『証券経済学会年報』第 52 号別冊
第 87 回全国大会
学会報告論文

「わが国の株式市場におけるアクティブリターンに影響を与える経営者行動の考察」

『証券経済学会年報』第 52 号別冊「わが国の株式市場におけるアクティブリターンに影響を与える経営者行動の考察」

山田隆（昭和女子大学）

関憲治（札幌国際大学）

1. はじめに企業が事業活動によって獲得した資金を経営者はどの経営者は借入金の返済や内部留保を厚くすることで、財務体質を強化し、保守的な経営を行った方が市場評価は高まるといった検証結果が導かれた。

ように活用すれば、企業価値ひいては株式価値を向上できるかに関して、ライフサイクル仮説の視点から企業を成長企業と成熟企業に分類することで実証分析を行ってきた。ライフサイクル仮説によれば、成長企業は事業活動によって獲得した資金を優良な投資案件に回すことで企業価値を高めることができ、一方、成熟企業であれば、そ山田・関（2015）においては、企業のライフステージの移行過程に着目し、分析を行った。その結果、成長鈍化過程に入った企業においては、経営者はペイアウトあるは投資を行うと短期的に市場評価が高まることが検証された。しかし、中長期的観点からこれらは有意とはならず、中長期的に有意となったのは年次ダミーであった。

れを内部留保することなく、可能な限り配当や自社株買いといったペイアウトに回した方が企業価値向上につながる。このような考え方の背景には、上述した経営者行動がエージェンシーコストの削減を通じて、企業価値の向上に寄与することがコーポレートガバナンスの視点から指摘されている。

山田・関（2015）においては、成長企業であっても設備投資が市場評価に有意にプラスに効いていない。将来の不確実性が高い外部環境下にあっては、設備投資の成果は将来に依存するため、投資家側がリスクを見極める姿勢をとることが考えられる。ここでも山田・関（2014）と同様に、キャッシュリッチな企業を市場は高く評価して山田・関（2014）においては、営業キャッシュフローの使途に着目し、ライフサイクルステージが異なる企業が、営業キャッシュフローをどのように活用すれば市場評価が高まるのかを考察した。営業キャッシュフローに着目したのは、付加価値を創出する経営者行動の前段階のキャッシュだからである。検証を行った結果、ライフサイクいることが示唆された。
これまでの研究において、株式市場はライフサイクル仮説が示唆するような形で価格形成が行われていないことが明らかになった。しかし、被説明変数を株価にすると、株価は様々な要因を反映して価格形成がなされることから、被説明変数を変えて検証することが必要と判断し、ル仮説は支持されなかった。分析対象期間を 2000 年以降としたことから、この間においては 2008 年のリーマンシ
ョックや2011年の東日本大震災などのインパクトの大きなイベントがあり、投資家も経営者も保守的になったことが想定され、ライフサイクル仮説が機能するにはかなりリスクの高い外部環境であったことが考えられる。よ関・山田（2016）においては、被説明変数を業績指標のひとつであるエクィティスプレッドとして検証を試みた。
また、当該研究においては、ライフサイクルステージの分類基準を近藤・柳（2013）を参考にして、ROE(自己資本利益率、以下 ROE とする。)8％以上、かつ、総還元性向 30％未満を成長企業、ROE8%未満、かつ、総還元性向 30％以上って、年次ダミーが有意に効いている検証結果となったことに加え、外部環境の不透明感が強い時期においては、を成熟企業とした。被説明変数を株価からエクィティスプレッドに変えて検証を行った結果、株価を被説明変数2-1-1

