Discussion Paper Series
2012-02
株式公開買付による経営統合化の短期株価効果
高橋 美穂子・大橋 良生

September 1, 2012

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株式公開買付による経営統合化の短期株価効果
高橋

美穂子（高崎経済大学）・大橋良生（会津大学短期大学部）

2012 年 9 月<論文要旨>
本稿の目的は，株式公開買付による経営統合化が株式市場でどのように評価されているのか，
特に，株式公開買付の中でも，完全子会社化を目的とする案件とそれ以外の案件とでは，株式市場の評価に違いがみられるか否かを明らかにすることである．
分析の結果，買付企業では，株式公開買付の中でも完全子会社化を目的とする取引の場合に，有意なプラスの株価効果が観察されたのに対して，完全子会社化を目的としない取引の場合には，有意な株価効果は観察されなかった．また，対象企業では，買収プレミアムなど，完全子会社化案件であるか否か以外の要因が，対象企業の株価効果に影響を与えている可能性が示された．さらに，買収企業と対象企業の超過リターンを時価総額で加重平均した値は，完全子会
社化案件の場合にのみ，有意なプラスの値となることが観察された．
これらの発見事項は，株式公開買付を通じた経営統合化の中でも，資本統合度の高い完全子会社化を目的とする公開買付の場合には，買付企業および対象企業双方の株主価値の向上をもたらす統合効果が期待できると，株式市場が評価していることを示している．

<キーワード>M&A，株式公開買付，経営統合化，完全子会社化，株価効果，株主価値

1.

本稿の目的
本稿の目的は，株式公開買付による経営統合化が株式市場でどのように評価されているのか，

特に，株式公開買付の中でも資本関係にみる統合度の違い，具体的には，完全子会社化を目的とする統合化と完全子会社化を目的としない統合化との間で，株式市場の評価に違いがみられるか否かを明らかにすることである 1．
1990 年代後半以降，日本企業が当事者となる企業の合併と買収（Merger and Acquisition，
以下 M&A）が活発化している．日本の M&A 市場は，アメリカなどの諸外国と比較して小規模であったが，世界規模での市場競争や法的枠組みの整備を背景として，M&A を通じた経営統合化や企業グループの再編が進められている．
経営支配権を獲得するために実施される M&A の形態は，合併，株式交換，株式移転，株式譲渡の四つがあるが，「上場企業間の株式譲渡による M&A は，実質的には TOB によらなければならない（井上・加藤, 2006 p. 96）．」ことから，上場企業における M&A の実質的な取引形
態は，合併，株式交換，株式移転そして TOB（以下，株式公開買付）となる 2．このうち株式公開買付は，他の取引形態とは異なり，買付企業が対象企業の発行済株式のすべてを取得するとは限らない．すなわち，完全子会社化を目的とする取引とそれ以外の取引があることから，
本稿では，研究の目的に鑑み，株式公開買付による経営統合化に焦点をあてて分析を行った．
日本企業が関連する株式公開買付は，1990 年代から実施されるようになり，2000 年代前半
までは年 20～40 件程度であったが，2005 年以降，平均して年 70 件で推移している 3．そして，近年の傾向として注目すべき点は，株式公開買付の中でも，完全子会社化を目的とした買付が行われるようになっている点である 4．対象企業の発行済株式の全てを取得する完全子会社化
は，経営効率の向上を目的とした企業グループ再編の一環として実施されることが多い．完全子会社化が行われる一般的な理由として，株式の機能である経営支配権と利益請求権に対応した次の二点があげられている（菊谷・齋藤，2007）．第一に，少数株主を排除して経営の自由度を高め，経営意思決定を迅速化するためである．第二に，配当による企業グループ外への経
営資源の流出を防ぎ，その効率的配分を行うためである．したがって，完全子会社化が実施されると，経営主体が一本化されることを通して，グループ企業の経営が統合され，企業グループ全体としての価値が高まることが期待される．
完全子会社化に期待されるこうした効果を，資本市場はどのように評価しているのだろうか．
そして，この評価は，完全子会社化を目的としない統合化の場合とは異なるのであろうか．こうした問題意識から，本稿は，株式公開買付の中でも完全子会社化を目的とする案件（以下，完全子会社化案件）と完全子会社化を目的としない案件（以下，非完全子会社化案件）とを区別し，両者の間で株式市場の評価が異なるか否かを検証する．
なお，完全子会社化の株主価値創造効果を明らかにする目的から，完全子会社化の株価効果を検証している先行研究は存在する．しかし，先行研究では，株式交換を対象としていることから，完全子会社化案件のみが分析対象とされており，非完全子会社化案件との比較がなされていない．これに対して本稿では，株式公開買付案件に焦点をあてて，その中でも，完全子会
社化案件と非完全子会社化案件とを区別し，両者の間で異なる市場反応が観察されるか否かを検証している．このように，非完全子会社化案件との比較を通して，完全子会社化案件の株価
反応，すなわち市場の評価を検証している点が，先行研究には見られない本稿の特徴である．
本稿の以下の構成は次の通りである．第 2 節で先行研究，第 3 節でリサーチ・デザインとサ
1

ンプルの抽出方法を説明する．第 4 節で分析結果を示し，第 5 節でまとめと今後の研究課題を
述べる．

2.

