証券経済研究第107号（2019.９）

非公開化型 MBO の異質性に関する実証分析：
動機・買収プレミアム・エグジット＊
川
要

本

真

哉

旨

本稿では日本の非公開化型 MBO 案件を対象に，クラスター分析により類型化を試みるとともに，類型化されたクラスターごとに少数株主の富や非公開化後の組織形態が異なるかどうかについての検証を行った。分析の結果，以下の点が明らかとなった。第 1 に，クラスター分析からは非公開化型 MBO が高い経営者持株比率を特徴とするグループと，高い外国人持株比率を特徴とするグループとに分けられることがわかった。
第 2 に，買収プレミアムの水準をチェックしたところ，高経営者持分型と高外
国人持分型の間に，プレミアム水準に有意な差はないことが示された。同様に，所有構造をダイレクトに挿入したプレミアムの決定要因の分析からも，経営者持分は直接的に影響を与えておらず，ファミリーが強圧性を発揮しているとの証拠は得られなかった。
第 3 に，非公開化後のステータスを追跡した結果，ファミリー主導型企業群では，再上場化する割合が低いことが示された。同様に，再上場や他社と M&A を行うか否かのダミー変数を被説明変数とした競合リスク・ハザードモデルからも，経営者持株比率は再上場化に対しネガティブな影響を与えていることが確認された。経営者持分が高い案件では非公開化による彼らへの株式集約化が主な動機となっているため，非公開化後も継続してそのステータスを選好しているものと推測できる。

目次

Ⅰ．はじめに

2 ．異質性仮説

Ⅱ．先行研究

Ⅲ．MBO の異質性

1 ．MBO 実施の諸仮説

1 ．データとサンプル＊本稿の執筆にあたって，本誌の匿名の査読者，ならびに河西卓弥氏（熊本県立大学）から有益なコメントを頂戴した。記して謝意を表したい。もちろん，あり得べき誤りは全て筆者に属する。

63

非公開化型 MBO の異質性に関する実証分析：動機・買収プレミアム・エグジット
2 ．MBO 実施企業の特質

Ⅳ．買収プレミアムの決定要因

3 ．クラスター分析

Ⅴ．MBO とエグジット

4 ．多項ロジット分析

Ⅵ．結論と課題

た。ここ数年でもコンスタントに非公開化が公Ⅰ．はじめに表されており，MBO による非公開化は日本企
業の M&A 戦略として定着した感がある。

2001年 ８ 月に上場廃止したトーカロの案件以

このような MBO を含む非公開化取引の動機

来，わが国において多くの企業がマネジメンに関しては，次節で紹介するように，様々な角

ト・ バ イ ア ウ ト（MBO：Management Buy-

度から研究が蓄積されてきた。その先駆的な研outs）を通じて株式非公開化を果たしてきた。

究 と し て，LBO（leveraged buy-outs） が フ

レコフデータのデータベースによると，2017年

リーキャッシュフローの削減によるエージェン

末までに143件もの企業が MBO による非公開

シー問題の解消を目的として実施されていると化を公表している（図表 1 ）。2006年にはすかいうものや（Jensen［1989］），MBO が負債比

いらーくの2,700億円の案件が成立し，2011年

率上昇による節税を動機としているというものには21件もの非公開化型 MBO が公表された。

（Kaplan［1989］）が挙げられる。また，経営

2010年代に入ってからもメガネトップ（2013年

陣が買い手と売り手の立場を兼ねるという4 月公表），ローランド（2014年 5 月），アデラ

MBO 固有の特徴に着目し，MBO が少数株主

ンス（2016年10月）などの案件が注目を集めや債権者，あるいは従業員などのステークホル

図表 1

非公開化型 MBO の件数と取引金額

（件）
25

（億円）
6,000
5,000

件数

20

金額
4,000

15
3,000
10
2,000
5

0

1,000

2001

02

03

04

05

06

07

08

09

10

〔出所〕 レコフデータ『非公開化型 MBO データ』より作成。		

64

11

12

13

14

15

16

17

0

証券経済研究第107号（2019.９）

ダーから経営陣やバイアウトに参加するファン

案 件 の 動 機 や 事 後 の 影 響 を 理 解 し た 上 で，ドへの富の移転を目的として実施されているの

MBO 市場の制度設計を行うことが可能となろではないかとの見方も提示されているう。

（DeAngelo et al.［1984］, Cook et al.［1992］,

本稿の構成は以下のとおりである。第 2 節でAmess and Wright［2007］，河西・川本［2019］）。

は，MBO など非公開化取引の動機について，

もっとも，近年では上記のような見方を踏ま

Halpern et al.［1999］の異質性仮説を中心にえたうえで，非公開化取引が多様な形態を包含検討する。第 3 節ではクラスター分析を行い，し，その形態によって MBO などの動機は異な

