IDJJF00276

論文名

日本企業のペイアウト政策と株式分割―機関投資家へのサーベイ調査による実証分析―
How institutional investors view payout policy and stock splits ofJapanese firms:
New survey evidence

著者名芹田敏夫 / 花枝英樹 / 佐々木隆文
Toshio Serita / Hideki Hanaeda / Takafumi Sasaki

ページ

2-25

雑誌名

経営財務研究Japan Journal of Finance

発行巻号

第31巻第1号
Vol.31 / No. 1

発行年月2011年6月
Jun. 2011

発行者

日本経営財務研究学会
Japan Finance Association

ISSN

2186-3792

経営財務研究第 31 巻第 1 号■論文

日本企業のペイアウト政策と株式分割＊―機関投資家へのサーベイ調査による実証分析―

芹田敏夫（青山学院大学）

花枝

英樹（中央大学）

佐々木隆文（東京理科大学）

要旨

株式市場における主要な投資家である機関投資家に対してサーベイ調査を実施し，企業のペイアウ
ト政策と株式分割等に対する，機関投資家の考え方や意識についての分析を行った。同時に，過去に実施した事業会社へのサーベイ調査との比較分析や，機関投資家とペイアウト政策に関する検証可能ないくつかの仮説を提示し，検証も行った。
キーワード：ペイアウト政策，サーベイ調査，機関投資家，配当政策，自社株買い，株式分割

１

はじめに

芹田 / 花枝（2007），花枝 / 芹田（2008，2009）は，株式分割・くくり直し，ペイアウト政策についての事業会社（全上場企業）へのサーベイ調査によって，日本企業の財務政策についての考え方，認識*2

本論文は日本学術振興会科学研究費補助金（基盤研究 (B)，課題番号 20330080，研究代表者花枝英樹）の研究成果の一部である。サーベイ調査（題目『企業の財務政策（ペイアウト政策および株式分割）に関する機関投資家の意識調査』）の質問票作成については，同補助金の他の研究分担者である宮川公男（㈶統計研究会），須田一幸（早稲田大学），胥鵬（法政大学），鈴木健嗣（神戸大学）の諸氏も参加して行われたが，アンケート結果の分析と本論文の執筆は芹田，花枝，佐々木が担当した。企業年金基金へのサーベイ調査実施に当たっては，企業年金連絡協議会より協力をいただいた。なお，畠田敬
氏（神戸大学）から本論文の改良につながる有益なコメントを頂いた。また，仁科一彦（明治学院大学），
太田亘，大屋幸輔（共に大阪大学）の各氏をはじめとする大阪大学のセミナー参加者，さらに編集委員長の翟林瑜氏 ( 大阪市立大学 )，２人の匿名レフェリー，神山直樹氏（ドイツ証券株式会社）からも貴重なコメントを頂いた。以上の方々に感謝申し上げたい。

経営財務研究第 31 巻第 1 号

を，日米比較，仮説の検証も交えながら分析した。しかし，事業会社のペイアウト政策を考えるときには，投資家たちがペイアウト政策についてどのような考え方をしているのか，あるいはどのような選好を持ち，行動しているかを考察することも重要である。投資家たちの選好や行動が，事業会社のペイア
ウト政策の決定に大きな影響を与えることが予想されるからである。そこで，われわれは，今回は，株式市場における投資家側の主要なプレーヤーである機関投資家に対して，サーベイ調査を実施することにした 1。本論文ではその調査結果を踏まえ，企業のペイアウト政策や株式分割等に対する，機関投資家の考え方や認識について分析する。その際，過去に行った事業会社へのサーベイ調査との比較分析も行う。また，機関投資家とペイアウト政策に関する検証可能ないくつかの仮説を提示し，検証も行うことにする。
ところで，機関投資家と企業財務の関係を扱った先行研究は，機関投資家がコーポレートガバナンスにどのような影響を及ぼしているかを分析した研究が中心を占めている。それらは２つのタイプに分けることができる。第 1 のタイプの分析は，機関投資家が企業に対する監視機能を果たしているか否か，及び，企業業績，取締役会構成，役員報酬などに影響を及ぼしているか否かの実証研究である。最近の研究を紹介すると，Chen et al.（2007）は，持株比率が高く，長期投資志向で，投資先企業と取引上の関わりを持たない独立の機関投資家は，企業に対する監視機能を果たしているという結果を報告している。同様に，Ferreira/Matos（2008）も 27 カ国のデータより，純粋な機関投資家の存在が企業業績にプラスの影響を及ぼしていることを明らかにしている。第 2 のタイプの分析は，株主アクティビズ
ムとの関連で，機関投資家の議決権行使や株主提案が発表された後の，短期と長期にわたる株式超過リターンや業績変化を調べるイベントスタディー的な研究である。これには多数の研究があり，早くは年金基金アクティビズムに関する Smith（1996）や Del Guerio/Hawkins（1999）から，最近の新しいタイプの機関投資家であるヘッジファンドの影響を調べた Brav et al.（2008）などの研究がある。こ
れらの実証分析ではプラスの超過リターンが得られている。しかし，株主アクティビズムは必ずしも統計的に有意な株式超過リターンや企業業績の向上をもたらしていることが発見できないという研究もあり，
結果は錯綜している状況と言える。なお，
この点に関する最近の展望論文には，
Gillan/Starks（2007）がある。
しかし，本論文と関連する企業のペイアウト政策と機関投資家の行動に限定して，詳細に分析した
先行研究は少なく，日米で実証研究はあまり行われていない。その中で，米国での代表的なものにGrinstein/Michaely（2005）（以下 GM と略す）がある。GM は，ペイアウト政策に関する機関投資家の行動仮説を提示し，財務データを用いて検証を行った。実証結果から GM は，機関投資家は無配企業を避けるものの，高配当が機関投資家を引きつけることはないこと，1980 年代半ば以降，米国では配当から自社株買いへの選好シフトが見られたことを報告している。Desai/Jin（2011）は，機関投資家間での税制の違いに基づいた顧客効果を財務データを用いて検証し，配当を避ける機関投資家はペイ
アウトに占める配当の割合が小さい株を保有することを示している。同様に，Jain（2007）は，機関

1

株式市場における機関投資家のウエイトを，機関投資家株式保有比率（市場価格ベース）でみてみると，日本が 30.6％（2009 年度），米国が 48.9％（2010 年第３四半期））である。なお，商業銀行等を含むが，外国機関投資家は不明なので含まれていない。（出所：東京証券取引所「株式分布状況調査」，
FRB「Flow of Funds Accounts」）

3

経営財務研究第 31 巻第 1 号

投資家と個人投資家のペイアウトに対する選好についての実証を行い，個人投資家に比べて課税が優遇されるはずの機関投資家が，低配当性向の株式を選好する傾向にあるという，顧客効果とは矛盾する結果を示している。一方，日本企業に関する研究としては佐々木（2010）がある。機関投資家持分比率が高まると企業のペイアウト金額が増加する傾向があること，特に，余剰資金を抱えた企業では機関投資家の影響が大きいことを明らかにしている。
先行研究と比較した本論文の主な特色と貢献は，以下のようにまとめることができる。まず第 1 は，
日本の機関投資家に対して行った，ペイアウト政策・株式分割についての大規模なサーベイ調査である。それによってペイアウト政策に対する機関投資家の選好や行動の背後にある要因の相対的重要性を明らかにすることができる。第 2 に，事業会社に対する過去のサーベイ調査と共通の質問を多く取り入れることにより，事業会社との比較を行った点があげられる。また，これまでの GM をはじめとした機関投資家とペイアウト政策に関する仮説の検証は，財務データを用いて行われている。それに対して，本論文ではサーベイデータを用いて機関投資家とペイアウト政策に関する仮説を検証したことが第3 の特色と貢献である。
得られた主要な結論をまとめると，つぎのようになる。
(1) 回答を全体的に眺めると，機関投資家は，配当は長期的な利益をもとに決定されるべきと考えており，また，配当性向を重視しているが，減配は嫌い，配当の重要性は低下していないと考えているという結果となった。ただし，時期や金額の面で配当よりも自社株買いの方が，柔軟性があると考えてもいる。
(2) 事業会社との比較では，ペイアウト政策に関して，事業会社の方が配当については投資と配当を同時に考える傾向を持ち，減配回避の傾向がより強い。一方，自社株買いについては，柔軟性を含めた
自社株買いの役割の認識が，事業会社の方が弱い。配当の重要性については，事業会社と機関投資家とも現在においても依然として重要であるとの認識は共通である。
(3) 本論文で提示した 6 つの仮説については，多くの仮説と整合的な回答結果が得られている。仮説
1「機関投資家はモニタリングや，余剰資金をはきださせるインセンティブが強い」については，機関
投資家はペイアウトの規律付けとしての役割を重視しており，仮説 1 と整合的な結果が得られた。仮説
2 の情報の非対称性に関する 3 つの小仮説の検証については，機関投資家は将来の収益性に対するペイ
アウトのシグナリング効果を評価する一方で，成熟企業であるとのシグナリングには否定的であった。
また，マーケットタイミング仮説と整合的な結果が得られた。仮説 3「税制上，銀行，生命保険および損害保険は配当をより選好する」については，銀行と生損保に強い配当に対する選好が見られ，仮説３と整合的な結果が得られた。ただし，仮説 4「投信・投資顧問・信託銀行や年金は，受託者責任やプルー
デントマン・ルールに基づいて安定配当企業を選好する」については，年金では支持，投信・投資顧問・信託銀行では不支持という結果になった。
(4) 株式分割の最も大きな役割は個人投資家など小規模な投資家の参加を促す機能であるということが，事業会社と機関投資家の共通認識である。日本においては，事業会社では，株式分割によって株価をある範囲に収めるべきとの意識は低いが，機関投資家ではそうでもないことが判明した。一方で，絶対株価水準を重視する傾向は，事業会社ほどではないが，機関投資家の一部にもみられる認識であることが明らかになった。
本論文の構成は以下の通りである。第 2 節で，サーベイ調査の方法と質問票のデザインについて述べる。第 3 節では，企業の財務政策に対する機関投資家の認識について，サーベイ調査結果を整理し，
4