先行研究
M&A の経済効果を測定するために実施されてきた研究の多くは，イベント・スタディの手法を用いて，M&A 公表日前後の当事者企業の株価反応を測定してきた．アメリカ企業を対象とした先行研究では，概して，買収企業に有意な株価効果が観察されていないのに対し，対象企業には有意なプラスの株価効果が観察されてきた（Jensen and Ruback, 1983；Jarrell et al.,
1988；Andrade et al., 2001）．これに対して，日本企業を対象とした研究では，対象企業に有意なプラスの株価効果が観察される点では，アメリカ企業を対象とした先行研究と一致するものの，買収企業にも正の株価効果が観察されることを報告している研究がある．
株式取得による買収の株価効果を検証した奥村(1993)では，1980 年から 1990 年までの子会
社化を目的とした買収 222 件について，公表日周辺で買収企業に有意なプラスの株価効果が観察されたことを報告している．これに対して，薄井(2001)では，買収 93 件について，井上・
加藤(2006) ，花村(2010a)，および花村(2010b)では，株式公開買付 21 件，135 件，および 188
件について，買収企業に有意な株価効果が観察されなかったことを報告している．さらに，伊藤・加賀谷(2008)では，買収企業が，買収や株式公開買付では有意なプラスの株価効果を経験しているのに対して，子会社化に満たない資本参加やすでに子会社である企業への出資拡大では，株価効果が有意ではないことを報告している．これらの研究は，買収企業にとって，株式取得が必ずしも株主価値の向上に結び付いているわけではなく，買収公表時の持株比率や取得
株式比率，取引後の持株比率が影響を与えることを示唆している．
完全子会社化によるグループ企業の再編が株主価値の創造に貢献しているか否かについて，株式交換に焦点をあてて検証している研究に矢部(2006)がある。矢部(2006)では，1999 年 1 月
から 2006 年 3 月までを取引発表日とする上場企業間の株式交換による完全子会社化 172 件を分析対象としている．この研究の特徴は，買収企業と対象企業の全体として株主価値が創造されたか否かを検証するために，買収企業と対象企業のリターンを時価総額で加重平均した値についても検証している点にある．株式リターンの加重平均値は，完全子会社化自体が付加価値を生むと株式市場が判断するならばプラスとなり，逆に株主価値を棄損すると判断するならばマイナスになることが予想される（矢部，2006，p. 37）．分析の結果，株式交換による完全子
会社化は，買収企業，対象企業それぞれの株主価値に対してプラスの効果があるという結果を得ており，さらに買収企業と対象企業のリターンを時価総額で加重平均した値を用いた分析でも，買収企業と対象企業の株主価値の合計を増加させるという結果を得ている．このことから，
矢部(2006)は株式交換による完全子会社化が企業グループの価値創造に貢献していることを指摘している．
花村(2010b)は，2000 年 1 月から 2007 年 12 月までを取引発表日とする上場企業間の M&A（株式公開買付，株式交換，合併）の株価効果を検証している．株式公開買付の結果に注目す
ると，対象企業の株主がプラスの累積超過リターン（cumulative abnormal return，以下，CAR）を得ているものの，買収企業の CAR はゼロと有意に異ならないことが報告されている．さらに，M&A 取引において買収企業と対象企業の全体で統合価値が創造されたか否かを検証する
2

ために，矢部(2006)と同様の方法により，買収企業と対象企業の CAR を時価総額で加重平均
した Combined CAR を推定しているが，その値はゼロと有意に異ならないことが報告されている．超過リターンの推定に用いたモデルやサンプル数に違いがあるために単純に比較することはできないものの，株式交換による完全子会社化が買収企業と対象企業全体としての株主価値の向上をもたらすことを示した矢部(2006)とは異なる証拠を示している．
同じ加重平均 CAR を用いた分析に対し異なる結果が示された要因のひとつとして考えられるのが，分析対象となった買収企業と対象企業の資本統合度の違いである 5．矢部(2006)では完全子会社化案件のみが分析対象となっているのに対して，花村(2010b)の分析では，完全子会社化案件とそれ以外のものが混在している．そこで，本稿では，株式公開買付の中でも，完全子会社化案件とそれ以外とを区別し，両者の間で異なる市場反応が観察されるか否かを検証する.
さらに，本稿でも，矢部(2006)および花村(2010b)に従い，買収企業，対象企業のそれぞれの超過リターンに加え，買収企業と対象企業の超過リターンを時価総額で加重平均した値（以下，両者加重平均値）についても測定する．その理由は，株式リターンの加重平均値を使用することで，買収企業と対象企業の株主間で起こる価値移転の影響を排除することが可能となり，統合化がもたらす株主価値の創造効果を測定することが可能となるためである（矢部，2006，p.
37）．
なお，先行研究では，M&A 公表時の株価効果に影響を与える要因として，買収プレミアム（Sirower，1997；小本，2002；井上・加藤，2006；森・劉，2008），買収企業と対象企業の事
業関連性（Kang et al.，2000；井上・加藤，2006；伊藤・加賀谷，2008），買収企業に対する対
象企業の相対的な企業規模（花村，2010a），M&A 公表時の買収企業による持株比率（花村，2010a），対象企業の業績・財政状態（Kang et al.，2000；小本，2002；井上・加藤，2006；森・劉，2008），買収企業および対象企業の企業規模（花村 2010b）と純資産簿価・時価比率（花村，2010a）を報告している．本稿では，重回帰分析を行うにあたり，先行研究で示されたこれらの要因について考慮している．

3.