『証券経済学会年報』第 52 号別冊として回帰分析を行った場合と同様の結果となった。当
該分析期間においては、成長企業、成熟企業両者とも、レバレッジを高めても ROE の向上には寄与しておらず、収（2013）では、前期と比較して設備投資を大幅に増やした企業ほど、将来の ROA（総資産利益率、以下 ROA とする。
）および株式リターンが有意に低下すると述べている。ま益性や経営の効率性が著しく悪化していた可能性が示唆される。
以上の研究成果を踏まえた上で、被説明変数をアクティブリターンとし、分析対象期間を 2010 年から 2015 年、売上高変化率、総資産変化率、時価簿価比率の高い企業を成長企業、売上高変化率、総資産変化率、時価簿価比率がた、太田（2017）では、設備投資に関する適時開示が市場評価に与える影響を検証しており、成長性が高い企業では、イベント・デイでプラスで有意の累積異常リターン、成長性が低い企業ではイベント・デイでマイナスで有意の累積異常リターンが検出されている。更に、成長性が高い企業の大規模な設備投資に対して株式市場はよりプラ低い企業を成熟企業として分析を行ったのが本研究である。本研究の成長および成熟企業の分類基準は太田（2017）を参考にしている。

スに評価しており、成長性が低い企業においては、大規模な設備投資に対して株式市場はよりマイナスに評価していると述べている。
山田・関（2014）および山田・関（2015）では、キャッシュリッチな企業の市場評価が企業のライフステージにかかわらず、有意に市場評価を高めていたが、このような2. 先行研究と仮説
企業の資金使途に関しては、Jensen（1984）において、キャッシュを内部留保し過ぎると、フリーキャッシュフローのエージェンシー問題が生じ、エージェンシーコストの発生が企業価値を損ねるとしている。よって、成長段階にある企業であれば、資金を積極的に優良な投資案件に投じることでエージェンシー問題を回避する必要性が現金保有を支持する先行研究としては、蟻川（2005）、蟻川（2006）、広瀬・柳川・斉藤（2005）、福光（2008）などが挙げられる。また、ライフサイクル仮説という視点ではなく、知的資産ベースの企業は、そうでない企業に比べて、高い現金比率を維持しているといった Passov（2003）の研究もある。

ある。同様に、成熟企業においては、優良な投資案件が乏しいため、余裕資金は積極的にペイアウトすることがエージェンシー問題の回避につながる。ライフサイクル仮説を支持する先行研究としては、Julio and Ikenberry（2004）があり、米国での有配企業比率の上昇は、新規上場企業が成長段階から成熟段階に移行したことを反映し以上の先行研究を踏まえた上で、以下の 2 つの仮説を提示する。
仮説 1：成長段階にある企業においては、営業キャッシュフローの使途として、投資家に対するペイアウトにウエイトを置くよりも、設備投資にウエイトを置いた方が市場評価は高まる。ていると述べている。その他にも、増配は成熟化のシグナルであるとする、Gullon,Michaely, and Swaminiathan（ 2002 ） や 、 ラ イ フ サ イ ク ル 仮 説 を 支 持 す る
DeAngelo,DeAngelo, and Skinner（2004）がある。
また、経営者行動において、特に設備投資と市場評価との関連性に関しては、設備投資計画を公開することが市

仮説 2：成熟段階にある企業においては、営業キャッシュフローの使途として、投資家に対するペイアウトにウエイトを置いた方が市場評価は高まる。

場評価においてプラスに作用するとした McConnell andMuscarella（1985）や前期と比較して資本的支出を増やした企業の累積異常リターンが有意に高くなることを示した Kerstein and Kim（1995）があり、これらはライフサ
イクル仮説を支持するような結果を示している。一方で、山田・関（2014）や山田・関（2015）を支持するような先分析対象期間は、先に述べたとおり、2010 年～2015 年である。これは関・山田（2016）で課題として指摘した分析対象期間の問題を踏まえたものである。分析対象企業群は、金融・保険業を除いた東証一部上場企業（3 月決算企業）に限定した。
（2）ライフサイクルステージの分類基準行研究として、設備投資と将来業績の間の負の関連性を示唆した Fairfield et al.（2003）や Wu et al.（2010）などがある。Titman et al.（2004）では、過年度から設備投資を大幅に増加した企業ほど、将来 5 年間にわたる株式リターンが有意に低下するとしている。内川・音川