日本の MBO の類型化を試みる。第 4 節では，る と い う 見 解 が 提 示 さ れ て い る。 例 え ば，クラスターごとの少数株主の富に与える影響

Halpern et al.［1999］ は， 株 価 の 過 小 評 価を，買収プレミアムの観点から分析する。第 5（アンダーバリュー）を共通の特徴としつつ節では，クラスターごとに非公開化後の組織形も，LBO はファミリー主導によって行われる

態がどのように異なるかについて検証する。第グループと相対的に株式が分散したグループと6 節は結論と今後の課題にあてられる。

に分かれ，前者はファミリーへの株式集約化を

Ⅱ．先行研究動機とする一方で，後者は再上場による「さや取り（arbitrage）」（再上場時の株式売却額と上場廃止時の株式取得額の差額）を動機として

MBO の実施動機については，様々な角度か

い る と 論 じ て い る。 同 様 に，Martinez andら研究が蓄積されてきた。ここではまず，そのServe［2011］でも非公開化案件はファミリー

中でも有力な①アンダーバリューの解消，②イが主導するものと親会社によって主導されるもン セ ン テ ィ ブ・ リ ア ラ イ メ ン ト， ③ フ リ ーの（すなわち，親子上場の廃止を動機とするもキャッシュフローの削減，④負債の節税効果，の）とに分割でき，両者では買収資金の負債へ⑤上場維持コストの削減について取り上げの依存可能性や事業リスクなどの観点から非公る1）。次いで，それら仮説を包含し，バイアウ

開化の動機が異なることを明らかにしている。

トを実施する企業群が動機を異にする 2 つのグでは，日本の非公開化型 MBO のケースでル ー プ に 分 け ら れ る と い う Halpern et al.

も，その実施企業の特徴や動機に異質性は観察［1999］ に よ っ て 唱 え ら れ た「 異 質 性 仮 説されるのであろうか。また，仮に類型化が可能（heterogeneity hypothesis）」について紹介すであれば，それらタイプごとに非公開化時の少る。

数株主の富や非公開化後の組織形態（エグジッ
トのあり方）に与える影響は異なるのであろう

1．MBO 実施の諸仮説2）か。本稿では，クラスター分析を行い，事前の（ 1 ） アンダーバリューの解消

財務状態や所有構造の側面から，日本の非公開

経営陣はインサイダーであるため，当該企業

化型 MBO 案件の類型化を試み，上記のようなの潜在的価値に関してアウトサイダーである一

問いにアプローチすることを目的としている。

般株主よりも情報優位に立っている。こうしたこうした分析を積み重ねることで，より MBO

経営陣と外部株主の間の情報の非対称性は，当65

非公開化型 MBO の異質性に関する実証分析：動機・買収プレミアム・エグジット

該企業の真の価値を知ると考える経営陣に現在（ 3 ） フリーキャッシュフローの削減の株価水準が過小に評価（アンダーバリュー）

MBO は LBO（leveraged buy-outs）の一種

されていると思わせる理由となる。このようなともいわれ，負債によって買収資金が調達され状況にある経営陣は，株価が過小に評価されてることにより，バイアウト後の資本構成に占めいればいるほど，非公開化を行うことにより自る負債の割合が大幅に上昇することになる。こらの将来的な利得を増やすことができる（と考

うした負債比率の上昇は，利払いによる余剰資える）。なぜなら，MBO によって持分を増や金の削減をもたらし，企業価値を棄損するようした経営者は，上場廃止後に経営改革を行うこな投資行動を抑制するように働き，バイアウトとで，過小評価の分だけ価値創造の幅が大きく

後の経営効率の維持・向上に資するものと期待なり，再上場や他社への売却等のエグジットのさ れ る（Jensen［1989］）。 す な わ ち， 買 収 前際に有利になるからである。すなわち，株価水に負債比率が低く，負債によって資金調達を行準が低くなっているほど，MBO が行われやす

う余地が大きい案件ほど，このような効果が働くなると予想される。実際，アンダーバリュー

きやすいことになる。この仮説に関する先駆的は非公開化の有力な動機として，国内外の多くな研究である Lehn and Poulsen［1989］では，の研究において支持されている（Weir et al.