リサーチ・デザイン

3.1

検証方法

本稿では，株式公開買付の公表に対する市場の反応を検証するために，市場モデル（market
model）に基づく超過リターン（abnormal return: AR）を測定した．検証期間は，株式公開買付
公表日を Day 0 として，公表日前 40 日（Day -40）から公表日後 10 日（Day +10）までとした．
超過リターンの測定方法および検証方法は，以下の通りである．
(1) はじめに，株式公開買付公表日前 240 日（Day -240）から公表日前 41 日（Day -41）までの200 日間を推定期間として，企業 i の株式リターンと市場リターンに基づいて，下記の市場モデル(1)を推定した．市場リターンの計算には TOPIX を用いている．
，

，

，

，

，

，
，

，

，

，
，

Ri， t: 日次 t における企業 i の株式リターン

R m， t: 日次 t における市場リターン

Pi， t: 日次 t における企業 i の株価（終値）P m， t: 日次 t における株価指標（TOPIX）

3

(2) 次に，推定された 及び に基づいて，検証期間の各取引日 t における企業 i の超過リター
ン（ARi， t）を下式(4)から算定した．
，，，(3) 続いて，検証期間にわたり超過リターンを累積し，累積超過リターンを計算した．なお，
公表前 40 日から公表後 10 日（CAR [-40，+10]）のほか，分析結果の頑健性を検証するため，さまざまな累積期間に基づく CAR を算出した 6．
(4) 分析対象として，株式公開買付を行う企業（以下，買付企業）及び株式公開買付の対象企業（以下，対象企業）の CAR に加えて，両者の株式時価総額に基づいて CAR を加重平均した値（以下，両者加重平均値）を，下記の(5)式により算出した（矢部，2006；花村，2010b）．
両者加重平均値を用いた理由は，買収プレミアムを通じた買付企業からの対象企業の株主への価値移転の影響を取り除いた株主価値の変動を測定するためである．
両者加重平均値
MCA: 買付企業の株式時価総額

CARA: 買付企業の CAR

MCT: 対象企業の株式時価総額

CART: 対象企業の CAR(5) 分析対象サンプルの株式公開買付案件を，完全子会社化案件とそれに該当しない非完全子
会社化案件とに区分し，全案件，完全子会社化案件，および非完全子会社化案件の CAR が有意な値であるかを，t 検定を用いて検証した．
(6) 最後に，完全子会社化案件と非完全子会社化案件の CAR を比較した．平均値の差の検定には t 検定を，中央値の差の検定には Mann-Whitney の U 検定を用いた．
株式公開買付情報に対する株式市場の反応は，完全子会社化案件か否かのほかにも，先行研究で示されたように，公開買付の条件や買付企業及び対象企業の特徴の影響を受けることが想定される．そのため，完全子会社化案件であるか否かを示すダミー変数（100%_TOB）のほかに，①株式公開買付のその他の条件等を示す変数，②当事者企業の特徴を示す変数，及び③株
価効果に影響を与える企業特性を示す変数を追加した重回帰モデルについても推計した．
本稿では，①「株式公開買付の条件等を示す変数」として，買収プレミアム（Premium），買付予定株式比率（%_acquired） 7，事業関連性（H_TOB），及び相対的規模（Relative size）を使用した 8．また，②「当事者企業の特徴を示す変数」として，買付企業の事前持株比率（Toehold(A) ），対象企業の業績および財政状態に関する変数である，業績不振（Distress (T)）と負債比率（Debt to net asset (T)）を使用した．さらに，③「株価効果に影響を与える企業特性を示す変数」として，純資産簿価・時価比率（B/P (A)と B/P (T)），企業規模（Size (A)と Size (T)）を用いた．
なお，これらの変数の定義は次のとおりである．100%_TOB＝完全子会社化を目的とする案
件であれば 1，それ以外は 0 とするダミー変数，Premium＝（買付価格／株式公開買付公表 41日前終値）－1，%_acquired＝買付予定株式数 9／発行済株式数，H_TOB＝買付企業と対象企業が同業種であれば 1，それ以外は 0 とするダミー変数，Relative size＝対象企業の株式時価総額／買付企業の株式時価総額，Toehold＝株式公開買付公表時保有株式数／発行済株式数，Distress＝直近 2 期間のいずれかで当期純損失を計上している場合 1，それ以外は 0 とするダミー変数，
Debt to net asset＝負債／純資産簿価，B/P＝純資産簿価／時価，Size＝株式時価総額の自然対数．
4なお，変数に付されている(A)及び(T)は，それぞれ，買付企業及び対象企業を示している．
これらの変数の影響をコントロールしてもなお，完全子会社化を目的とする案件か否かを示すダミー変数（100%_TOB）にかかる係数の有意性が確認されるか否かを検証する．

