陸欧州における非公開化の研究に比べ、エージェンシー・コストの削減が非公開化の動機として確認される傾向がより見られている。また、本稿は株式非公開化の中でも MBO によるものだけに注目したが、自発的な非公開化の中には MBO 以外にもファンドや親会社主導のものもあるため、どのような企業が非公開化を行うのか、他の形態の非公開化と比較を行うことも有益であると考えられる。
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13

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14

図1

日本の MBO 市場
（件数）

（億円）
8,000

90
金額（その他）
80

7,000

金額（非公開化型）
70

件数（非公開化型）

6,000

件数（その他）

60

5,000
50
4,000
40
3,000
30
2,000

20

1,000

10

0

0
1996

1997

1998

1999

2000

2001

2002

2003

2004

2005

2006

2007

（年）

出所：レコフデータ『レコフ M&A データベース』より作成。

15

2008

2009

2010

2011

表1 基本統計量
Variable
TRADEDSIMPLE_Q
VOLATILITYLNMKTCAPLNASSETSEMERGMKT
JSOX
SHPF
DIREC
FCF
INTERESTDEBT
SALESPWLABORCOST
MANUFAC

Mean
0.844
0.947
0.028
8.746
9.884
0.455
0.420
-0.047
0.119
0.168
0.016
1.646
7.937
0.442
0.370

Std. Dev.
0.218
0.373
0.010
1.536
0.962
0.499
0.495
0.260
0.133
0.174
0.039
3.017
41.768
3.203
0.484

Min
0.166
0.207
0.010
0.605
7.611
0.000
0.000
-0.720
0.000
0.000
0.000
0.067
-53.015-6.492
0.000

Max
1.000
3.547
0.060
12.31012.417
1.000
1.000
0.739
0.694
0.718
0.407
28.147309.251
18.0911.000

注 ： サンプル数は、200社。

表2 MBO実施企業とコントロール企業の比較
Variable
TRADEDSIMPLE_Q
VOLATILITYLNMKTCAPLNASSETSEMERGMKT
SHPF
DIREC
FCF
INTERESTDEBT
SALESPWLABORCOST

MBO企業平均コントロール企業
平均

差

t値

0.818
0.906
0.029
8.835
9.890
0.600
-0.095
0.139
0.189
0.016
1.504
5.526
0.332

0.870
0.987
0.027
8.658
9.878
0.310
0.001
0.099
0.146
0.015
1.787
10.3470.551-0.052-0.081
0.003
0.177
0.012
0.290
-0.096
0.040
0.044
0.001
-0.284-4.821-0.219-1.706 *-1.5491.818 *
0.816
0.086
4.283 ***
-2.645 ***2.151 **
1.782 *
0.184
-0.664-0.816-0.482

注1 ： サンプル数は、MBO企業、コントロール企業共に100社。
注2 ： *, **, ***はそれぞれ有意水準10%, 5%, 1%で有意であることを表す。

16

表3 非公開化型MBO実施の決定要因
TRADEDSIMPLE_Q
VOLATILITYLNMKTCAP(1)-1.177(0.871)-2.382***(0.886)60.50***(20.72)0.861***(0.215)(2)-1.198(0.875)-2.422***(0.878)60.08***(20.90)0.885***(0.212)(3)-1.219(0.875)-2.395***(0.877)60.78***(21.03)0.877***(0.215)

LNASSETSEMERGMKT
JSOX
SHPF
DIREC
FCF
INTERESTDEBT
SALESPWLABORCOST
MANUFACCONSTANT
Year Dummy
Pseudo R2
Observations

1.584***(0.426)-0.530(1.155)-1.567**(0.713)1.681(1.688)0.700(1.312)7.590(9.026)-0.0684(0.149)0.000129(0.00494)
0.0276(0.0558)
0.0449(0.437)-7.181***(2.259)Yes
0.1947200

1.594***(0.427)-0.554(1.175)-1.558**(0.716)1.690(1.685)0.731(1.314)4.052(3.465)-0.000542(0.00434)
0.0309(0.0547)
0.0566(0.436)-7.376***(2.246)
Yes
0.194
200

1.589***(0.427)-0.530(1.174)-1.566**(0.719)1.629(1.689)0.658(1.294)0.0298(0.0489)-0.000927(0.00464)
0.0325(0.0547)0.0452(0.435)-7.268***(2.253)
Yes
0.1922200(4)-0.908(0.819)-0.406(0.558)38.13**(19.32)(5)-0.880(0.831)-0.417(0.530)32.16*(17.87)(6)-0.939(0.827)-0.438(0.538)35.59*(18.25)0.683***(0.233)
1.549***(0.402)-1.137(0.966)-1.742**(0.681)1.350(1.521)
1.307(1.208)13.33(13.63)-0.264(0.233)-0.000796(0.00569)
0.0225(0.0581)0.118(0.411)-7.568***(2.777)
Yes
0.1573200

0.690***(0.225)1.546***(0.405)-1.177(0.988)-1.697**(0.682)
1.267(1.490)1.430(1.175)-1.132(3.258)0.694***(0.228)1.559***(0.404)-1.128(0.983)-1.730**(0.684)1.247(1.504)1.258(1.177)

注1 ： 括弧内は、標準誤差。
注2 ： *, **, ***はそれぞれ有意水準10%, 5%, 1%で有意であることを表す。

17-0.00314(0.00469)
0.0343(0.0549)
0.155(0.404)-7.616***(2.674)Yes
0.1483200-0.0699(0.0526)-0.00158(0.00528)
0.0259(0.0565)
0.125(0.407)-7.553***(2.688)Yes
0.1521200

表4 リーマンショック前後の比較
2008年以後

2007年以前
TRADEDSIMPLE_Q
VOLATILITYLNMKTCAP(1)-2.348*(1.338)-3.470**(1.351)76.20**(31.87)1.150***(0.341)(2)-1.919(1.278)-0.939(0.773)35.73(29.10)

LNASSETSEMERGMKT
SHPF
DIREC
FCF
INTERESTDEBT
SALESPWLABORCOST
MANUFACCONSTANT
Year Dummy
Pseudo R2
Observations

0.961***(0.331)2.150***(0.683)-0.581(0.924)0.744(2.111)-0.823(1.604)6.338(22.10)-0.269(0.313)-0.0153*(0.00819)
0.0975(0.0755)-0.105(0.583)-9.211**(3.710)Yes
0.2143116

1.922***(0.656)-0.331(0.961)1.120(2.342)-1.418(1.755)2.141(17.42)0.0140(0.266)-0.00965(0.00733)
0.0824(0.0662)-0.0760(0.599)-8.656***(3.108)Yes
0.2374
116

(3)
0.217
(1.164)-0.710(1.467)55.88**(28.07)0.648***(0.210)1.494**(0.586)-4.259***(1.570)3.885(2.732)4.520**(2.262)
21.98(16.56)-0.345(0.294)0.00778(0.00744)-0.0428(0.0969)0.596(0.801)-9.476***(2.762)
Yes
0.262384

注1 ： 括弧内は、標準誤差。
注2 ： *, **, ***はそれぞれ有意水準10%, 5%, 1%で有意であることを表す。

18

(4)
0.568
(1.103)
1.195(1.265)40.22(28.25)0.527(0.358)1.527**(0.631)-4.034***(1.489)2.745(2.542)
5.094**(2.101)30.71*(17.53)-0.567*(0.307)0.00750(0.00679)-0.0472(0.0825)0.719(0.726)-11.03**(4.492)
Yes
0.215184