経営財務研究第 31 巻第 1 号

過去の事業会社へのサーベイ調査との比較についての分析結果を示す。第 4 節では，機関投資家とペイアウト政策に関する検証可能な仮説を提示し，サーベイ調査に対する回答結果より仮説を検証する。
第 5 節は，「おわりに」である。

２

質問票のデザインとサーベイ調査の実施方法

2.1

質問票のデザイン

本節では，質問票のデザインとサーベイ調査の実施方法について述べる。まず質問票のデザインについて説明する。質問票は無記名であるが，回答者には回答者個人及び所属機関の属性を尋ねている。質問はすべて多肢選択式で，全部で問 1 〜問 17 まで枝問を入れて全 74 問からなる。質問は内容により，①ペイアウト政策関連（問 1 〜問 9，
計 47 問），②株式分割・くくり直し関連（問 10 〜問 16，計 17 問），③回答者，所属機関の属性（問 17，計 10 問）に分けられる。過去の事業会社への調査結果と比較できるように，①および②の質問の多くは，芹田 / 花枝（2007），花枝 / 芹田（2008）と共通の質問となっている 2。回答時間は 20 分程度を想定している。
質問内容は，標準的なコーポレート・ファイナンス理論から導き出された，事業会社の財務政策についての仮説や，機関投資家の行動および認識に関する仮説を検証できるようにデザインされている。質
問内容は，大きく以下の 2 つに分けられる。①ペイアウト政策の決定要因およびペイアウト政策に関する命題と，②株式分割・くくり直しのメリットおよびそれらに関する命題である。
決定要因および命題についての質問の選択肢は 5 つで，決定要因については，− 2（全く重要でない）
から 0（どちらとも言えない）をはさんで＋ 2（非常に重要）まで，命題については，− 2（全くそう思わない）から 0（どちらとも言えない）をはさんで＋ 2（強くそう思う）までの中から選択する形式となっている。それによって回答を数値化した分析が可能となる。この質問形式と回答形式は，Brav
et al.（2005）に大きく負っている。
回答者の属性については，年齢，経験年数，職位，学歴，アナリスト資格の有無，議決権行使経験の有無を尋ねている。また，所属機関の属性として，創業からの年数，資本属性，業種，運用資産額を尋
ねている。

2.2

サーベイ調査の実施方法

質問票の送付先は，国内の主要な機関投資家で，合計 484 団体である。内訳は，銀行（信託銀行を除く）
97 行，生命保険 43 社，損害保険 27 社，投資信託（投信）・投資顧問 142 社，信託銀行 14 行，公的年
金基金 9 社，企業年金基金 152 社である。企業年金基金を除き，2009 年 10 月下旬に質問票を一斉に郵送した。企業年金基金には，11 月 19 日のセミナーで直接配布した。回答期限は 11 月末に設定した 3。

2

使用した質問票（各質問の基礎集計結果を含む）については，中央大学総合政策学部・花枝研究室のサイト http://www.chuo-u.ac.jp/~hanaeda からダウンロード可能である。

3

Baker/ Wurgler (2004) は，投資家の配当に対する評価は時期によって異なり，企業はこの投資家の配当に対するニーズに応じて配当の方針を決定しているという配当ケータリング仮説を提示している。
本研究の調査がリーマンショック後の株価低迷時に行われたことが，機関投資家の配当等に対する評価を含めた調査結果に及ぼしうるバイアスについて留意すべきである。

5

経営財務研究第 31 巻第 1 号

回答者は株式運用部門の責任者（およびその代理人）である 4。
質問票の回収は，ごく一部を除いて回答期限内に完了した。回答総数は，114 件であった。しかし，なかに同一団体からの複数回答が含まれていたため，分析サンプルを 1 社当たり 1 件に絞ることによって，総数は 107 件となった 5。回答率は，107/484 ＝ 22.1% である 6。この回答率は，過去のわれわれの事業会社を対象にしたサーベイ調査の回収率を若干上回る。

３

企業の財務政策に対する機関投資家の認識

本節では，まず，回答者および所属機関の属性を検討した後で，ペイアウト政策，株式分割・くくり直しに関する機関投資家の認識をそれぞれ分析し，事業会社（過去に行った 2 つのサーベイ調査）との比較を行う。分析方法は，花枝 / 芹田（2008）と同様に，回答を得点化（− 2 〜＋ 2）して算出された平均得点を中心に分析を行う。算出された平均得点がゼロと有意な差があるか，また異なる 2 つのグループ間で平均得点に有意な差があるかを統計的に検定する。なお，本節では，主に機関投資家全体の傾向
について調べることにし，機関投資家間での意識，考え方の違いについては第 4 節で触れる。

3.1

回答者および所属機関の属性

回答者及び所属機関の属性は，図 1 にまとめられている。回答者の年齢は 40 代以上が 7 割以上で，経験年数（資産運用業務に従事している年数）は 10 年以上が半数以上である。職位をみると，役員・管理職の割合が 6 割以上で，職位の高い人々が多い。また，証券アナリスト資格は半数以上が保有し，議決権行使の経験がある回答者も 6 割に達している。総合的にみると，回答者には資産運用についての専門知識と経験があり，責任ある地位の方が多い。したがって，回答者は機関投資家の代表と十分に見なしうると考えることができる。

送付先は，国内資本・外国資本を問わず国内にあるほぼすべての機関投資家をカバーしている（企業年金基金を除く）。企業年金基金は，大小合わせると 1,000 社を超えるため，送付先を限定する必要があると考え，調査対象を企業年金連絡協議会の正会員のうち，11 月 19 日のセミナーに参加した基金（152 社）に限定した。
5 本研究では，1 社当たりの回答を 1 名に限定し，1 件と扱っている。それが機関投資家全体の結果を解釈するときのバイアスとなりうる。たとえば，公的年金は企業年金に比べて運用資産規模は遙かに大きく，市場における影響力も大きい。しかし，公的年金は本サンプル全体の 1.8%( 回答 2 件）しか占めていない。そのため，機関投資家の回答の全体的な傾向を議論するときには，業種間の回答の違いをチェックすることによって，どの業種にもほぼ共通な認識といえるかどうかをチェックしている。
6 回答企業が送付先全体に比べて違い（サンプリング・バイアス）があるかどうかをチェックする必要があるが，調査は匿名で行ったため，チェックできることは限定される。業種ごとの回答率について
は，生命保険，投信・投資顧問，公的年金で高めであるが，それ以外はほぼ等しくなっている。また，
運用資産規模をみると，500 億円以上のグループ（全体のうち 30％）では，銀行，生保，投信・投資顧問の 3 業種だけで 8 割以上を占める。

46

経営財務研究第 31 巻第 1 号

図１
パネルA

回答者及び所属機関の属性

回答者に関するもの
ア）年齢

20代

4.4%

43.0%

18.4%

部長・次長クラス

21.1%

10年未満

40代

役員クラス

22.8%

5年未満
21.9%

30代

ウ）現在の職位イ）資産運用業務に従事している年数

36.8%

20年未満

25.4%
23.7%

課長クラス
12.3%

係長・主任
11.4%

60歳以上
0.0%

無回答

17.5%

30年未満

19.3%

50代

30年以上

0.9%

無回答

0.9%

0.0% 10.0% 20.0% 30.0% 40.0% 50.0%0.0%エ）最終学歴

10.0%

専門職

20.0%

30.0%

3.5%

無回答

2.6%

0.0% 5.0% 10.0 15.0 20.0 25.0 30.0
%
%
%
%
%

40.0%

オ）証券アナリスト資格の有無

学部卒

14.0%

その他

カ）職務上株主総会での議決権行使に関わった経験の有無

81.6%

修士

7.0%

ＭＢＡ

7.0%

博士

0.9%

その他

1.8%

無回答

1.8%

あり
42.1%

なし

無回答

0.0% 20.0% 40.0% 60.0% 80.0% 100.0%

パネルＢ

57.9%

あり

無回答
20.0%

40.0%

60.0%

銀行（信託銀行を除く）
信託銀行

日系

82.3%

20.0%

40.0%

1.8%

60.0%

80.0%

公的年金基金

3.5%

37.7%

その他
無回答
40.0%

60.0%

80.0%

100.0%

1000億円以下

21.1%
8.8%
15.8%

5000億円以下

1.8%

1兆円以下

23.7%

企業年金基金
8.0%

13.2%

500億円以下

14.0%

投信、投資顧問

9.7%

20.0%

100億円未満

9.6%

生命保険
損害保険

0.0%

0.0%

ウ）現在の運用時価総額（投資勘定分）

イ）業種、所属業界

母体の属性）

無回答

80.0%

1.8%

回答者の所属機関に関するもの

ア）資本の属性（基金については運用資産拠出

外資系

37.7%

なし

0.0%

0.0%

60.5%

0.9%
7.0%

0.0% 10.0% 20.0% 30.0% 40.0%

8.8%

23.7%

1兆円超
無回答

8.8%

0.0% 5.0% 10.0% 15.0% 20.0% 25.0%

つぎに回答者の所属機関の属性を検討する。資本属性は，外資系企業が 1 割弱で，日系企業が大部分（8 割以上）である。業種は，投資顧問の割合が 1/3 で最大で，次いで企業年金，生保と続いている。
信託銀行と公的年金は，日本の株式市場における重要性は高いが，存在する運用機関および回答したサ
ンプルの数は少ない。運用資産額はばらつきが大きく，500 億円未満が 1/3 ある一方で，1 兆円以上が1/4 を占めている。

3.2⑴

ペイアウト政策に対する認識
ペイアウト政策の決定要因

はじめに，ペイアウト政策の決定要因に関する機関投資家の認識について検討する。表 1 の機関投
資家欄の通りである。問 1 は，「以下の要因は，投資家が望ましいと考えるペイアウト政策の決定に際してどの程度重要と考えるか」という質問で，現金配当と自社株買いそれぞれに対して複数の決定要因について尋ねている。
7