買収前において余剰資金が多い企業ほど，非公［2005a］, Weir et al.［2005b］， 野 瀬・ 伊 藤

開化を行いやすいことを明らかにしている。

［2011］，齋藤ほか［2017］）。
（ 4 ） 負債の節税効果（ 2 ） インセンティブ・リアライメント

バイアウトが負債調達によって実施された場

MBO においてはバイアウトを経営陣が主導合，それに伴い増加する利払いは損金加入さすることにより，買収後，経営陣の持分が上昇

れ，税法上，控除の対象となる（負債の節税効することが予想される。こうした状況は，所有

果：tax shield）。こうした買収後における税支と経営を再一致させ，それまでに生じていた出の削減を動機として MBO が実施される可能

エージェンシーコストを削減すると同時に経営性がある。節税効果に関する実証分析は十分な

陣の努力水準を引き上げ，将来的な企業価値向蓄積があるが，もっとも代表的なのが Kaplan

上をもたらすと予想される。この文脈に従え［1989］の検証結果である。同研究では，1980

ば，買収前の経営陣の持株比率が低く，インセ

年から1986年にアメリカで実施された76件のンティブ・リアライメントの効果（所有と経営

MBO を分析し，既存株主に支払われたプレミの再一致による価値向上効果）が働きやすい

アムに対し節税効果は21.0％から142.6％にもケースほど，非公開化が行われることになる。

達すると試算し，同効果が MBO の有力動機だ

例 え ば， 後 述 す る Halpern et al.［1999］ でと論じている。

は，LBO には経営陣の持株比率が低いグループが存在することを確認している。

（ 5 ） 上場維持コストの削減
種々の上場維持に要する直接的なコストを削減することを動機として非公開化が行われてい66

証券経済研究第107号（2019.９）

るとも指摘されている。同コストとしては，年

ラスターでは，敵対的買収の脅威が高く，買収

間上場料，監査報酬，情報開示に伴う費用など防衛の意味合いで非公開化がなされている。一が挙げられ，近年の内部統制（J-SOX）や四方で，高経営者持分のクラスターでは，所有構

半期決算の実施によりますます高まっていると造は高位に安定しているため，買収脅威は非公もいわれている。こうしたコストが上場するこ

開化の動機とはならない。ただし，このタイプとによるベネフィット（資金調達や知名度の上のクラスターではコントロールライツへの選好昇など）を上回った場合，当該企業は上場廃止

は強い。LBO という手段を選択することで，を選択することになる。Thomsen and Vinten

レバレッジを効かせて出資分を抑えた上で，自［2014］では，1996年から2004年の欧州諸国のらに株式所有を集約化できる。こうした支配的非公開化案件を分析し，少数株主保護やコーポ

株主への株式所有のさらなる集中化が同クラス

レートガバナンス・コードの導入が，非公開化

ターの非公開化の動機となっている。

を増加させたことを示している。

2．異質性仮説

さらに，両クラスターでは，事後の組織形態への対応も異なる。低経営者持分のクラスター
では，当面の敵対的買収を阻止するために，バ

上述のように非公開化の動機は多岐にわた

イアウト・ファンドの協力を得て LBO を実施

り，それぞれの立場からアプローチがなされてする傾向にある。非公開化の動機の一面がファ

きたが，それら従来の研究では，個々の仮説がンドによる「さや取り」となるので，バイアウ

MBO 案 件 に 均 質 的 に 当 て は ま る か 否 か のト後に再上場する確率は高い。一方，高経営者

チェックをするにとどまっていた。それに対持分のクラスターでは，あくまで経営権の維持し，Halpern et al.［1999］では，LBO は 2 つが非公開化の目的である。そのためファンドののクラスターに分けられ，それぞれのケースで関与には消極的であり，バイアウト後も非公開