本研究では、太田（2017）を参考にして、売上高成長率、総資産変化率、時価簿価比率を用いて分類した。具体的には、分析対象期間（2010 年～2015 年）の各年度末のデータに基づき、売上高変化率、総資産変化率、時価簿価比率の高い順に企業を並べ、上位１/３と下位１/3. リサーチ・デザイン（1）分析対象期間と分析対象企業群

2-1-2

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３の群に分けた。なお、営業 CF、フリーCF がマイナスの企業は除外した。
＜成長企業＞

D2011： 年次ダミー変数（2011 年）
MANU： 製造業ダミー変数

売上高変化率：高 総資産変化率：高時価簿価比率：高＜成熟企業＞
売上高変化率：低 総資産変化率：低時価簿価比率：低（3）回帰分析＜成熟企業＞
𝒂𝒄𝒕𝒊𝒗𝒆 𝒓𝒆𝒕𝒖𝒓𝒏𝒊,𝒕 = 𝜶 + 𝜷𝑷𝑨𝒀𝑶𝑼𝑻𝒊,𝒕 + 𝜸𝑳𝒏𝑨𝑺𝑺𝑬𝑻𝒊,𝒕+ 𝑫𝟐𝟎𝟏𝟏 + 𝑴𝑨𝑵𝑼 + 𝜺

ただし、active return：アクティブリターン
PAYOUT： ペイアウト/フリーＣＦ
LnASSET： 総資産額の対数値

成長企業および成熟企業がどのような企業行動をとればアクティブリターンにプラスに作用するかについて、プーリング回帰モデルによる回帰分析を用いて検証した。
なお、アクティブリターン（１か月・３か月・６か月）は株式リターン（１か月・３か月・６か月）からβ値×TOPIXを控除して求めた。

D2011：
MANU：

年次ダミー変数（2011 年）
製造業ダミー変数

4. 実証結果成長企業における回帰結果を図表 1～3 に示す。なお、

成長企業においては、営業ＣＦを投資行動（設備投資）により多く配分することによる市場評価を検証した。一方で、成熟企業においては、フリーＣＦをより多くペイアウトに回したことによる市場評価を検証した。
設定した回帰式と変数は以下のとおりである。なお、
2011 年 3 月の東日本大震災を考慮し、2011 年の年次ダ

図表 1 は 1 か月間のアクティブリターンを被説明変数とした回帰結果である。図表 2 は 3 か月間のアクティブリターンを被説明変数とした回帰結果、図表 3 は 6 か月間のアクティブリターンを被説明変数とした回帰結果である。
図表１～3 から読み取れるとおり、成長企業における回ミーを設定している。また、データは日経 NEEDS のデータを用いた。
＜成長企業＞

ただし、active return：アクティブリターン

帰結果はライフサイクル仮説が示唆するものとは異なり、INVEST が有意なのは１か月の場合のみ（ただし、符号は仮説と逆）で、３か月および６か月では有意とはならなかった。
次に、成熟企業における回帰結果を図表 4～6 に示す。
図表４～6 から読み取れるとおり、成熟企業においても、INVEST： 投資ＣＦ/営業ＣＦ
LnASSET： 総資産額の対数値

ライフサイクル仮説が支持するような結果（PAYOUT が統計上有意）とはならなかった。

𝒂𝒄𝒕𝒊𝒗𝒆 𝒓𝒆𝒕𝒖𝒓𝒏𝒊,𝒕 = 𝜶 + 𝜷𝑰𝑵𝑽𝑬𝑺𝑻𝒊,𝒕 + 𝜸𝑳𝒏𝑨𝑺𝑺𝑬𝑻𝒊,𝒕+ 𝑫𝟐𝟎𝟏𝟏 + 𝑴𝑨𝑵𝑼 + 𝜺

図表１．回帰結果（成長企業 1 か月）
説明変数

係数

t値

投資/OCF（INVEST）-0.003407-1.98418

総資産の対数値（LnASSET）-0.001262-0.529901

2011 年ダミー（D2011）

0.008591

0.827248

製造業ダミー（MANU）-0.011635-1.497677

切片

0.021943

0.790797

標本数

1,546

調整済み R2

0.667％

Durbin-Watson stat

1.729

F-statistic

1.915

Prob(F-statistic)