3.2

サンプル

本稿では，レコフ『日本企業の M&A データブック』，及び『MARR』の 2009 年，2010 年，
2011 年の各 2 月号から，2002 年から 2010 年までの日本企業を対象とした株式公開買付 535
案件を抽出した．そのうち，下記の条件を満たす 194 案件（買付企業 194 社・対象企業 194社）を分析対象サンプルとした．株式公開買付に関するデータは公開買付届出書，意見表明報
告書，及び買付企業と対象企業が公表する適時開示情報から，財務および株価データは日経
NEEDS Financial Quest から収集した．
(1) 株式公開買付公表日に，買付企業及び対象企業が上場企業であること．
(2) 株式公開買付公表日前 240 日から公表日後 10 日の間の買付企業及び対象企業の株価データがそろうこと．
(3) 買付企業が同一日に複数企業に対し株式公開買付を公表していないこと．
(4) 買付企業が検証期間に他の株式公開買付を公表していないこと．
(5) 対象企業が検証期間に他の株式公開買付の対象となっていないこと．
(6) 買付企業が 1 社および対象企業が 1 社の案件であること．
(7) 買付企業及び対象企業が金融業・保険業・証券業に属していないこと．
(8) 分析に必要な株式公開買付に関するデータが揃うこと．
(9) 分析データに外れ値を含まないこと 10．
表 1 は，分析対象となった 194 案件の特徴を示している．パネル A は，分析対象期間における株式公開買付の年別の特徴を示している．2006 年 12 月の制度改正に伴い，案件数が増加しており，近年では完全子会社化を目的とする案件が増加していることが見て取れる．サンプル
全体の傾向として，買収プレミアムは平均で 29.6%であり，買付予定株式数は平均すると発行済株式数の 40%となっている．買付企業と対象企業の事業関連性をみると，当事者企業が同一業種に属する水平統合型の株式公開買付が半数超を占めている．さらに，分析対象となった 194
案件の中で，対象企業の取締役会が反対している敵対的株式公開買付は 2 件のみであった．
パネル B は，買付企業及び対象企業の業種を示しており，サービス業，小売業，及び商社に属する企業が関連する株式公開買付がサンプルに多く含まれていることがわかる．
パネル C は，サンプル全体の記述統計量を示している．買付企業の対象会社に対する事前の持株比率は，平均で 22.5%である．なお，表には示していないが，連結子会社・持分法適用会
社など同じ企業グループに属する企業を対象会社とする株式公開買付は，サンプル 194 件のうち 86 件（44.3%）であり，半数近くが企業グループ再編の一環として行われていることがうかがえる．対象企業については，約 4 割が直近 2 期間のいずれかで当期純損失を計上している業
績不振の状態にある．また，買付企業の B/ P が 1 より小さいのに対し，対象企業は 1 より大きい．両者の時価総額を比較してみると，対象企業は，買付企業の平均 15%程度（中央値では 6%程度）の規模であることがうかがえる．

4.

分析結果
5

4.1

単一変量分析の結果

図表 1 は，株式公開買付公表日の前後 51 日間の CAR を示している．パネル A は，検証期間における(1)買付企業，(2)対象企業，(3)両者加重平均値の CAR の推移を示している．また，
パネル B は，CAR の値に対する統計的分析（t 検定）の結果を示している．
はじめに，株式公開買付の公表に対する CAR（①全案件）をみてみると，買付企業では検証期間にわたってほぼゼロで推移しており，統計的にゼロと有意に異なっていない．また，対象企業では，検証期間にわたって平均 28.3%の CAR が確認されている．この全案件に基づいた分析結果は，株式公開買付において対象企業にプラスの CAR が観察されたものの，買付企業には統計的に有意な CAR が観察されなかった井上・加藤(2006)および花村(2010a・2010b)の結果と一致する．また，本稿の分析では，両者加重平均値（①全案件）は有意なプラス（約 2%）の値となっているが，その値が小さいことから，株式公開買付（①全案件）が当事者企業全体の株主価値の向上に貢献しているものの，その影響は小さいことが示唆される．
次に，株式公開買付を②完全子会社化案件と③非完全子会社化案件に区別し，それぞれの
CAR を比較してみると，買付企業では，②完全子会社化案件で CAR が有意なプラスの値であるのに対し，③非完全子会社化案件ではゼロと有意に異ならない値となった．また，対象企業
では，②完全子会社化案件および③非完全子会社化案件の両方において CAR は有意なプラスの値となった．さらに，両者加重平均値では，②完全子会社化案件で有意なプラスの値であるのに対し，③非完全子会社化案件ではゼロと有意に異ならない結果となった．これらの完全子
会社化案件に対する結果は，株式交換による完全子会社化が株主価値の創造に貢献していることを報告している矢部(2006)の結果と整合している．
最後に，②完全子会社化案件と③非完全子会社化案件の CAR を比較した場合には，買付企業，対象企業，両者加重平均値のいずれにおいても，②完全子会社化案件の CAR が大きく，その差（④平均差）は有意であることが確認された 11．
ここで得られた発見事項は次の三点に要約できる．第一に，株式公開買付を公表した買付企業の CAR はゼロと有意に異ならないものの，株式公開買付案件の中でも完全子会社化を目的とした案件では，CAR は有意なプラスの値となった．このことは，完全子会社化を目的とする取引の場合に，買付企業の株主がプラスのリターンを得ることを示している．第二に，対象企業の CAR は，完全子会社化を目的とするか否かに関わらず，いずれの場合でも有意なプラスの値となったが，完全子会社化案件の場合には，より大きな CAR が観察された．第三に，買付企業と対象企業の CAR を時価総額で加重平均した両者加重平均値は，完全子会社化案件の場合にのみ，有意なプラスの値となることが観察された．これらの結果は，株式公開買付の中でも完全子会社化を目的とする取引の場合に，統合化効果の実現によって買付企業と対象企業双方の株主価値が向上する，と市場が評価していることを示すものである．
4.2