非公開化の動機は異なると論じている。

の地位を維持する傾向にある3）。

まず，同研究によれば，両クラスターは事前

以上のような，多様な非公開化の動機とそれの株価パフォーマンスが劣る点で共通していらを包含する異質性仮説を踏まえ，本稿では以る。ただし，その原因は異なる。片方のクラス

下のように検証課題を設定し，次節以降で分析

ターは，事前の経営者の持分が低いために，経を進めていく。

営者と株主の利益相反（エージェンシー問題）が生じ，結果，マーケットの評価が低くなって

検証 1 ：MBO の実施動機は一様か。もし均いる。その一方で，もう片方のクラスターは，質的でないとするならば，いかなる動機を

経営者の持分が高く，経営が保守的となり，過内包するクラスターに分割されるのか。

剰な多角化を行うために，マーケットからの評

検証 2 ：MBO がいくつかのクラスターから価が低くなっている。

構成されるのであれば，事前の行動にはど

このように両クラスターでは低い株価パのような差異があるのか。例えば，少数株

フォーマンスの原因を異にすると同時に，非公

主に提示される買収プレミアムはクラス

開化の動機も異なっている。低経営者持分のクターによって異なるのか。

67

非公開化型 MBO の異質性に関する実証分析：動機・買収プレミアム・エグジット

検証 3 ：事後的な組織形態はクラスターにとなる。これらの案件の財務・所有構造・株価

よって異なりうるのか。具体的には，再上の 情 報 に つ い て は， 日 経 NEEDS ����������
Financial�

場や他社との M&A によってエグジット

Quest，東洋経済新報社『株価 CD-ROM』かを果たすのは，どのようなクラスターなのら入手した。一部の企業で財務・所有構造デーであろうか。

タが入手できないため，最終的には121件が分析対象となった。

従来，日本のバイアウトを対象とした研究で一方，ペア企業としては，イベント（＝非公はその動機は均質的に捉えられてきた。検証 1

開化の公表）前において MBO 企業と可能な限では，Halpern et al.［1999］での分析結果とり性質が近似した企業を選択する必要がある。

同じように，日本でも非公開化型 MBO が動機

本稿では，Barber and Lyon［1996］で提示さを異にするクラスターに分割されるのかを確認れた手法を参考に①産業属性，②企業規模，のする。分析結果を先取りしていえば，日本の2 つの尺度で MBO 企業とマッチングさせ，こMBO は経営者持分が高いクラスターと外国人の 要 求 に 応 え る こ と と し た。 具 体 的 に は，持分が高いクラスターとに分割される。検証 2MBO 公表直前の決算期において，①日経業種

では，これら差異が買収プレミアムにいかなる分類（中分類）で同業種に属し，②総資産額が影響を与えるのかについて，少数株主に対する最も近い企業をペアとして抽出した。このよう「強圧性」をキーワードに分析を進める。まな手続きにより，MBO 企業と同じく121件のた，上述したように，クラスターによってエグ

ペア企業が選定された。

ジットのあり方が異なることも明らかにされている。検証 3 ではエグジットの手段について，

2．MBO 実施企業の特質

Halpern et al.［1999］で扱われている「再上本 格 的 な 分 析 に 入 る 前 に， 非 公 開 化 し た場」のほか，「他社との M&A」も取り上げてMBO 企業の特質について，ペア企業と比較し検証を行う。

ながら確認しておきたい。比較に用いた変数
は，Halpern et al.［1999］等の先行研究を参Ⅲ．MBO の異質性考に，①超過収益率 ADJSPF（非公開化240日前から41日前の株式収益率を，TOPIX の収益

1．データとサンプル率で調整した値），②トービンのシンプル Q（（株式時価総額＋負債合計）／総資産）SQ，③

まず，非公開化型 MBO 実施企業の特徴を捉フリーキャッシュフロー比率 FCF，④負債比えるため，それらとペア企業から構成される

率 DA（負債合計／総資産），⑤経営者持株比

データセットを構築する。MBO サンプルにつ率 OWN，⑥その他法人持株比率 CORP，⑦外

いては，2001年から2017年末までに非公開化を

国人持株比率 FOREIGN，⑧取引成立日比率公表した案件であり，レコフデータ提供の「非TRADED（MBO 公表240日前から41日までの公開化型 MBO データ」から取得した。金融業