経営財務研究第 31 巻第 1 号

まず現金配当について見ると，重要と答えた割合が高いのは，(2) 当期純利益の長期的に維持可能な変化と (8) 外部資金調達コスト，の 2 つで，7 割以上の回答者が重要と考えている 7。逆に，重要と答えた割合が低いのは，(1) 当期純利益の一時的な変化，(5) 同業他社の配当政策，の 2 つであった。
表１配当
問1 配当の決定要因

配当／自社株買いの決定要因
機関投資家
平均得点

重要

⑴当期純利益の一時的な変化

0.12

38.8%

⑵当期純利益の長期的に維持可能な変化

1.24 **⑶当面使途の決まっていない余剰資金

事業会社

重要でない 平均得点

重要

29.1%

0.20 **

44.4%

31.9%

‑0.08

87.5%

3.8%

1.06 **

79.8%

4.8%

0.18 *

0.54 **

56.3%

14.6%

0.01

27.5%

25.4%

0.53 **⑷自社内での有利な投資機会の存在

0.81 **

67.6%

13.7%

0.14 **

31.7%

21.1%

0.67 **⑸同業他社の配当政策

‑0.06

32.4%

29.5%

‑0.18 **

28.4%

35.6%

0.13

⑹配当およびキャピタルゲインに対する税制

0.76 **

64.2%

6.6%

0.12 **

32.7%

21.0%

⑺既存株主の要求

0.44 **

46.7%

7.6%

0.64 **

59.2%

4.8%

0.64 **‑0.20 *

⑻外部資金調達コスト

0.77 **

70.8%

4.7%

0.10 **

26.9%

21.0%

⑼過去の配当政策との整合性を維持

0.25 *

46.2%

24.5%

0.77 **

69.3%

7.0%

⑽株主資本が過剰になるのを抑える

0.37 **

49.5%

21.9%

‑0.06

23.3%

25.7%

0.44 **⑾敵対的買収の対象企業になることの防止

0.26 *

45.3%

19.8%

0.39 **

46.5%

13.4%

‑0.13

機関投資家

自社株買い
問1 自社株買いの決定要因

平均得点

重要

⑴当期純利益の一時的な変化‑0.26 *

19.4%

⑵当期純利益の長期的に維持可能な変化

0.93 **⑶当面使途の決まっていない余剰資金

重要でない 平均得点差0.68 **‑0.52 **

事業会社

重要でない 平均得点

重要

36.9%

‑0.26 **

18.8%

重要でない 平均得点差
36.5%

0.00

72.1%

6.7%

0.27 **

39.1%

15.5%

0.66 **

1.02 **

75.0%

4.8%

0.23 **

38.7%

17.3%

0.79 **⑷自社内での有利な投資機会の存在

0.87 **

69.8%

14.2%

0.27 **

38.6%

15.8%

0.60 **⑸同業他社の自社株買い政策

‑0.10

28.6%

28.6%

‑0.34 **

15.8%

36.2%

0.23 *⑹配当およびキャピタルゲインに対する税制

0.58 **

56.6%

10.4%

‑0.02

22.2%

19.8%

0.60 **⑺既存株主の要求

0.37 **

43.4%

10.4%

0.26 **

36.8%

11.8%

0.11

⑻外部資金調達コスト

0.84 **

70.5%

4.8%

‑0.05

27.3%

24.3%

⑼過去の自社株買い政策との整合性を維持

0.02

31.1%

25.5%

0.31 **

41.3%

11.9%

0.88 **‑0.29 *

⑽株主資本が過剰になるのを抑える

0.76 **

67.0%

9.4%

0.10 *

30.6%

20.4%

0.67 **⑾敵対的買収の対象企業になることの防止

0.61 **

55.7%

9.4%

0.39 **

44.9%

12.8%

0.23 *（注）平均得点は，回答の得点（−2から＋２）を平均したもの（無回答は除く）。
重要は，「非常に重要である」と「かなり重要である」と回答した割合の合計（無回答は除く）。
重要でないは，「全く重要ではない」と「あまり重要でない」と回答した割合の合計（無回答は除く）。
平均得点，および平均得点差の*, **は，それぞれ，ｔ検定において有意水準5％，1％でゼロとは異なることを示す。
事業会社の結果については，花枝/芹田（2008）に基づく。

一方，自社株買いについては，(4) 自社内での有利な投資機会の存在と，(8) 外部資金調達コストについては，配当と同じく 70％近くが重要と答えている。しかし，配当と自社株買いで回答に大きな違いが見られるものもある。配当の方が高いのは，(1) 当期純利益の一時的な変化，(2) 当期純利益の長期的に維持可能な変化，の 2 つである。それに対して，自社株買いの方が高いのは，(3) 当面使途の決まっていない余剰資金，(10) 株主資本が過剰になるのを抑える，(11) 敵対的買収の対象企業になることの

7

8

ここで，重要と答えた割合は，「かなり重要である」と「非常に重要である」の割合の合計を指す。

経営財務研究第 31 巻第 1 号

防止，の 3 つである。
これらの違いから，機関投資家は，配当は長期的な利益をもとに決定されるべきと考えているのに対し，自社株買いの重要な決定要因は，余剰資金の調整，最適資本構成の実現，敵対的買収の予防にあると認識していることが窺える。
⑵

配当／自社株買いに共通の命題
表 2 の問 2 では，配当／自社株買いに共通な命題について，どのように考えるか（そう思う＝同意，

そう思わない＝不同意）を尋ねている 8。
最初に，現金配当の結果を見ると，7 つの命題すべてで平均得点がゼロと有意に異なる。そのうち，正で有意（＝同意）は，(1)，(2)，(4)，(6) の 4 つである。一方，負で有意（＝不同意）は (3)，(5)，(7)の 3 つである。以上のことから，一般的に機関投資家は，配当は投資決定後に決定すべきで，かならずしも安定配当にはこだわらないことがわかる 9。また，配当の将来利益に対するシグナリング効果を認め，さらに，配当の規律付けの役割も重要と考えている。一方，配当＝成熟企業とは考えていない。
内部留保のコストは必ずしも低くないと考えている，さらに，利益の一部は従業員のものなので，株主への配当は抑えるべきであるとは考えていないことがわかる。
つぎに，自社株買いについてみる（表 2 の下段）
。結果は現金配当と似ており，7 つの命題のうち平
均得点でみて，(1), (2), (4), (6) の 4 つが正で有意，(3), (5), (7) の 3 つが負で有意である。ただ，いくつかの命題で数値に差がある。特に，配当と自社株買いで平均得点に有意な差があるのは (4) で，自社株買いの方が平均得点が倍近く高い。このことは，配当よりも自社株買いをより柔軟に考え，投資のための自社株買い削減を容認していることを示唆している。
つぎに，機関投資家がどのような利益還元方法を選好しているかについて検討する（表 3 の機関投資家全体欄参照）。まず，現金配当の方を好むのか，あるいは配当しないで内部留保された資金が企業内で再投資され，将来の株価上昇という形で株主還元されるのを好むのか，どちらなのかを聞いた。
表 3 のパネルＡの問 7 については回答が分かれ，配当を選好するが 37.4％，キャピタルを選好するが35.5％，どちらでも良いが 26.2％となって，機関投資家全体では，特に現金配当あるいはキャピタル
ゲインに偏る選好は見いだせない。
また，表 3 パネルＢの問 8 については，配当を選好するのがほぼ半数（48.6%) と多数派であるが，自社株買いを選好するのも 30.8％いる 10。一方，パネルＣの問 9「総還元率は重要か？」については，
重要が約半数なのに対し，重要ではないが 18.7％しかない。したがって，配当か自社株買いかの選好は投資家によって異なるが，ペイアウト自体の重要性は認めているといってよい。

同意の割合は，「強くそう思う」と「そう思う」の割合の合計である。不同意は，「全くそう思わない」と「そう思わない」の割合の合計である。
9 ただし，第 4 節で詳しく述べるように，われわれのサーベイ調査でも，機関投資家の中で銀行や年金は，安定配当を選好している結果が得られている。
10 配当とキャピタルゲイン，また配当と自社株買いの間の選好は，投資家によって異なる可能性がある。
特に，銀行と生損保では，キャピタルゲインより配当を，また自社株買いより配当を好む傾向が見られる。その理由として，期間利益や契約者への配当確保重視といった理由が考えられる。問７，問８の機関投資家間での違いについては，第４節で仮説３に関連して詳しく分析する。
89

経営財務研究第 31 巻第 1 号

表２

配当／自社株買いの命題

配当

問2 配当の命題⑴投資計画が決定された後に配当を決定すべきである⑵増配は，投資家に対して，将来の利益増大という経営者の持っている内部情報の伝達効果をもつ⑶増配は，投資家に対して，当該企業の投資機会が少ないと見られてしまう可能性がある⑷必要な投資プロジェクトを行うために資金が必要なら減配をしてもよい⑸内部留保資金は最もコストが安い資金源泉なので，配当をできるだけ抑え，内部留保すべきである⑹配当は，企業が効率的な意思決定を行うための規律付けとして重要である⑺利益のうち一部は従業員のものなので，株主への配当は抑え，内部留保を厚めにすべきである

自社株買い

問2 自社株買いの命題⑴投資計画が決定された後に自社株買いを決定すべきである⑵自社株買いは，投資家に対して，将来の利益増大という経営者の持っている内部情報の伝達効果をもつ⑶自社株買いは，投資家に対して，当該企業の投資機会が少ないと見られてしまう可能性がある⑷必要な投資プロジェクトを行うために資金が必要なら自社株買いを減額してもよい⑸内部留保資金は最もコストが安い資金源泉なので，自社株買いをできるだけ抑え，内部留保すべきである⑹自社株買いは，企業が効率的な意思決定を行うための規律付けとして重要である⑺利益のうち一部は従業員のものなので，自社株買いは抑え，内部留保を厚めにすべきである