重回帰分析の結果

図表 1 で示された結果は，本研究が焦点をあてている完全子会社化案件であるか否か以外にも，先行研究で示されたその他の要因の影響を受けていることが想定される．そのため，こうした要因をコントロールしてもなお，図表 1 で示された結果を支持する証拠を得ることができるかを検証した．なお，表 2 は，重回帰モデルで使用した変数間の相関係数を示している．
表 3 は，完全子会社化案件か否かの条件（100%_TOB）のほかに，①株式公開買付の条件等を示す変数をコントロール変数に追加した重回帰モデル(A)，さらに，②当事者企業の特徴を示
6

す変数，および③株価効果に影響を与える企業特性を示す変数を追加したモデル(B)の推計結果である．なお，(3)両者加重平均値の CAR を被説明変数に用いた重回帰モデルでは，両者加重平均値を算定する際に用いた企業規模に関連する変数（Relative size，Size (A)，及び Size (T)）
を除いている．また，ここでは，(1)買付企業，(2)対象企業，(3)両者加重平均値のそれぞれのCAR [-5，+10]を被説明変数とした重回帰式の推計結果を示した．
(1)

買付企業

買付企業の CAR を被説明変数に用いた重回帰モデルの分析結果をみると，本研究の関心事項である完全子会社化案件であるか否かを示す説明変数（100%_TOB）にかかる係数は，(A)と(B)両方の重回帰モデルで有意なプラスの値となっている．このことは，上記 4.1 で得られた結果と整合するものであり，同じ株式公開買付案件であっても，完全子会社化を目的とするものと，それ以外の案件とでは買付企業の株価効果に与える影響が異なることを示している．
(2)

対象企業

次に，対象企業の CAR に対する回帰結果をみると，説明変数 100%_TOB の係数は，モデル(A)ではプラス，モデル(B)ではマイナスと首尾一貫しないだけでなく，両モデルで有意な値を確認できなかった．コントロール変数の中では，買収プレミアム，買付予定株式比率，事前持株比率の係数が有意な正の値となっていることから，対象企業の場合は，本稿の関心事項である完全子会社化案件であるか否か」という要因ではなく，買収プレミアムなど，その他の要因
が株価効果に影響を与えている可能性が示された．
(3)

両者加重平均値

最後に，両者加重平均値に関する結果をみると，説明変数 100%_TOB の係数は(A)と(B)のいずれの回帰モデルで推定した場合でも有意なプラスの値となっている．すなわち，この分析結果は，株式公開買付案件の中でも，完全子会社化を目的とする案件とそれ以外の案件とでは，当事者企業全体の株主価値に与える影響が異なることを示しており，上記 4.1 で得られた結果と整合するものである．

5.

まとめと今後の研究課題
本稿では，株式公開買付を通じた経営統合化が資本市場でどのように評価されているのか，

特に，当事者企業間の資本関係にみる統合度の違いが，この評価にいかなる影響を与えているのかを明らかにする目的から，株式公開買付の中でも完全子会社化を目的とする案件と完全子会社化を目的としない案件とを区別し，その株価効果に違いがみられるか否かを検証した．
分析の結果，買付企業では，完全子会社化を目的とする取引の場合に，有意なプラスの株価効果が観察されたが，完全子会社化を目的としない株式公開買付の場合には，有意な値は観察されなかった．また，対象企業では，完全子会社化を目的とするか否かに関わらず，有意なプラスの株価効果が観察されたが，重回帰分析の結果は，買収プレミアムなど，その他の要因が株価効果に影響を与えている可能性を示唆するものであった．さらに，本稿では，買収企業と対象企業の株主間で起こる価値移転の影響を排除し，統合化がもたらす株主価値の創造効果を測定するために，買収企業と対象企業の累積超過リターンを時価総額で加重平均した両者加重平均値についても検証したが，この値は，完全子会社化案件の場合にのみ，有意なプラスの値となることが観察された．
7

本稿の分析で得られたこれらの発見事項は，株式公開買付を通じた経営統合化の中でも，資本統合度の高い完全子会社化を目的とする公開買付の場合には，買付企業および対象企業双方の株主価値の向上をもたらす統合効果が期待できると，株式市場が評価していることを示している．
なお，本稿では株式公開買付のみを分析対象としたが，経営統合化の手段は株式公開買付に限ったものではなく，実際には子会社化に満たない資本参加，出資拡大，株式交換や合併などの多様な統合手段が存在する．さらに，本稿では資本関係にみる統合度合いを完全子会社化案
件とそれ以外とに区別することで測定したが，資本統合度をより詳細に捉えた分析も重要であろう．これらの点については，今後の研究課題としたい．