期間で，上場市場において取引が成立した日数と MBO を解消した案件を除き，135件が対象の比率）である。③のフリーキャッシュフロー

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証券経済研究第107号（2019.９）

比率は，シンプル Q が 1 以下の場合に 1 の値

240日前から41日前の⑨株式収益率 SPF も用いを与えるダミー変数に手元流動性比率 CASH

た。

（（現預金＋有価証券＋投資有価証券）／総資産）

仮に株価の過小評価（アンダーバリュー）がを掛け合わせたものである。シンプル Q が 1

非公開化の動機となっているとするならば，超以下の場合に限定するのは，成長可能性が乏し過収益率や株価収益率はペア企業に比べ，低いい企業ほど，手元資金の使い道が限られ，浪費水準となっていることが予想される。また，将される可能性が高まると予想されるためであ来的な投資機会が乏しいことを背景とした，フる。また，株価パフォーマンスについては，超リーキャッシュフローの削減が非公開化の動機

過収益率のほか，株価の現数値が実施動機やプとなっているとするならば，トービンの Q やレミアムに影響するとも考え，実証分析にはフリーキャッシュフロー比率は低い値を示すと

図表 2

基本統計量

パネルＡ：MBO 企業とペア企業との比較

Variable① MBO 企業（121社）②ペア企業（121社）

Mean

Mean

Std.Dev.

Std.Dev.

①と②
差－0.0609－0.08360.25660.29000.05220.02660.3600 －0.1131 ＊＊＊0.3561 －0.1102 ＊＊＊SQ

0.93280.33290.96500.3574 －0.0322

FCF
DA
OWN
CORP

0.18940.45210.1411
0.27290.19410.22760.13210.19490.16280.4806
0.11480.28240.18700.02660.2074 －0.0285
0.1346
0.02630.1896 －0.0094

FOREIGN

0.0777

0.09570.05070.0692TRADEDLNASSET

0.84809.76540.21480.96190.92159.73310.1512 －0.0735 ＊＊＊0.95940.0323ADJSPF
SPF

0.0271 ＊＊パネル B：MBO クラスター間の比較③クラスター 1 （52社）
VariableMean

ADJSPF
SPF
SQ
FCF
DA
OWN
CORP
FOREIGN
TRADEDLNASSET－0.0650－0.0869
0.84230.24000.45350.18400.26300.04220.81688.9120

Std.Dev.
0.25440.25330.26160.20200.25070.13930.1901
0.06870.21890.6284④クラスター 2 （69社）
Mean－0.0578－0.08111.00100.15120.45100.10880.28040.10450.871610.4085

Std.Dev.
0.26010.31660.36500.18010.21040.11740.19950.10450.21020.6001

③と④
差

③と②
差

④と②
差

－0.0072－0.0058－0.1587 ＊＊＊0.0888 ＊＊0.00250.0753 ＊＊＊－0.0174－0.0623 ＊＊＊－0.0548－1.4965 ＊＊＊－0.1172 ＊＊－0.1135 ＊＊－0.1227 ＊＊0.0772 ＊＊－0.0271
0.0692 ＊＊＊－0.0193－0.0085－0.1047 ＊＊＊－0.8211 ＊＊＊－0.1100 ＊＊－0.1077 ＊＊0.0361－0.0116－0.0296－0.0060－0.00200.0539 ＊＊＊－0.0499 ＊0.6754 ＊＊＊（注） 1 ） アスタリスクは平均値の差の t 検定の結果を表し，＊＊＊，＊＊，＊はそれぞれ 1 ％，5 ％，10％水準で有意であることを表す。
2 ） 各変数につき，平均値より 4 シグマ以上（以下）のサンプルに関しては，平均値＋ 4 シグマ（平均値－ 4 シグマ）の値で置き換える異常値処理を施した。

69

非公開化型 MBO の異質性に関する実証分析：動機・買収プレミアム・エグジット

考えられる。さらに，バイアウトがレバレッジ

価収益率，取引成立日比率は低く，外国人持株を効かせることによる節税を目的としているな

株比率は高くなっている。日本の非公開化企業

らば，非公開化前の負債比率は低位なほど有利

が，アンダーバリューの解消と上場維持コストになると想定される。

の削減を動機としているという状況が読み取れ

経営者持分については， 2 つの可能性が考える。また，所有構造の側面では，外国人投資家られる。非公開化が株主・経営者間の利害の一からの経営圧力の緩和を狙ってバイアウトが実