機関投資家

事業会社

平均得点 同意 不同意 平均得点 同意 不同意 平均得点差0.82 **

68.9%

9.4%

0.24 **

41.7% 21.5%

0.58 **

0.50 **

60.4% 17.9%

0.51 **

57.6% 11.9%‑0.01‑0.49 **

15.0% 50.5% ‑0.41 **

12.1% 45.5%‑0.08

0.44 **

51.4% 22.4% ‑0.27 **

24.2% 46.1%

0.71 **‑0.73 **

8.6% 59.0% ‑0.50 **12.2% 51.4%‑0.23 *

0.63 **

62.5%‑0.58 **

10.6% 53.8% ‑0.49 **

6.7%

−

機関投資家

−

8.2% 47.4%

‑0.09

事業会社

平均得点 同意 不同意 平均得点 同意 不同意 平均得点差
1.01 **

75.5%

7.5%

0.47 **

50.5% 12.9%

0.54 **

0.48 **

59.4% 18.9%

0.31 **

43.7% 14.7%

0.17‑0.36 **

17.8% 43.9% ‑0.17 **

20.5% 34.2%‑0.19

0.84 **

67.3% 15.9%

0.21 **

40.2% 23.9%

0.63 **‑0.64 **

9.4% 53.8% ‑0.42 **

12.1% 44.1%‑0.22 *

0.58 **

58.7%‑0.60 **

10.4% 51.9% ‑0.46 **

7.7%

−

（注）平均得点と*, **の意味は表 1と同じ。
同意は，「強くそう思う」と「そう思う」と回答した割合の合計（無回答は除く）。
不同意は，「全くそう思わない」と「そう思わない」と回答した割合の合計（無回答は除く）。
事業会社の結果については，花枝/芹田（2008）に基づく。

10

−

−

−

7.5% 43.4%‑0.14

経営財務研究第 31 巻第 1 号

表３
パネルA

現金配当
キャピタルゲイン
どちらでも良い無回答
パネルB

配当／キャピタルゲインの選好、配当／自社株買いの選好、総還元率の重要性

問７ 現金配当とキャピタルゲインのどちらが望ましいか

問８

現金配当
自社株買い
どちらでも良い
無回答

機関投資家全体
37.4%
35.5%
26.2%
0.9%

銀行
83.3%
8.3%
8.3%
0.0%

信託・投信・投資顧問
27.5%
40.0%
32.5%
0.0%

年金
24.1%
44.8%
27.6%
3.5%

信託・投信・投資顧問
37.5%
35.0%
27.5%
0.0%

年金
41.4%
41.4%
13.8%
3.4%

現金配当と自社株買いのどちらが望ましいか
機関投資家全体
48.6%
30.8%
19.6%
0.9%

銀行
83.3%
8.3%
8.3%
0.0%
パネルC

⑶

生・損保
55.0%
20.0%
25.0%
0.0%

生・損保
65.0%
15.0%
20.0%
0.0%
問９

総還元率は重要か

重要である
重要でない
どちらとも言えない
無回答
平均得点

機関投資家全体
48.6%
18.7%
31.8%
0.9%
0.34

配当／自社株買い単独の質問
表 1 と表 2 は，配当と自社株買いに共通の質問であった。つぎに，配当と自社株買い，それぞれ単独の質問について検討する。まず，配当政策に関する 4 つの質問について見てみる（表 4 の機関投資家全体欄参照）。表 4 パネルＡの問 3「配当政策を評価するとき，注目する配当関連指標を 1 つだけ選ぶとすればなにか」という質問に対しては，配当性向が半数近く（45.8%) で 1 位，続いて配当利回りの 18.7％と続いており，半数近くの機関投資家が配当性向に注目している。
表４
パネルA

配当関連の質問

問３

注目する配当関連の指標

１株当たり配当額
配当性向
１株当たり配当成長率
配当利回り
株主資本配当率
注目する指標はない
その他
無回答

機関投資家全体
8.4%
45.8%
10.3%
18.7%
12.1%
0.9%
1.9%
1.9%

パネルB
機関投資家全体
銀行
生・損保 信託・投信・投資顧問
年金
事業会社
平均得点 同意 不同意 平均得点 平均得点
平均得点
平均得点 平均得点
問４a
問４b
問６

１株当たり配当額の安定化は重要１株当たり配当額を低下させないことは重要
配当の重要性は以前より低下した

0.19

46.7%

31.8%

0.83 **

‑0.15

‑0.10

0.55 **−

0.40 **

55.1%

21.5%

0.58 *

0.45 **

0.23

0.62 **

0.99 **‑0.81 **

8.5%

70.8%

‑1.08 **

‑0.75 **

‑0.65 **

‑0.90 **

‑1.10 **

（注）平均得点の*, **，および「同意」
・「不同意」の意味は，表 2の注と同じ。

11

経営財務研究第 31 巻第 1 号

安定配当の重要度について尋ねた問 4a では，重要が 46.7% であるが，重要でないも 31.8％あり，
平均得点は 0.19 で有意に 0 と異ならない。このように機関投資家全体では明確な傾向は見られないが，配当性向を重視しているか否かにより回答が異なる可能性がある。このため，問 3 で注目する配当関連指標として配当性向を選んだ機関投資家と，それ以外を選んだ機関投資家の２つのグループに分け，問4a の平均得点を調べてみた。結果は表には示してないが，配当性向重視グループでは，問 4a の平均得点が 0.12 なのに対し，それ以外のグループでは 0.24 であった。統計的に有意ではないが，配当性向を重視していない機関投資家の方が，安定配当への選好が強いことが窺える。
他方，配当額を低下させないことの重要性を尋ねた問 4b では，重要が 55.1% と半数を超え，平均得点が 0.40 で有意に 0 と異なっており，1 株当たり配当額を低下させないことの重要性は高い。この結果は一見すると，問 3 で配当性向を重視する機関投資家が多かったことと矛盾するように見えるが，配当性向に関しては，1) ターゲットとしている配当性向を基に配当を決定する，2) 目標配当性向を踏
まえつつも安定的な配当水準に配慮して配当を決定する，という双方の可能性がある。減配に対する強い抵抗感を踏まえると，わが国においては，2) の観点から配当性向を重視している機関投資家が多いものと推察される。また，自社株買い解禁後の配当の重要度の変化を尋ねた問 6 では，重要性の低下に同意はわずか 8.5％なのに対し，不同意が 70.8% を占め，強い不同意を示している。
以上の結果をまとめると，機関投資家全体で見ると，配当性向を重視し，減配は嫌い，配当の重要度は低下していないと考えているという結果となった。ただ，1 株当たり配当額の安定に関しては，重視する機関投資家と重視しない投資家に分かれた 11。
つぎに，自社株買いに関する 4 つの命題（問 5）について検討する（表 5 の機関投資家欄参照）。(1)
最適な資本構成の実現，(2) シグナリング効果，及び，(4) 自社株買いの柔軟性の 3 つの命題は，いずれも強く同意を示しており，自社株買いの役割に関するファイナンス理論と整合的な認識である。一方，(3) 需給改善による株価上昇についても同意が 70.8％と多く，需給面での株価への影響の中立性を主張
する標準的なファイナンス理論とは不整合的な結果となっている。
表５

自社株買いの命題
機関投資家

事業会社

平均得点 同意 不同意 平均得点 同意 不同意 平均得点差
問5 自社株買いの命題⑴自社株買いを行うのは，株主資本を減らし最適な資本0.60 ** 63.2% 16.0% 0.31 ** 46.2% 17.5%
0.29 **
構成を実現するためである⑵自社株買いには，投資家に対して自社の現在の株価が割安であるとの情報を伝える効果がある⑶自社株買いには，需給関係を改善させて株価を上昇させる効果がある⑷自社株買いは，時期や金額の面で配当に比べて柔軟性がある

0.70 **

67.0% 13.2%

0.39 **

48.5% 12.5%

0.31 **

0.78 **

70.8%

4.7%

0.61 **

62.9%

7.2%

0.18 *

0.79 **

68.9%

5.7%

0.39 **

46.4% 11.2%

0.40 **（注）平均得点は，回答の得点（−2から＋２）を平均したもの（無回答は除く）。
同意は，「強くそう思う」と「そう思う」と回答した割合の合計（無回答は除く）。
不同意は，「全くそう思わない」と「そう思わない」と回答した割合の合計（無回答は除く）。
平均得点，および平均得点差の*, **は，それぞれ，ｔ検定において有意水準5％，1％でゼロとは異なることを示す。
事業会社の結果については，花枝/芹田（2008）に基づく。

11

12

機関投資家間での問 4a（１株当たり配当額の安定化）と問 4b（１株当たり配当額の低下）の回答の違いについては，第４節で仮説４との関連でより詳しく分析する。

経営財務研究第 31 巻第 1 号

以上をまとめると，配当と自社株買いの回答の比較においては，機関投資家は自社株買いを配当よりも柔軟性のあるペイアウト手段と認識していることがわかる。また，配当の重要性の認識については，
機関投資家は現時点（2009 年）において，依然として配当の重要性は低下していないと考えている。
⑷

株式分割・くくり直しの認識
つぎに，株式分割・くくり直しの認識についての回答結果について検討する（表 6 の機関投資家欄参照）。はじめに，株式分割の効果・メリットを尋ねる質問（問 10）で強い同意を得たのは，(1)，(2)，(3)の 3 つである。逆に，やや強い不同意となった質問は (7) である。以上のことから，機関投資家が考える株式分割のメリットとは，個人株主数を増やし，流動性を向上させることといえる。一方，株式分割による株価上昇や望ましい株価範囲への誘導，内部情報のシグナリングに対しては，否定的な考えが多かった。
表６