0.1066prob**

注：*** １％有意水準、**５％有意水準、*１０％有意水準 【出所】筆者作成（以下、同じ）

2-1-3

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図表 2．回帰結果（成長企業 3 か月）
係数t値

投資/OCF（INVEST）-0.001230-0.896030

総資産の対数値（LnASSET）-0.001054-0.617777

2011 年ダミー（D2011）

0.006750

0.907590

製造業ダミー（MANU）-0.010231-1.838851

切片

0.016541

0.832356

説明変数

標本数

1,546

調整済み R2

0.4148％Durbin-Watson stat

1.982

F-statistic

1.568

Prob(F-statistic)

0.1816prob*

注：*** １％有意水準、**５％有意水準、*１０％有意水準

図表 3．回帰結果（成長企業 6 か月）
係数

t値

投資/OCF（INVEST）-0.000164-0.133054

総資産の対数値（LnASSET）

0.003253

1.900108*

2011 年ダミー（D2011）-0.024368-3.265152***

製造業ダミー（MANU）

0.005253

0.940964

切片-0.046469-2.330445

説明変数

標本数

1,546

調整済み R2

2.523％

Durbin-Watson stat

2.102

F-statistic

4.526

Prob(F-statistic)

0.001

prob

**

注：*** １％有意水準、**５％有意水準、*１０％有意水準

図表 4．回帰結果（成熟企業 1 か月）
説明変数

係数

t値

ペイアウト/FCF（PAYOUT）

0.001401

0.460546

総資産の対数値（LnASSET）-0.004936-1.320503

2011 年ダミー（D2011）

0.016161

1.633711

製造業ダミー（MANU）-0.008999-1.215927

切片

0.077165

1.828349

標本数

1,549

調整済み R2

0.4805％

Durbin-Watson stat

1.879

F-statistic

1.662

Prob(F-statistic)0.158

注：*** １％有意水準、**５％有意水準、*１０％有意水準

2-1-4

prob

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図表 5．回帰結果（成熟企業 3 か月）
係数

t値

ペイアウト/FCF（PAYOUT）

0.000191

0.091699

総資産の対数値（LnASSET）-0.004234-1.657345*

2011 年ダミー（D2011）0.020823

3.079823***

製造業ダミー（MANU）-0.009801-1.657345*切片

0.0588822.041296

説明変数

標本数

1,549

調整済み R2

2.3533％

Durbin-Watson stat

1.709

F-statistic

4.302

Prob(F-statistic)

0.002

prob

注：*** １％有意水準、**５％有意水準、*１０％有意水準

図表 6．回帰結果（成熟企業 6 か月）
係数

t値

ペイアウト/FCF（PAYOUT）

0.000167

0.102510

総資産の対数値（LnASSET）-0.000710-0.353645

2011 年ダミー（D2011）

0.013785

2.596110***

製造業ダミー（MANU）-0.007028-1.769183*切片

0.013929

0.614840

説明変数

標本数

1,549

調整済み R2

1.1139％Durbin-Watson stat

1.966

F-statistic

2.579

Prob(F-statistic)

0.037注：*** １％有意水準、**５％有意水準、*１０％有意水準

2-1-5

prob『証券経済学会年報』第 52 号別冊

5. まとめと今後の課題
ライフサイクル仮説においては、企業のライフステー
ジに応じて、積極的な投資やペイアウト政策が企業価値＜参考文献＞DeAngelo, H., L. DeAngelo, and D. Skinner[2004],“ Are dividends disappearing? Dividendを高めるとしているが、本研究では、分析対象期間とライフサイクルステージ分類基準を変更して検証を行ったが、これまでの研究と同様、ライフサイクル仮説が想定するような検証結果は得られなかった。
これまでの研究を振り返ると、経営者のアクションに対しては、短期的にせよ株式市場は評価する傾向がある。

concentration and the consolidation of earnings”,
Journal of Financial Economics 72, pp.425-456.
DeAngelo, H., L. DeAngelo, and R. Stulz[2006],“Dividend policy and the earned/contributed capitalmix: a test of the life-cycle theory”, Journal of
Financial Economics, forthcoming.