致（＝リアライメント）を動機としているなら施されているとも推察できる。

ば，この値は低いほどその効果が十分に得られる。その一方で，前節でも論じたように，日本

3．クラスター分析

企業の非公開化型 MBO ではファミリー企業の前節でも論じたように，LBO などの非公開案件も目立ち，それらファミリーへの株式集約化企業の実施動機に関しては，Jensen［1989］

を動機としているならば，この値の水準は高くなどによってフリーキャッシュフローの削減なるものと予想される。法人持株比率について（及び，それによるエージェンシーコストの削は，ダイベストメント型（＝子会社独立型）

減）を動機とするとの見方がなされてきたが，MBO の存在を捉えるために設定された変数でHalpern et al.［1999］では，事前の低い株価ある。非公開化型 MBO は，東芝タンガロイ

パフォーマンスを共通としながらも，高い経営（2004年 4 月 上 場 廃 止 ） や 東 芝 セ ラ ミ ッ ク ス

者の持株比率を特徴とする企業群と低い経営者（2007年 3 月）のケースなど，親企業の売却需の持株比率を特徴とする企業群とに分割される

要により MBO が実施されることもあるが，もとの見方を提示している。日本の非公開化型

しこうした案件が一定割合存在するならば，ペMBO 企業は，均質的な特徴なのであろうか，

アの公開企業よりも同比率は高くなるものと思

それとも何らかの異質な特徴を有したグループ

われる。外国人持株比率は，「物言う株主」かに分類できるのであろうか。本節ではクラス

らのプレッシャーを表す代理変数である。非公ター分析により，この問いにアプローチしてみ開化がこれら株主からの圧力の緩和を目的としたい。

ているならば，外国人株主の所有比率が高い企分析にあたっては，あらかじめクラスター数

業ほど，非公開化の誘因も大きくなるであろを指定しない階層的クラスター分析4） を用いう。

る。個々の非公開化企業をクラスタリングして取引成立日比率は上場維持コストの代理変数

いく際の類似度の設定に関してはウォード法をである。同比率が小さい場合，株式の流動性が用い，ユークリッド平方距離によってクラスタ

乏しく，株式上場のベネフィットも小さくなリングを試みた。分類に用いた変数は，前項でる。直近で取引が成立していない企業ほど，上用いた変数に総資産対数値 LNASSET を加え

場維持コストの削減を目的として，非公開化をた10個の指標である。クラスター数の決定にあ行うものと予想される。

た っ て は，Calinski & Harabaszʼs pseudo-F

結 果 は 図 表 2 の 通 り で あ る（ パ ネ ル Ａ ）。

index を用いた。その結果，クラスター数が 2

MBO 企業はペア企業に比べ，超過収益率，株のときに，同インデックスが最大化されたた70

証券経済研究め，以下では MBO サンプルを 2 つに分割して第107号（2019.９）

各クラスターとペア企業の数値とを比較して検証を進める。

みると（パネル B），クラスター 1 はペア企業にクラスターごとに各変数の基本統計量を示し

比 べ， 低 い ADJSPF，SPF，SQ，TRADED，たのが図表 2 （パネル B）である。同表による

LNASSET，高い FCF，OWN，クラスター 2と，クラスター 1 （52件）は，低い SQ（0.84），

は 低 い ADJSPF，SPF，TRADED， 高 い

高 い FCF（0.24）， 高 い OWN（0.18），低い

FOREIGN，LNASSET という特徴となってい

FOREIGN（0.04），小さい LNASSET（8.91），

る。アンダーバリューの解消と上場維持コスト

ク ラ ス タ ー 2 （69件 ） は， 高 い SQ（1.00），の削減を共通の特徴としつつも，クラスター 1

低 い FCF（0.15）， 低 い OWN（0.11）， 高 い

においては，乏しい成長機会を背景としたフ

FOREIGN（0.10），大きい LNASSET（10.41）

リーキャッシュフローの削減とファミリーへのという特徴となっている。クラスター 1 は，成株式集中を動機とする一方で，クラスター 2 に長機会が乏しく，過剰にキャッシュを抱えた