株式分割／くくり直し
機関投資家

問10

株式分割の効果

事業会社

平均得点

同意

不同意

⑴個人投資家を中心に株主数を増加させる

1.00 **

85.0%

5.6%

69.0%

⑵個人投資家による少額での取引を容易にする

1.16 **

94.4%

2.8%

73.6%

7.5%

⑶株式売買高を増やす有効な手段である

0.41 **

53.3%

15.9%

43.6%

11.4%

⑷株式時価総額を増やす可能性を持っている

‑0.09

26.2%

29.0%

26.1%

16.0%

⑸株価低下により，望ましい株価範囲にする

‑0.07

28.0%

29.0%

−

−

⑹実質増配のための有効な手段となりうる

0.02

33.6%

28.0%

44.9%

12.2%

⑺経営者による将来業績への確信シグナルの発信となる‑0.33 **

19.6%

38.3%

−

−

株式分割の命題

平均得点

同意

不同意

同意

不同意
80.3%

機関投資家

同意

不同意
7.8%

事業会社

問11

株式分割で株価をある範囲に収めるべき0.25 **

41.1%

17.8%

18.1%

問12

日本でも最低売買単位を統一すべき

0.36 **

52.4%

27.6%

−

−

問13

株式分割とくくり直しは効果として同じ

−

14.3%

75.2%

12.5%

75.8%

問14

くくり直しの効果

機関投資家

事業会社

平均得点

同意

不同意

1位

2位

⑴株主数が増加する

0.70 **

65.7%

7.6%

33.6%

27.2%

⑵株式の流動性が高まる

0.77 **

74.3%

9.5%

30.7%

35.6%

⑶株式の最小売買金額が望ましい範囲に収まる

0.60 **

61.9%

7.6%

21.6%

13.1%

⑷売買単位変更によって株価に好影響を与える

‑0.15

17.1%

29.5%

2.8%

4.5%

⑸株式分割とほぼ同様な効果が，株価を下げずに得られる

‑0.02

23.8%

22.9%

2.6%

5.0%

絶対株価についての認識

平均得点

同意

不同意

同意

問16

‑0.22 *

34.6%

47.1%

62.5%

機関投資家
高株価ほど優良企業であるとみなされる

事業会社
不同意
9.4%

（注）表５と同じ。ただし，事業会社の「同意」，「不同意」の割合は，芹田/花枝（2007）の算定方法に基づき，無回答を含む割合。
問13の「同意」は「そう思う」，「不同意」は「株式分割の方が望ましい」，「株式売買単位変更の方が望ましい」，「どちらとも言えない」の割合の合計。
事業会社の結果については，芹田/花枝（2007）に基づく。

一方，売買単位変更（くくり直し）のメリットを尋ねた質問（問 14）については，(1)，(2)，(3) に同意する回答が多く，株式分割のメリットと同じ結果が得られた。なお，売買単位変更（くくり直し）
13

経営財務研究第 31 巻第 1 号に関連した質問として，問 12「日本でも最低売買単位を統一すべき」については，同意が 52.4％，不同意が 27.6％で，機関投資家は最低売買単位統一には過半数が賛成している。

3.3

事業会社との比較

つぎに，今回の機関投資家に対するサーベイ調査結果と，過去にわれわれが事業会社（全上場企業）に対して行った２つのサーベイ調査（芹田 / 花枝（2007），花枝 / 芹田（2008））とを比較する。回答数
は事業会社の調査の方が圧倒的に多いが，回答率は機関投資家の調査の方が若干高い。ペイアウト政策の結果は，表１，表２，表５の通りである（表の右端には，機関投資家と事業会社との平均得点差と，その有意性が示されている）。株式分割とくくり直しの比較は表６に載っている。なお，事業会社へ行った 2 つのサーベイ調査の実施時期は，それぞれ 2003 年 2 月と 2006 年 5 月で，今回のサーベイ調査の時期（2009 年 11 月）とかなり時間的な開きがあり，そのことが回答の違いを生じさせた可能性に留意する必要がある。
⑴

ペイアウト政策についての認識の比較
まず，問１の配当／自社株買いの決定要因についてみてみよう（表 1 参照）。機関投資家と事業会社とで類似の回答となった質問と異なる回答となった質問は，配当と自社株買いで共通するものが多い。
類似の回答は，(1)，(2)（配当のみ），(5)，(7)，(11) の５つである。大きく異なる回答は，(2)（自社株買いのみ），(3)，(4)，(6)，(8)，(9)，(10) の６つで，これらはいずれも，事業会社が機関投資家よりも重視の程度が低くなっている。
つぎに，問 2 の配当／自社株買いの命題については，類似の回答は (2)，(3)，(5)，(7) の 4 つである（表2 参照）。ペイアウト政策のシグナリング効果に関する質問（(2) と (3)）において，シグナルの出し手である事業会社と受け手である機関投資家の認識にズレがないことが確認できたことは，興味深い結果である。大きく異なる回答は (1) と (4) である。ともに，事業会社の平均得点の方が低く，特に，事業会社の配当の (4) の平均得点はマイナスである。
問 1 と問 2 以外で大きく回答が異なった質問に，減配に関する質問がある。表４のパネルＢの問 4bの質問に対して，機関投資家全体の平均得点は 0.40（重要が 55.1%，重要でないが 21.5％）であった。
しかし，事業会社では，平均得点が 0.99（重要が 84.3％，重要でないが 4.5％）と高く，事業会社の方が機関投資家に比べて減配回避の意識が強い。
つぎに，自社株買いについての考え方の違いについてみておこう。表 5 の (1)，(2)，(4) は，標準的なコーポレートファイナンス理論で主張される自社株買いの役割についての命題である。3 つの項目す
べてで，機関投資家に比べて事業会社の平均得点が低い。花枝 / 芹田（2008）において，事業会社では自社株買いに対する正しい認識がまだ十分でないと指摘したが，今回の機関投資家へのサーベイ調査結果との比較は，その解釈を支持する結果と言える。
以上の結果をまとめると，機関投資家と異なる点として，事業会社は配当については投資と配当を同時に考える傾向を持ち，減配回避の傾向がより強く，自社株買いについては，その特性である柔軟性を含めた自社株買いの役割の認識が弱いといえよう。それに対し，機関投資家は，余剰資金と投資機会の多寡でペイアウトを決めるべきで，投資計画が決まった後にペイアウトを決めるべきであると考えている。また，外部資金調達コストとの兼ね合いでペイアウトを決めるべきであるという意識がより強い。
ただし，表 4 のパネルＢの問 6 から，事業会社と機関投資家とも，現在でも配当が重要であるとの認
14

経営財務研究第 31 巻第 1 号

識は共通であることがわかる。近年多くの企業で配当の重要性が急速に低下している米国企業とは大きく異なる結果である。
⑵

株式分割・くくり直しの認識についての比較
続いて，株式分割・くくり直しの認識について，事業会社と機関投資家の比較を行う（表 6 参照）12 。

問 10 の株式分割の役割については，両者とも全体的にほぼ同じ回答である。(1)，(2) は，「同意」の割合が他の質問を大きく上回っており，特に機関投資家でより割合が高い。また，株式分割の流動性向上効果を問う (3) は，両者とも「同意」の割合が約半数どまりである。一方，(4) は両者とも「同意」の割合が低い。以上のことから，株式分割の最も大きな役割は，個人投資家など小規模な投資家の参加を促す機能であることが共通認識であるといえる。
株式分割のもう一つの重要な役割として株価を望ましい範囲に収める点があり，多くの米国企業では
このことの重要性が認識されている（Baker/Gallagher（1980））。そこで，問 11「日本企業も株式分割によって株価をある範囲に収めるべき」への回答を見ると，「そう思う」の割合が事業会社で 18.1％
であるが，機関投資家では 41.1％と事業会社より高い。日本においては，株価をある範囲に収めるべきとの意識は，事業会社では低いが，機関投資家ではかなりの割合で存在することが判明した。
株式分割とくくり直しは，最低売買金額を引き下げるという点では同じ機能を果たすが，大きな違い
は，（大幅な分割比率の）株式分割が株価を大きく低下させるのに対し，くくり直しは株価に対しては中立的である点にある。そこで，問 13 の株式分割とくくり直しは効果として同じ場合が多いかという質問を比較すると，「そう思う」の割合が事業会社・機関投資家とも低く，2 つの間には異なる役割や機能があると考えている点で共通している。
芹田 / 花枝（2007）は，事業会社へのサーベイ調査から，日本の事業会社は高株価ほど優良企業と見なされるとの認識に基づいて，高株価を維持しようとの認識があることを示した。そこで，問 16「時価総額が同じであれば，高株価ほど優良企業であるとみなされる」について比較すると，事業会社では「そう思わない」が 9.4％と少なく，「そう思う」が 62.5％なのに対し，機関投資家では「そう思う」が34.6％で，回答した機関投資家の 3 分の 1 が，高株価ほど優良企業と考えている。絶対株価水準を重視する傾向は，事業会社ほどではないが機関投資家の一部にもみられる認識であることが明らかになった。
問 14 の売買単位変更（くくり直し）のメリットについては，両者とも，(1)，(2)，(3) を支持する割合が非常に高く，それ以外の２つの項目の重要性が低いことでは機関投資家，事業会社とも共通している。

４

機関投資家とペイアウト政策に関する仮説の検証

4.1

仮説

本節では，機関投資家とペイアウト政策に関する検証可能な 4 つの仮説を提示し，サーベイデータ
をもとにその検証を行う 13。有名なモジリアーニ ･ ミラー理論のもとでは，ペイアウト政策は企業価値に何ら影響を与えないという，ペイアウト政策に関する無関連命題が成立する。そのため，株主や機関

1213

ただし，質問形式が少し異なっている部分があるため，平均得点ではなく，「同意」，「不同意」の割合を示して比較するものが多くなっている。
仮説の提示に関しては，畠田敬氏から有益なコメントを頂いた。