謝辞

本稿は，科学研究費補助金・若手研究 B（課題番号 22730358）の助成を受けた研究成果の一部である．
注
1. 株式公開買付案件のうち完全子会社化を目的とする案件か否かについては，公開買付届出書，
意見表明報告書，適時開示情報等で公表される買付企業の買付予定株式数，事前の持株数，
発行済株式総数より判断した．
2. なお，株式公開買付とは，不特定かつ多数の者に対し，公告により株券等の買付け等の申込
み又は売付けの申込みの勧誘を行い，取引所金融商品市場外で株券等の買付けを行うことである（金融商品取引法第 27 条の 26）．株式公開買付が成功した場合，買付企業は対象企業の株式を取得し，一般的に対象会社の発行済株式数の 33.3%（3 分の 1）から 100%までの株式を取得した状態となる．
3. レコフ『日本企業の M&A データブック 1985-2007』，レコフ『MARR』2009 年 2 月号，2010
年 2 月号，及び 2011 年 2 月号．
4. 実務的には，二段階買収の手続きが企図されている．二段階買収とは，株式公開買付を通じて対象企業の全発行済株式を取得できなかった場合に，買付企業と対象企業との間で，買付企業を完全親会社，対象企業を完全子会社とする株式交換を行うことで，対象企業の全発行
済株式を取得することである．
5. このほか，CAR に影響を与える要因として，支払手段の違い（株式対価と現金対価）があげられるが，日本市場では支払手段の選択が株価効果に影響を与えないことを報告している
先行研究がある（Kang et al. 2000；井上・加藤，2006）.
6. 本稿では，図表 2・パネル A に示されているように，買付企業の株価効果が，公表後 10 日
（Day +10）まで継続的に確認されることから，CAR [-40，+10]のほか，CAR [-20，+10]，
CAR [-10，+10]，CAR [-5，+10]，CAR [-2，+10]，及び CAR [-1，+10]を算出した．
7. 株式公開買付の実施にともない，対象企業の企業経営に対する買付企業の影響力が増加する程度を測る変数として使用した.
8. これらのほかに，対象企業による反対（敵対性）があげられるが，図表 1 表 1 に示すように，
本稿のサンプルでは 2 件のみが該当することから，変数から除いている．なお，この変数を追加した場合でも，分析結果に影響はなかったことを確認している．
9. 現行制度上，買付後の所有株式数が発行済株式数の 3 分の 2 を超える場合，全応募株式を買付けなければならないとされており，適時開示情報等には，企業が意図する買付予定数と，応募状況によっては買付けることとなる最大数である買付予定総数が記載されている．本稿
では，買付株式比率の算定に買付予定数を用いている．
10. 相対的規模が 2 を超える案件，買付企業あるいは対象企業の B/P がマイナス値である案件，
8

対象企業の負債比率が 10 を超える案件をサンプルから除いた.
11. 紙幅の都合上,掲載を割愛したが,Ｕ検定の結果もほぼ同様であることを確認している．

引用文献
Andrade, G., M. Mitchell and E. Stafford, 2001, New evidence and perspectives on mergers, Journal of
Economics Perspective 15(2), pp. 103-120.
花村信也，2010a，「日本の M&A の支払手段と買収価格：Q 理論か，株価誘因か？」，『慶應経営論集』27(1)，pp. 103-122．
花村信也，2010b，「M&A の短期株価効果に関する検証－2000 年から 2007 年の M&A 取引の実証分析－」，『年報経営分析研究』26，pp. 20-29．
服部暢達，2008，『実践 M&A ハンドブック』東洋経済新報社．
井上光太郎・加藤英明，2006，『M&A と株価』東洋経済新報社．
伊藤邦雄・加賀谷哲之，2008，「企業価値を創造するインタンジブル統合」，『一橋ビジネスレビ
ュー』56，pp. 6-25．
Jarrell, G. A., J. A. Brickley and J. M. Netter, 1988, The market for corporate control: The em piricalevidence since 1980, Journal of Economic Perspective 2(1), pp. 49-68.
Jensen, M. C. and R. S. Ruback, 1983, The market for corporate control: The scientific evidence,
Journal of Financial Economics 11, pp. 5-50.
Kang, J. K., A. Shivdasani, and T. Yamada, 2000, The effect of bank relations on investment decisions:
An investigation of Japanese takeover bids, Journal of Finance 55, pp. 2197-2218.
菊谷達弥・齋藤隆志，2007，「完全子会社化はどのようなときに行われるか」，宮島英昭編著『日本の M&A』東洋経済新報社，第 4 章，pp. 139-173．
小本恵照，2002，「わが国の企業合併の特徴と経済効果」，『國民經濟雜誌』186(6)，pp. 1-16．
森久・劉瑩，2008，「合併情報の公表による株価効果」，『企業会計』60(7)，pp. 121-127．
奥村雅史，1993，「企業買収と株式市場の反応－IN-IN 型と IN-OUT 型の比較－」，『早稲田商学』
355・356，pp. 221-247．
Sirower, M. L., 1997, The Synergy Trap: How Companies Lose the Acquisition Game. Free Press. (宮腰秀一訳．1998．
『シナジー・トラップ：なぜ M&A ゲームに勝てないのか』プレンティス
ホール出版．)
薄井彰，2001，「株主価値と M&A」，薄井彰編著『M&A21 世紀