関しては外国人株主からの影響力の遮断が非公ファミリー主導の MBO 案件であるのに対し，開化の主な動機となっているものと推察できクラスター 2 は外国人投資家など「物言う株る。

主」からの圧力緩和を非公開化の動機とした案

ところで，Halpern et al.［1999］では高い件であると解釈できよう。高い経営者持分に経営者持分のクラスターではバイアウトを経営

よって特徴づけられるクラスターが非公開化案

陣が単独で実施するために，ファンドの関与を件の相当割合を占める状況は，米国の LBO を排除する傾向にあることを明らかにしている。

検証した Halpern et al.［1999］，大陸欧州諸こうした傾向が上記で確認された 2 つのクラス

国を対象とした Martinez and Serve［2011］，

ターにも該当するか否かをチェックするため

Croci and Giudice［2014］と同様の状況であに，クラスターとファンド関与の有無のクロス

り，興味深いところである。なお，ダイベスト

表を作成した（図表 3 ）。同表によると，クラメント型（子会社独立型）のクラスターの存在

ス タ ー 1 で は フ ァ ン ド 関 与 あ り が19件を予想したが，法人株主の持分は両クラスター（36.5％），クラスター 2 では33件（47.8％）とで有意な差はなく，本稿の分析からは当該クラなっており，前者で比率が低くなっている。たスターの存在は確認できなかった。

だし，両者の割合の差についてのカイ 2 乗検定

図表 3

MBO クラスターとファンド関与
クラスター

Total

1

2

関与あり

19
（36.5）

33（47.8）

52（43.0）

関与なし

33（63.5）

36（52.2）

69（57.0）

52（100.0）69（100.0）121（100.0）

ファンド

Total
Pearson chi2⑴＝1.5417

Pr＝0.21471

非公開化型 MBO の異質性に関する実証分析：動機・買収プレミアム・エグジットを行ったところ，統計的に有意な結果は得られなかった。高い経営者持分のクラスターでファ

4．多項ロジット分析

ンドの関与の度合いが低位であるとは言えず，では，以上のような傾向は，変数間の関係性

Halpern et al.［1999］ と 異 な る 結 果 と な っをコントロールした場合でも維持されるのであた。ファミリーへの株式集約化を選好しつつろうか。この点を確認するために，以下のようも，資金調達の必要性からファンドに依存せざな推計を多項ロジットで行う。

るを得ない状況がうかがえる。
MCLUS＝F［ADJSPF, SPF, SQ, FCF,
DA, OWN, CORP, FOREIGN,
図表 4

各クラスターの特徴に関する多項ロジット分析

係数

クラスター 1
標準誤差

パネルＡ：モデル⑴ADJSPF
SQ
FCF
DA
OWN
CORP
FOREIGN
TRADED
CONSTANT
Observations
Log Likelihood
Pseudo R 2＊＊－1.3242－0.94641.74070.4476
4.0671 ＊＊＊0.39980.3967－2.5068 ＊＊＊0.89450.64710.74491.1573
1.10791.56171.29993.46800.9703
1.3995限界効果－0.1478－0.14100.28980.10050.63460.0426－0.3768－0.2341

クラスター 2
標準誤差

係数＊－1.0003－0.0477－0.4884－0.6151－0.3379
0.34068.2411 ＊＊＊－2.7540 ＊＊＊1.64930.56520.57461.21250.79141.48770.93692.01380.9892
1.2982限界効果－0.13340.0405－0.1917－0.1489－0.28440.04811.6565－0.4277242－219.6819
0.1227

パネルＢ：モデル⑵クラスター 1
標準誤差

係数
SPF
SQ
FCF
DA
OWN
CORP
FOREIGN
TRADED
CONSTANT
Observations
Log Likelihood
Pseudo R 2＊－1.1027－0.7478
1.9148 ＊0.44453.9789 ＊＊＊0.27450.1392－2.4967 ＊＊＊0.70850.59480.73001.1493
1.12171.55391.31753.5266
0.95271.3831