15

経営財務研究第 31 巻第 1 号

投資家を含めた投資家は，企業のペイアウト政策に関心を持たない。ただし，無関連命題が成り立つには，つぎの 3 つの前提条件が必要である。(1) 経営者と株主（投資家）の間で利害対立が存在しない。(2)
経営者と株主（投資家）の間で情報の非対称性が存在しない。(3) 株式の売買に関して，取引コスト・税が存在しない。しかし，これらの前提条件のいずれかが崩れる，あるいは，投資家がそのような認識を持っているならば，投資家はペイアウト政策に関心をもつことになる。この可能性の検証を以下に述
べる４つの仮説をもとに行おうとするのが本節の目的である。
まず，(1) 経営者と株主（投資家）の間で利害対立が存在しない，という前提条件が成り立たないときには，経営者と株主（投資家）の間でエージェンシー問題が発生し，その解決が問題となる。この点に関して個人投資家に比べて機関投資家は，株式持ち分が大きく，零細で分散化された個人株主に比べてフリーライダー問題に晒される危険性が小さいので，株主総会での議決権行使などを通じ，経営者をチェック・コントロールしようとするインセンティブが働く。特に，ペイアウト政策との関連では，
Jensen（1986）が指摘したフリーキャッシュフロー問題を解消するために，余剰資金をはきださせる
インセンティブが強い。
特に，機関投資家の資産規模が大きくなるほどモニタリングを行うインセンティ
ブが強くなる。その理由として 3 つが考えられる。第 1 に，大株主なのでフリーライダー問題がない。
第 2 に，運用規模が大きいとウォール・ストリート・ルールに従うことが難しくなる 14。第 3 に，資産規模の大きいグループには，銀行，生損保が含まれるが，これらの投資家は，企業との間での様々な取引関係（株式持合い，貸し付け）を通じて企業に関する情報を入手可能であり，モニタリングコストが低く，モニタリングを行うインセンティブが強い。
以上より，つぎの仮説 1 が導かれる。なお，カッコ内は仮説の検証に対応するわれわれのサーベイ調
査の質問番号を表す（仮説 2 以下も同様）。
仮説１

機関投資家は，エージェンシー問題を低下させるためにモニタリングを行うインセンティブがある。特に，余剰資金をはきださせるインセンティブが強い。資産規模が大きいほどこの
インセンティブが強くなる。（問２(6)，問１(3)，(4)，(10)）

2 番目の仮説は，情報の非対称性に関連する仮説である。経営者と投資家の間で情報の非対称性が存在する場合，ペイアウトがシグナルの役割を果たす可能性が出てくるが，何をシグナルしていると考えるかの違いで 2 つの仮説が導かれる。仮説 2a は，Miller/Rock（1985），Vermaelen（1981）などが提唱した伝統的なシグナリング仮説で，ペイアウト政策が企業の将来の収益性のシグナルとなっていると考え，機関投資家はペイアウト政策の将来の収益性に関するシグナリング効果を評価しているという仮説である。
それに対して，仮説 2b は，Grullon/Michaely（2004），DeAngelo et al.（2006）などの成熟仮説あるいはライフサイクル仮説にもとづいており，機関投資家は，ペイアウトの実施は企業のライフサイク
ルにおいて，投資機会の少ない成熟企業であるという情報を伝える効果があると考えるという仮説であ
る。

14

16

ウォール・ストリート・ルールとは，投資先企業の経営が不満であれば，その企業の株式を売却することで対応するという考え方。

経営財務研究第 31 巻第 1 号

さらに，情報の非対称性のあり方の違いによって，さらにもうひとつの仮説を考えることができる。
仮説 2a と仮説 2b では，企業と外部投資家の間で情報の非対称性が存在することを想定しているが，外部投資家の中を情報優位な投資家と情報劣位な投資家に分けていない。Barclay/Smith（1988）やBrennan/Thakor（1990）が示したマーケットタイミング仮説では，情報優位な立場にいる企業及び機関投資家と，情報劣位な個人投資家の間の利害対立を前提としている。機関投資家は個人投資家に比べ情報優位にあり，自社株買いに応じることによって過小価格で株式を売却してしまう逆選択問題に晒される危険性が少ない。そのため，自社株買いを嫌うということはない。以上より，マーケットタイミン
グ仮説のもとで，機関投資家は配当と自社株買いを同程度に選好する，という仮説 2c を提示すること
ができる。
仮説 2a

機関投資家は，ペイアウト政策の将来の収益性に関するシグナリング効果を評価している。
（問 2 (2)，問 5 (2)）

仮説 2b

機関投資家は，ペイアウトの実施は企業のライフサイクルにおいて，投資機会の少ない成熟企業であるというシグナルを伝える効果があると考えている。
（問 2 (3)）

仮説 2cマーケットタイミング仮説のもとで，機関投資家は配当と自社株買いを同程度に選好し，自社株買いを嫌うことはない。
（問 8）

つぎに，モジリアーニ ･ ミラー理論の第 3 番目の前提，(3) 株式の売買に関して，取引コスト・税が存在しない，という前提が成り立たないことに関連する仮説として，以下の仮説 3 と仮説 4 を提示した
い。なお，仮説 1 及び仮説 2 が機関投資家全般に対する仮説であるのに対し，仮説 3 と仮説 4 は，機関投資家の中での業種によるタイプの違いについての仮説である。
仮説３は主に税制に関連した仮説である（Allen et al.（2000），Desai/Jin（2011））。ところで，配当とキャピタルゲインに適用される個々の投資家（顧客）の税率の大小関係によって配当を望む投資家，
キャピタルゲインを望む投資家，両者に無差別な投資家が存在しうる。これは，税制によってもたらされる顧客効果と呼ばれる。日本の株式市場においては，銀行，信託銀行，生保・損保が受け取る配当とキャピタルゲインに，事業法人として法人税がかかる。配当については，株式持分が 25％未満なら配
当の 50％が法人税の課税対象になる。株式持分が 25％以上なら 100％非課税である。それに対し，キャ
ピタルゲインは 100％が法人税の課税対象となる。一方，投信，投資顧問，企業年金では，委託者が税金を支払うため，受託者段階では非課税である。
もしも，税制上，配当が有利な機関投資家が，配当落ち前に低配当株式を売却し，代わりに高配当株式を購入し，配当落ち後には逆に，低配当株式を買い戻し，高配当株式を売却するといった動学的調整が可能なら，税制上のメリットを享受できるので，通常の保有は低配当株式でも構わない。このような状況では，税制による顧客効果はみられない。しかし，銀行，生命保険および損害保険では，株式の政策保有等のため自由に保有株式を売却できず，また動学的調整には取引費用がかかるので，税制上，保有株式に高配当を要求する。このように，一種の取引費用と税制の影響が組み合わさることによって，自社株買いよりも配当を選好する機関投資家が生まれる。
以上のことから，税制上は，銀行，生命保険および損害保険は，自社株買いよりも配当を選好するという仮説 3 が導かれる。税制以外でも，銀行や生・損保では，期間利益の確保や契約者への配当といった制度上の理由から，現金配当を重視するものと考えられる。

17

経営財務研究第 31 巻第 1 号

仮説 3

銀行，
生命保険および損害保険は，税制上，自社株買いよりも配当を選好する。それに対して，投信・投資顧問，年金は，税制上，配当と自社株買いの選好に関して無差別である。
（問 1(6)，
問 7，問 8）

最後に，モジリアーニ ･ ミラー理論の第 3 番目の前提 (3) に関連して，機関投資家への規制が広い意
味での取引コストに及ぼす影響がある。周知のように，受託者である投信・投資顧問・年金などの機関
投資家には，さまざまな規制が存在する。機関投資家は受託者責任を負い，プルーデントマン・ルールに従う必要がある。そのため，株式の銘柄選択に当たっては配当の安定した株式，利益の安定した株式などのいわゆる優良株への選好を持つと考えられる。それが，以下に示す第 4 の仮説である。
仮説 4

投信・投資顧問・信託銀行や年金は，受託者責任を負い，プルーデントマン・ルールあるいは善管注意義務に従う必要がある。それゆえ，安定配当や安定的な利益をあげている企業に投資する選好がある。
（問 4）

4.2

仮説の検証

つぎに，上記の仮説の検証を機関投資家へのサーベイ調査の回答結果から行う。もとより，サンプル数が 107 社と少なく，かつ，いくつかの限られた質問項目だけをもとに，それぞれの仮説の妥当性を最終的に判断するのは危険であるが，機関投資家の意識の面から見た仮説の妥当性という点で貴重な分析結果だとわれわれは考える。まず機関投資家全体に関する仮説 1 と仮説 2 を検証する。既に第 3 節で機関投資家全体についての回答結果を紹介したが，それぞれの仮説の検証のために，その回答結果の一部を重複を覚悟で用いることにする。
仮説 1 については，
表 2 の問 2 (6) にまず注目する。配当と自社株買いの平均得点はそれぞれ 0.63，0.58と正で有意である。機関投資家は，規律付けとしてのペイアウト政策の重要性を認識していることがわかる。また，表 1 の問 1 (3)，(4)，(10) の 3 つの質問について，配当，自社株買いの平均得点はそれぞれ正で有意となっている。特に，問 1 (3) と問 1（10）において，自社株買いの平均得点が高い。これはフリーキャッシュフローの非効率的な利用を防ぐ意味での自社株買いの重要性を，機関投資家が認識していると考えることができる。これらは，仮説 1 と整合的な結果といえる。
さらに，仮説１に含まれる，資産規模の影響について検討する。表には示していないが，回答者の所
属機関の属性から運用資産規模で 500 億円未満（資産小），500 億円から 5,000 億円まで（資産中），5,000億円超（資産大）の 3 つのグループに分けて回答結果を比較すると，問 1(3)，(4)，(10)，問 2 (6) のい
ずれでも，5,000 億円超の機関の平均得点の方が高かった。この結果からは，規模が大きいほどモニタ
リングのインセンティブが強くなることが示唆される。ただし，後述するように，4.3 節の多変量分析
では業態の違いなどをコントロールすると，資産規模はいずれの設問においても統計的に有意な結果が得られておらず，資産規模に関するここでの結果は業態による影響を示している可能性もある。この点については 4.3 節で詳述する。
つぎに，仮説 2 の情報の非対称性に関する 3 つの小仮説について検討する。仮説 2a については，表2 の問 2(2) の命題に対して，配当，自社株買いの平均得点はそれぞれ 0.50，0.48 と共に正で有意となっている。これは，機関投資家がペイアウトを将来の収益性に対するシグナリングとして評価していることを示す結果である。また，表 5 の問 5 (2) については，平均得点が 0.70 と正で有意であり，これも機18