バリュー経営の M&A 投資』

中央経済社，第 3 章，pp. 71-111．
矢部謙介，2006，「 株式交換による完全子会社化の価値創造効果」，『 一橋商学論叢』1(2)，pp. 36-49．

9表1

サンプルの特徴

パネル A：株式公開買付の特徴
完全子会社化案件
案件数
年
案件数
構成比
N
N
(%)
2002
8
3
37.5
2003
11
0
0.0
2004
16
0
0.0
2005
23
2
8.7
2006
26
3
11.5
2007
34
9
26.5
2008
34
10
29.4
2009
21
11
52.4
2010
21
11
52.4
194
49
25.3
計
パネル B：買付・対象企業の業種
業 種
買付企業
対象企業
水
産
1
0
繊
維
6
5
医 薬 品
2
4
窯
業
3
3
機
械
11
14
自 動 車
2
3
その他製造
11
4
不 動 産
4
3
海
運
2
0
電
力
2
0

買収
買付予定
プレミアム 株式比率（平均値） （平均値）
33.2%
48.2%
21.2%
32.8%
7.8%
35.6%
13.2%
32.1%
15.1%
32.9%
22.2%
36.8%
44.5%
43.0%
58.8%
51.1%
43.8%
51.9%
29.6%
40.1%

業 種
建
設
パルプ・紙
石
油
鉄 鋼 業
電気機器
輸送用機器
商
社
鉄道・バス
倉
庫
サービス

買付企業
4
1
1
2
17
0
19
2
2
41

水平型案件
案件数
構成比
N
(%)
4
50.0
5
45.5
9
56.3
14
60.9
15
57.7
17
50.0
20
58.8
15
71.4
10
47.6
109
56.2

敵対的案件
案件数
構成比
N
(%)
0
0.0
0
0.0
0
0.0
0
0.0
1
3.8
0
0.0
1
2.9
0
0.0
0
0.0
2
1.0

対象企業
8
1
0
1
15
3
22
1
1
52

業 種
食
品
化学工業
ゴ
ム
非鉄金属
造
船
精密機器
小 売 業
陸
運
通
信
計

買付企業
10
10
1
3
1
6
24
0
6
194

対象企業
10
5
1
6
0
6
20
3
3
194

パネル C：記述統計量（N=194）
100%_TOB
Premium%_acquired
H_TOB
Relative size
Toehold (A)Distress (T)Debt to net asset (T)B/P (A)
Size (A)
B/P (T)
Size (T)

平均値

標準偏差

最小値

第 1 四分位

中央値

第 3 四分位

最大値

0.253
0.296
0.401
0.562
0.151
0.245
0.392
1.599
0.831
11.985
1.169
9.146

0.436
0.412
0.216
0.497
0.238
0.206
0.489
1.594
0.576
1.819
0.846
1.465

0.000
-0.754
0.053
0.000
0.000
0.000
0.000
0.003
0.076
7.453
0.085
5.716

0.000
0.042
0.199
0.000
0.021
0.029
0.000
0.555
0.437
10.570
0.569
8.133

0.000
0.259
0.423
1.000
0.061
0.276
0.000
1.002
0.671
11.980
1.016
8.949

1.000
0.461
0.510
1.000
0.169
0.390
1.000
2.098
1.137
13.473
1.520
10.104

1.000
2.747
1.000
1.000
1.951
0.821
1.000
7.669
3.667
15.902
5.618
13.310

注：変数の定義は下記の通り．
100%_TOB：完全子会社化 TOB ダミー変数(=完全子会社化を目的とする案件であれば 1，それ以外は 0)
Premium：買収プレミアム (＝(買付価格／株式公開買付公表 41 日前終値(P -41))-1)%_acquired：買付予定株式比率 (＝買付予定株式数／発行済株式数)
H_TOB：水平型 TOB ダミー変数 (=買付企業と対象企業が同業種であれば 1，それ以外は 0)
Relative size
：相対的規模 (＝対象企業の株式時価総額／買付企業の株式時価総額)
Toehold (A)：事前持株比率 (＝株式公開買付公表時保有株式数／発行済株式数)
Distress (T)：業績不振ダミー変数 (=対象企業が直近 2 期間のいずれかで当期純損失を計上している場合 1，それ以外は 0)
Debt to net asset (T)：対象企業の負債比率 (=負債／純資産簿価)
B/P (A)：買付企業の純資産簿価・時価比率
Size (A)：買付企業の株式時価総額の自然対数
B/P (T)：対象企業の純資産簿価・時価比率
Size (T)：対象企業の株式時価総額の自然対数