つまり、エージェンシー問題を招かない限りにおいては、何もしないよりはした方が、短期的に株式市場は経営者行動を好感することを示唆している。設備投資にしても配当にしても、短期的にはそれらが経営者のシグナルとなり、投資家はそのメッセージを解読しようとする。しかし、分析対象期間として扱った 2000 年代においては、ラFama, E., and K. French[2001], “Disappearing
dividends: changing firm characteristics or lower
propensity to pay”, Journal of Financial
Economics60, pp.3-43.
Fama, E., and K. French[2008], “DissectingAnomalies”, The Journal of Finance63, pp.1653-

イフサイクル仮説が推奨するような経営者行動が中長期的には市場評価に有意にプラスの結果を生み出さなかった。当該期間が歴史的にみても、先行きの不透明感が強く、世界経済や国内経済を揺るがすイベントに事欠かなかったことから、投資家は保守的な姿勢を堅持したと考えられる。株価には先見性があり、将来の期待によって価格形

1678.
Grullon, G., and R., Michaely[2002], “Dividend, share
repurchases, and substitution hypothesis”, Journal ofFinance57, pp.1649-1684.
Jensen, M.[1984],“ Agency costs of free cash flow,
corporate finance, and takeovers”, American

成されるのであれば、投資家に悲観的なバイアスがかかっている環境下においては、経営者の前向きな行動が評価されにくかったとも考えられる。あるいは、設備投資に関していえば、NPV（正味現在価値、以下 NPV とする。
）が正とならないようなプロジェクトにおいては株式価値を高める方向に作用しないので、当該分析対象期間の設

Economic Review76, pp.323-329.
Julio, B., and D. Ikenberry[2004], “Reappearingdividends”, Journal of Applied Corporate
Finance16(4), pp.89-100.
太田裕貴[2017]「設備投資に関する適時開示が株式市場に与える影響」『証券アナリストジャーナル』第 55 号

備投資の多くが実は負の NPV であった可能性が示唆される。仮に、製造業の設備投資の多くが負の NPV だとす
ると、エージェンシーコストの発生が企業価値を毀損しているというよりも、我が国の産業構造が大きく変化してきていることを示唆しており、それが、従来のライフサ
イクル仮説と整合しなくなってきていることが考えられ

第 8 巻、pp.65 - 74
近藤一仁・柳良平[2013]『企業価値評価改善のための財務・IR＆SR 戦略』中央経済社
関憲治・山田隆[2016]「エクイティスプレッドに影響を与える経営者行動の考察」『証券経済学会年報』第 51号別冊、pp.1-10-1 - 1-10-6

る。収益性の高いソフト産業への転換が世界的に進行している中で、生産効率を高める設備と廉価な労働力により利益を生み出してきた装置産業の優位性が低下し、恒常的に多くの製造業が負の NPV を実現している可能性が想定される。
今後の研究課題としては、研究開発型企業との比較を

柳良平[2009]『企業価値最大化の財務戦略』同友館
柳良平[2010]『企業価値を高める管理会計の改善マニュアル』中央経済社
柳良平[2015]『ROE 革命の財務戦略』中央経済社
山田隆・関憲治[2014]「企業のライフサイクルに応じた営業キャッシュフローの使途が株式リターンに与える行いながら、製造業から知識創造型企業への産業構造の転換を視野に入れた研究を進める必要がある。また、ライフサイクル仮説における成長企業の設備投資の在り方についても考察を深めていく必要性がある。

影響」『証券経済学会年報』第 49 号別冊、pp.2-7-1 - 27-5
山田隆・関憲治[2015]「ライフサイクル仮説と経営者行動が株式リターンに与える影響」『証券経済学会年報』第50 号別冊、pp.2-3-1 - 2-3-6

2-1-6