経営財務研究第 31 巻第 1 号

関投資家がシグナリングを評価する結果である。したがって，仮説 2a は支持される結果ということができる。
仮説 2b については，表 2 の問 2（3）の命題に対して，配当，自社株買いの平均得点はそれぞれ-0.49，-0.36 と共に負で有意である。これは機関投資家がペイアウトの実施を成熟企業のシグナリングと考えていない，すなわち仮説 2 b を支持しない結果といえる 15。
仮説 2c については，問 8 に対して約半数が現金配当を好むと回答しているが，自社株買いを好む割
合も 30.8％と高い割合を占めている。すなわち，自社株買いを好む機関投資家もある程度存在し，自社株買いを嫌うことはないという意味で，仮説 2c と整合的な結果である。
つぎに，所属機関別の回答の違いを見る仮説 3 と仮説 4 について検討する。所属機関は銀行，生損保，
信託銀行・投信・投資顧問，年金の 4 グループに分類した 16。仮説 3 については，表としては示していないが，配当・自社株買いとも問 1 (6) で，銀行と生損保よりもむしろ投資顧問と年金の平均得点が高く，ペイアウト政策の決定における税制の重要性を認識している。
ただし，これは必ずしも自身の機関にとっての重要性を表すものではないかもしれない。それに対して，問 7 については，表 3 パネルＡに示されているように，銀行と生損保で，現金配当についての強い選好が見られる。特に，銀行は 83.3％が現金配当を選好している。表 3 パネルＢの問 8 についても，問 7 同様に銀行と生損保で現金配当への強い選好を示している。われわれは，税制上の配当の顧客効果を直接聞いていないが，仮説 3 と整合的な結果となった。
仮説 4 については，表 4 パネルＢの問 4a の配当額の安定化については，投信・投資顧問等と年金は平均得点がそれぞれ− 0.10，0.55 で，年金は重要視しているが，投資顧問等はそれほど重要と考えていない。表 4 パネル B の問 4b の配当額の低下については，投信・投資顧問等と年金はそれぞれ 0.23，0.62
で，やはり投資顧問は減配回避をそれほど重要と考えていない。仮説 4 は，年金については支持される。
それは，年金では定期的な受給者への支払いのニーズが生じることによるとも考えられる。しかし，信託・投信・投資顧問については，仮説４は支持されなかった。

4.3⑴

順序プロビット分析による検証
仮説検証の頑健性

本節では，これまでの分析結果の頑健性を確認するために，多変量解析による検証を行う。従属変数が− 2 から 0 をはさんで＋ 2 までの序列を示す離散値なので，推計には通常の線形回帰モデルではな
く，順序プロビットモデルを用いる。また，問 8 のように，配当と自社株買いへの選好を尋ねている
設問では，順序プロビットによる分析に合わせるために，自社株買いを好む＝ 2，無差別＝ 1，現金配当を好む＝０，に得点を置き換えた上で推計している。
具体的には，各設問への回答を従属変数とし，説明変数には，年齢，経験年数，管理職ダミー，アナ
リスト資格ダミー，議決権行使ダミー，資産規模，外資系ダミー，銀行ダミー，信託，投信・投資顧問

15
16

石川（2010）も，将来の収益性に対する配当のシグナリング仮説は成立するが，配当のライフサイク
ル仮説は成り立たないことを，日本企業の財務データを用いて検証している。
信託銀行，損害保険，公的年金は，回答サンプルが少ない。そのため，信託銀行は運用受託機関として類似の投信・投資顧問に，損害保険は税制上で類似して自己運用を行う点から生命保険と，公的年
金は同じ年金である企業年金と統合してクロス集計を行った。

19

経営財務研究第 31 巻第 1 号

ダミー，保険ダミーを用いた 17。分析結果は表 7 に掲載している。合計で 19 本の推定結果が各列に示されている。表の上段は各仮説との対応関係を表している（対応する場合に 1）。
全般的な傾向として注目されるのは，回答者の属性，所属機関の属性ともに統計的に有意になっている変数が極めて少ないことである。こうした傾向は，主に仮説 1，2 に関し，これまでに得られた結果が特定のグループの回答者の影響によってもたらされているのではなく，回答者全体が同様の回答を行うことによってもたらされていることを示唆している。本研究の分析対象はサンプル数が比較的少な
く，業態の偏りもあることから，サンプリング・バイアスの影響が懸念されるが，表 7 の分析結果はサンプリング・バイアスの影響が比較的軽微であることを示唆している。
つぎに，個別の結果を詳細に見ていこう。左端の 1 列目から 8 列目までは，仮説 1 に関わる推定結果である。9 列目以降に仮説 2a から仮説 4 までの結果が示されている。まず仮説 1 に関する設問の結果を見てみよう。機関投資家がフリーキャッシュフロー抑制のためにペイアウトが重要であると考えているのならば，資産規模の大きさに加え，議決権行使の有無，業態が影響を及ぼす可能性がある。前述の分析において，平均得点が正で有意であった問 2(6) については，配当，自社株買いともに，生・損保の係数が有意にプラス，外資系が有意にマイナスとなっており，外資系よりも国内の機関投資家，業態
別では保険会社が規律づけの手段としてペイアウトを重視していることが示唆されている。次に，問 1(3)，問 1
（4）
，問 1
（10）
の 3 つの質問について見てみよう。まず，
問 1 (3) では信託・投信・投資顧問（INST）の係数がプラスであり，配当では統計的に有意となっていることが注目されよう。この結果は受託者として行動が求められている信託銀行や投信・投資顧問がペイアウトを規律づけの手段として重視している可能性を示している。このように受託者責任が求められている投資家において，投資先企業をモニタリングするインセンティブが強いことは興味深い傾向である。
その一方，資産規模はいずれの設問においても統計的に有意な結果が得られていない。この結果は，資産規模の大きさがモニタリングへのインセンティブに及ぼす影響はそれ程大きくない可能性を示唆す
るが，資産規模と業態との多重共線性によってもたらされている可能性もある。また，議決権行使についても，統計的に有意な結果が得られていないが，われわれが用いている議決権行使に関する変数は，回答者自身の議決権行使の経験を問うものであり，組織全体の議決権行使への姿勢を必ずしも表すものではない。つまり，モニタリング仮説に関する代理変数として必ずしも適切な変数でないことが分析結果に影響している可能性がある。
ついで，仮説 2a に関する 2 つの設問に対する分析結果を見てみよう。問 2(2)，問 5 (2) ともに有意な傾向は殆ど得られていないが，業態別ダミーは殆どがマイナスであり，問 5 (2) においては銀行がマイナスに有意となっている。この結果は裏を返せば，これらのダミーに含まれない年金基金がペイアウ
トのシグナリング効果を評価していることを示唆している。年金基金の株式投資は信託や投信・投資顧問を通じた間接的なものであり，直接的に企業に関する情報が入りにくいことを踏まえると，ここでの結果は自然である。機関投資家の中では非対称情報の問題が大きいと考えられる年金基金においてこのような傾向が見られることは，仮説 2a が棄却されないことをサポートするものと捉えられよう。
他方，仮説 2b については，前述の記述統計分析と同様に，仮説を支持するような示唆は得られていない。問 2（3）を従属変数とする推計では，資産規模や業態について明確な傾向が見られない。

17

20

詳細は表７の注を参照。

1

問1(3)
配当

‑0.336[2.10]*
0.243[1.81]‑0.094[0.36]
0.507[1.72]
0.459[1.87]‑0.079[1.07]
0.158[0.45]‑0.692[1.54]‑0.697[1.66]‑0.047[0.13]‑136.88
0.106

1

問1(4)
配当

0.185
[1.18]
0.05[0.38]‑0.037[0.14]
0.205[0.71]
0.421[1.73]
0.007[0.09]
0.019[0.06]‑0.377[0.84]‑0.069[0.17]
0.113[0.31]‑142.250.040

1

問1(10)
配当‑0.106[0.66]
0.157[1.16]‑0.531[1.98]*‑0.011[0.04]‑0.436[1.75]
0.099[1.32]‑0.548[1.54]‑0.834[1.83]
0.031[0.07]
0.371[1.00]‑124.67
0.069

1

問1(3)
自社株

‑0.207[1.27]‑0.071[0.52]
0.354[1.30]
0.339[1.12]
0.532[2.09]*
0.09[1.16]‑0.036[0.10]‑0.827[1.83]‑0.761[1.78]
0.238[0.63]‑131.18
0.091‑0.142[0.89]‑0.007[0.06]‑0.048[0.18]‑0.259[0.88]
0.322[1.31]
0.103[1.40]‑0.373[1.06]‑0.706[1.55]‑0.356[0.85]
0.141[0.38]‑131.31
0.041

1

問1(10)
自社株‑0.128[0.79]
0.062[0.46]
0.31[1.16]‑0.17[0.57]
0.304[1.22]‑0.075[1.00]‑0.623[1.72]
0.446[0.97]
0.76[1.78]
0.046[0.12]‑123.74
0.052

1

問２(6)
配当

0
[0.00]
0.008[0.06]
0.247[0.93]‑0.33[1.10]‑0.082[0.33]
0.014[0.19]‑0.815[2.25]*
0.619[1.34]
1.025[2.38]*
0.603[1.62]‑125.81
0.048

1

問2(6)
自社株

0.087
[0.55]‑0.073[0.55]
0.265[1.00]
0.491[1.65]
0.045[0.18]‑0.027[0.36]‑0.044[0.13]‑0.397[0.88]‑1.347[3.14]**‑0.708[1.89]‑138.27
0.067

1

問2(2)
配当

0.034
[0.22]
0.104[0.79]
0.238[0.91]
0.433[1.48]‑0.226[0.93]‑0.024[0.33]
0.006[0.02]‑0.096[0.21]‑0.664[1.60]‑0.644[1.75]‑143.92
0.032

1

問2(2)
自社株

‑0.081[0.50]‑0.012[0.09]
0.06[0.23]
0.179[0.60]
0.27[1.09]
0.069[0.92]‑0.454[1.29]‑0.899[1.96]*‑0.682[1.62]
0.057[0.15]‑126.07
0.053

1

問5(2)

‑0.321[1.98]*
0.06[0.44]‑0.198[0.75]‑0.075[0.26]
0.122[0.49]‑0.071[0.96]‑0.057[0.16]‑0.444[0.96]
0.467[1.10]
0.442[1.19]‑123.72
0.071