10

図表 1

株式公開買付公表に対する累積超過リターン（CAR）（全案件 N=194／

完全子会社化案件 N=49・非完全子会社化案件 N=145）

パネル A：CAR の推移（全案件：―――完全子会社化案件： ―△―10.00%

非完全子会社化案件： ―□―）
10.00%

48.00%

8.00%

8.00%
38.00%

6.00%

6.00%
28.00%

4.00%

4.00%
18.00%

2.00%

2.00%

8.00%

0.00%
-2.00%

0.00%-2.00%
-40

-30

-20

-10

0

10

-2.00%
-40

-30

-20

-10

0

10

-40

-30

-20

-10

0

パネル B：t 検定

CAR[-40,+10][-20,+10][-10,+10][-5,+10]①
全案件(1) 買付企業②③
完全子会 非完全子
社化案件
会社化案件

①
全案件

(2) 対象企業②③
完全子会 非完全子社化案件 会社化案件

④
平均差
（②－③）

-0.018%3.329%-1.149%(-0.016)(1.621)(-0.897)-0.922%

3.047%(-0.670)(2.156)**0.102%(0.093)①
全案件

両者加重平均値②③
完全子会 非完全子社化案件 会社化案件

④
平均差
（②－③）

④
平均差
（②－③）

4.478%

28.328%45.685%22.462%(1.850)*(11.70)***(8.535)***(8.917)***23.223%1.804%

7.403%-0.088%7.490%(3.925)***(1.735)*(3.476)***(-0.076)(3.093)***-2.263%5.311%

27.468%44.803%(-1.281)(2.347)**(12.02)***(8.351)***

21.610%23.194%1.044%

7.084%-0.996%8.080%(9.504)***(3.980)***(0.771)(4.213)***(-0.590)(3.390)***3.217%-0.950%4.167%

26.534%(2.022)**(-0.699)(1.992)**(12.00)***44.589%20.432%24.156%1.906%

7.174%

0.126%

7.048%(8.880)***(9.221)***(4.401)***(1.771)*(4.057)***(0.099)(3.229)***0.091%

2.430%-0.700%3.130%(0.101)(1.833)*(-0.626)(1.805)*25.132%43.779%18.830%24.948%1.962%

6.565%

0.407%

6.158%(11.63)***(8.440)***(9.137)***(4.470)***(2.196)**(4.236)***(0.389)(3.293)***(3)

注：括弧内は t 値を示している． ***， **， * は，それぞれ，1%水準，5%水準，10%水準で有意（両側検定）．

11

10

表2

相関係数 （N=194）
(1)

(2)

(3)

(4)

(5)

(6)

(7)

(8)

(9)

(10)

(11)

(1) 100%_TOB

1.000(2) Premium

0.316

1.000

(3) %_acquired

0.495

0.381

1.000

(4) H_TOB

0.083-0.020

0.026

1.000

(5) Relative size

-0.034-0.134-0.015-0.034

1.000(6) Toehold (A)

0.479

0.000

-0.4020.032-0.0281.000(7) Distress (T)0.044-0.049

0.041

0.070

-0.149-0.024

1.000(8) Debt to net asset (T)-0.040-0.232-0.067

0.033-0.129-0.005

0.252

1.000

(9) B/P (A)

0.197

0.098

0.183

-0.006

0.274

0.018

0.099

-0.1011.000(10) Size (A)-0.021

0.056-0.138-0.166-0.4530.094-0.1090.039-0.3911.000(11) B/P (T)

0.104

0.232

0.181

-0.055

0.001

0.018

0.129

-0.2430.589-0.322

1.000(12) Size (T)-0.041-0.155-0.236-0.058

0.186

0.157

-0.277-0.125-0.2490.597-0.401

注：変数の定義は，表 1 の注を参照 ．

12

(12)

1.000

表3

重回帰分析の推計結果 （被説明変数：CAR [-5,+10]）(1) 買付企業
(A)

①
株
式
公
開
買
付
の
条
件
等

②
当
事
者
企
業
の
特
徴

③
企
業
特
性

(2) 対象企業

(B)

(A)

(B)

(3) 両者加重平均値
(A)

(B)

0.049

0.098

0.055

-0.094

0.072

0.088

100%_TOB(2.046)**(2.121)**(1.487)(-1.353)(3.044)***(1.917)*

Premium-0.022-0.019

0.498

0.482

0.001

0.002

(-0.931)(-0.739)(13.412)***(12.684)***(0.032)(0.073)%_acquired-0.033-0.133

0.168

0.447

-0.037-0.087(-0.668)(-1.461)(2.197)**(3.240)***(-0.769)(-0.970)-0.014-0.014

0.038

0.037

-0.015-0.014

H_TOB(-0.765)(-0.772)(1.376)(1.345)(-0.867)(-0.775)

Relative size

0.090

0.087

-0.047-0.030(2.365)**(1.930)*(-0.807)(-0.508)-0.1200.383-0.052

Toehold (A)(-1.304)(2.741)**(-0.567)-0.000-0.028-0.024

Distress (T)(-0.001)(-0.932)(-1.238)

Debt to net asset (T)0.002-0.0060.002(0.302)(-0.602)(0.345)

0.009

0.036

B/P (A)(0.500)(1.864)*Size (A)(0.089)0.001-0.022

B/P (T)-0.002(-1.140)(-0.127)-0.027Size (T)ConstantN
Adj. R 2(-2.418)**

0.003

0.042

0.008

0.133

0.025

0.030

(0.114)(0.416)(0.238)(0.948)(1.168)(0.607)

194

194

194

194

194

194

0.030

0.015

0.593

0.611

0.033

0.040

注：変数の定義は，表 1 の注を参照．
括弧内は，t 値である．
***，**，*は，それぞれ，1%水準，5%水準，10%水準で有意であることを示している．

13

高崎経済大学地域政策学会
370-0801 群馬県高崎市上並榎町１３００
027-344-6244
c-gakkai@tcue.ac.jp
http://www1.tcue.ac.jp/home1/c-gakkai/dp/dp12-02