1

問2(3)
配当

‑0.237[1.47]
0.059[0.44]‑0.067[0.25]
0.05[0.17]‑0.076[0.31]‑0.063[0.85]
0.159[0.45]‑0.332[0.73]
0.156[0.37]
0.511[1.38]‑125.82
0.052

1

問2(3)
自社株

0.016
[0.09]
0.076[0.50]‑0.279[0.94]‑0.432[1.31]‑0.339[1.21]
0.122[1.48]‑0.052[0.13]‑1.356[2.47]*‑0.566[1.19]
0.229[0.55]‑95.34
0.080

1
1

問8

0.125
[0.78]
0.019[0.14]‑0.213[0.81]‑0.438[1.48]‑0.075[0.31]
0.045[0.61]‑0.365[1.03]‑0.336[0.74]‑0.154[0.37]
0.299[0.81]‑128.04
0.034

1

問1(6)
配当

0.216
[1.34]‑0.241[1.78]‑0.207[0.78]‑0.406[1.37]‑0.114[0.46]
0.218[2.87]**‑0.447[1.27]‑0.531[1.17]‑0.203[0.48]
0.522[1.40]‑126.98
0.068

1

問1(6)
自社株

‑0.141[0.78]‑0.188[1.22]
0.034[0.12]
0.261[0.76]
0.561[1.99]*
0.078[0.95]
0.116[0.29]‑2.227[3.81]**‑1.506[3.07]**‑0.538[1.29]‑96.27
0.123

1

問７

1
0.165
[1.01]‑0.17[1.26]
0.054[0.20]‑0.214[0.71]
0.05[0.20]‑0.102[1.37]
0.266[0.74]
1.004[2.13]*‑0.176[0.42]‑0.23[0.61]‑123.30
0.089

問４a

1
‑0.045[0.28]‑0.015[0.11]‑0.129[0.48]‑0.659[2.18]*
0.21[0.85]‑0.163[2.16]*‑0.008[0.02]
0.632[1.38]
0.402[0.95]
0.089[0.24]‑128.100.055

問4b

ただし，多重共線性の問題を避けるため，年金ダミーは用いていない。

外資系ダミーは，外資系＝１，国内系＝０。銀行ダミーは，銀行（信託除く）＝１，他＝０。保険ダミーは，生命保険，損害保険＝１，他＝０。信託，投信・投資顧問ダミーは，信託銀行，投信・投資顧問＝１，他＝０。

議決権は，行使経験あり＝１，なし＝０。資産規模は，100億未満＝１，500億以下＝２，1000億以下＝３，5000億以下＝４，1兆円以下＝５，１兆円超＝６。

年齢は，20代＝１，30代＝２，40代＝３，50代＝４，60歳以上＝５。経験年数は，５年未満＝１，10年未満＝２，20年未満＝３，30年未満＝４，30年以上＝５。運用責任者は，役員・部長=１，他＝０。アナリスト資格は，保有＝１，なし＝０。

以下の変数は，それぞれの値をとる離散変数である。

1

問1(4)
自社株

（注） 括弧内の値はz値である。
*，**はそれぞれ，有意水準5%，1%で有意にゼロと異なることを示す。
欠損値があるサンプルを除外したため，サンプル数は101件になっている。

‑0.209[1.32]
0.108
経験年数[0.82]‑0.249
運用責任者[0.96]‑0.239アナリスト[0.82]
0
議決権[0.00]‑0.036
資産規模[0.50]
0.237
外資系[0.68]
銀行‑0.685[1.53]
保険‑0.13[0.32]
信託，投信・投資顧問 0.754[2.06]*
Log likelihood‑142.35
Pseudo R*R
0.079

仮説１
仮説２a
仮説２b
仮説２c
仮説３
仮説４
年齢

表７ 順序プロビットによる分析結果

経営財務研究第 31 巻第 1 号

21経営財務研究第 31 巻第 1 号

つぎに，仮説 2c に関する分析結果を見てみよう。問 8 が対象となる。これによれば，銀行ダミーがマイナスで統計的に有意になっているが，他の変数については有意な結果が得られていない。つまり，銀行が配当を好む傾向が見られることを除けば，総じて機関投資家は現金配当と自社株買いに対して無差別であると捉えられる。この結果は前述の記述統計分析と同様，仮説 2c と整合的である。
つぎに，仮説 3 について見ると，銀行，保険が配当を選好する傾向が確認でき，記述統計分析と同様に仮説 3 が棄却されないことを示唆している。具体的には，問 7 において，銀行，保険のパラメータは統計的に有意にマイナスとなっている 18。また，問 8 は税制からの解釈も可能であるが，前述のように銀行のパラメータは有意にマイナスである。
仮説 4 に関する設問では，安定配当の重要性を尋ねている問 4 a では銀行がプラスで有意となっており，ここでも配当への強い選好がうかがえるが，他の業態については有意な結果が得られていないし，配当額低下についての設問である問 4 b においては，各業態のパラメータは何れも有意ではない。つまり，記述統計分析と同様，仮説 4 は総じて支持されない結果となった。
⑵

アナリスト資格の影響
なお，表 7 の分析においては，アナリスト資格の有無をコントロール変数として導入している。これは，体系的なファイナンス学習経験が回答に及ぼす影響をコントロールした上で，仮説に関連する変数の影響を検証するためである。これに関連し，われわれは，ファイナンス学習の効果が分析結果に及ぼす影響を確認するため，全設問を対象とする検証も行ったが，アナリスト資格の有無に関し，統計的に有意に異なる回答は殆ど得られなかった．また，2 つのグループの回答に差があるかどうかクロス集計で検討してみると，アナリスト資格の有無で，全体的には回答に大きな違いは見られなかった。
アナリスト資格を体系的なファイナンス理論学習の代理変数と捉えるのであれば，アナリスト資格保有者は理論と整合的な回答をする一方，そうでない回答者はファイナンス理論と整合的でない回答をする可能性もあるが，本稿の結果はそのような可能性を否定するものである。この結果は，アナリスト資格を有していない回答者もファイナンス理論をある程度体系的に学んでいることを示唆していよう。

4.4

先行研究との比較

最後に，以上の第 3 節と第 4 節の結果を，財務データを用いてペイアウト政策と機関投資家の関係を分析した結果と比較してみよう。まず，米国での代表的な実証結果である Grinstein/Michaely（2005）
は，(1) 機関投資家は投資対象として無配企業を避けるものの，高配当が機関投資家を引きつけることはない，(2) 1980 年代半ば以降，配当から自社株買いへの選好シフトが見られた，(3) 機関投資家がペ
イアウト政策に大きな影響を及ぼしてはいないことを明らかにした。それに対して，日本企業を対象にした佐々木（2010）では米国とは対照的に，(1) 機関投資家は配当優先型のペイアウト政策の実施を求めている，(2) 機関投資家の配当から自社株買いへの選好シフトは見られず，(3) 機関投資家が企業のペ
イアウト政策に影響を及ぼしている，という結果を報告している。
われわれの得た結果は，基本的に佐々木（2010）を支持する結果である。サーベイ調査でも，日本

1822

問 8 と同様，順序プロビットによる分析に合わせるために，キャピタルゲインを好む＝ 2，無差別＝ 1，
現金配当を好む＝ 0，に得点を置き換えた上で分析を行っている。

経営財務研究第 31 巻第 1 号

では機関投資家（特に銀行および生損保）と事業会社とも配当への選好が強い。また，サーベイ調査の結果からは，運用目的を主とする純粋な機関投資家と考えられる投信・投資顧問・信託銀行と年金で，配当と自社株買いどちらか一方への選好のシフトが見られるわけではないというわれわれの結論は，配当と自社株買いというペイアウト手法の選択の違いが，純粋な機関投資家の株式選択に影響を及ぼしていないという佐々木（2010）の結果と整合的である。さらに，佐々木（2010）は，機関投資家がペイアウト政策に大きな影響を及ぼしていること，特に，余剰資金を抱えた企業でそれが顕著であることを明らかにしている。これは，われわれの仮説１を支持する結果と整合的といえる。
ところで，Fama/French（2001）は，米国では趨勢的に有配企業の割合が低下し，1990 年代末には20％にまで落ち込んでいることを指摘している。これにはいくつかの理由が考えられるがそのひとつとして，配当から自社株買いへのシフトがある。それに対して，日本では，80％台の有配企業比率が安定的に維持され，配当から自社株買いへのシフトも見られない（佐々木 / 花枝（2010）参照）。両国でのこのような大きな差異について，上で述べた機関投資家の存在がペイアウト政策に与える影響の違いが関係している可能性が考えられる。すなわち，米国では機関投資家がペイアウト政策に大きな影響を及ぼしていないのに対し，日本では機関投資家が配当に関心を持ち，ペイアウト政策に大きな影響を及ぼしている点である。

５

おわりに

企業の財務行動を理解する上で，需要サイドにいる投資家の行動や投資家の企業の財務政策に対する考え方・認識を把握することは重要であると考えられる。そのような趣旨から本論文では，株式市場における主要なプレーヤーである機関投資家へのサーベイ調査を行い，機関投資家が企業のペイアウト政
策や株式分割／くくり直しをどのように認識しているかについて分析した。その際，過去にわれわれが行った事業会社のサーベイ調査と同様の質問を行うことによって，事業会社と機関投資家の認識の違いの比較分析も行った。また，機関投資家とペイアウト政策に関する 6 つの仮説を提示し，機関投資家へのサーベイ調査の回答結果から，それぞれの仮説の検証を試みた。主な結果は，第１節にまとめられており，機関投資家の考え方，意識について貴重な結果が得られた。
残された課題として，本研究の内容を超えるが，われわれが事業会社にこれまで行ったサーベイ調査（企業の財務報告や M&A) と比較しうるサーベイ調査を機関投資家に行うことによって，機関投資家の財務行動に対する考え方，意識の理解を深めることも重要である。また，個人投資家の考え方・認識
は，機関投資家とは違いがあることが予想される。したがって，個人投資家に対するサーベイ調査も行う必要があろう。

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