限界効果－0.1261－0.1183
0.3106
0.09800.62270.0266－0.4125－0.2339

242－220.5346
0.1193（注） ＊＊＊，＊＊，＊はそれぞれ 1 ％， 5 ％，10％水準で有意であることを表す。

72

係数

クラスター 2
標準誤差－0.7806
0.0877－0.3676－0.5730－0.3373
0.28458.1611 ＊＊＊－2.7400 ＊＊＊1.47010.57750.56681.21250.77881.48110.94581.99880.99591.2939限界効果－0.10020.0576－0.1765－0.1402－0.2801
0.04331.6530－0.4248

証券経済研究

TRADED］

⑴

第107号（2019.９）

なお，負債比率はいずれも非公開化に対し有意な係数を取っていない。日本企業の非公開化

MCLUS は MBO 企業のクラスターを表す。

型 MBO はバイアウトにレバレッジを効かせる

1 が高経営者持分型クラスターであり， 2 が高ことによる節税は目的としていないということ

外国人持分型クラスターである。ベースカテゴ

であり，同変数の弱い効果は齋藤ほか（2017）

リー（ 0 ）は，前述の規模，業種で近似させたと整合的な内容である。

ペア企業群である。その他の変数は既述の通りであり，MBO アナウンスメント日直前の決算

Ⅳ．買収プレミアムの決定要因

期の値を用いている。
分析結果は図表 4 の通りである。モデル（ 1 ）非公開化企業の所有構造がスクイーズアウト

は ADJSPF，モデル（ 2 ）は SPF を説明変数

される少数株主の富に与える影響については，とした場合の推計結果を示している。ペア企業

従来はインセンティブ・リアライメントの観点と比較した場合，クラスター 1 （高経営者持分から検証がなされてきた。すなわち MBO の型）においては，非公開化に対し，ADJSPF，

ケースでは，買収に経営陣が参加することによ

SPF，TRADED が 有 意 に 負，FCF（ モ デ ルり，非公開化後，経営陣の持株比率の上昇が予2 ），OWN が有意に正となっている。一方，想される。それは公開時に存在したエージェン

クラスター 2 （高外国人持分型）に関しては，

シーコストを削減すると同時に，経営陣の努力

ADJSPF，TRADED が 有 意 に 負，FOREIGN

水準を引き上げ，非公開後の企業価値向上を可が有意に正となっている。クラスター 1 におい能にする。その価値創造の期待値のいくらかがては，アンダーバリューの解消と上場維持コス

少数株主にプレミアムとして支払われるというトの削減を動機とするとともに，フリーキャッわけである。実際，英国企業の非公開化案件とシュフローの削減とファミリーへの株式集約が少数株主の富の関係性を検証した Renneboog

非公開化の目的となっていると解釈できる。そet al.［2007］ で は， 事 前 の 経 営 者 持 分 が 低

れに対し，クラスター 2 もアンダーバリューの

く，バイアウトによる経営者持分上昇の余地が解消と上場維持コストの削減を動機としている

高いと予想される案件ほど，プレミアム水準が点では同様であるが，所有構造の側面では上場高まることを明らかにしている。

廃止による外国人投資家からの経営圧力の緩和

もっとも，近年の所有構造と少数株主の富のを非公開化の背景としている。こうした結果

関係性についての実証研究では，支配的株主のは，クラスターが 2 つに分割され， 1 つのクラ

強圧性の観点から検証がなされている。つまスターが高い経営者持分によって特徴づけられり，プレミアムの水準は低位なほど買い手は買るという点で Halpern et al.［1999］において収コストを節約できるわけであるが，ファミ提唱された異質性仮説に沿う結果となっている

リーなどがその支配的株主である立場を利用しが，もう一方のクラスターが高い外国人持分にて，売り手に圧力をかけ，相対的に低いプレミよって特徴づけられるという点で，彼らの見方

アム水準での買収を遂行しているのではないかとは異なる内容でもある。

との観点から分析が行われている5）。

73

非公開化型 MBO の異質性に関する実証分析：動機・買収プレミアム・エグジット
図表 5

クラスターと買収プレミアムクラスター 1 （52社）
Variable

Mean

PREM 1
PREM10
PREM20
PREM400.47790.50930.50900.4807

Std.Dev.
0.42020.38240.36490.3393クラスター 2 （69社）

Min

Max

Mean

－0.9869－0.9868－0.9838－0.98392.0833
1.31681.16811.25000.45710.45360.46090.4850

Std.Dev.
0.56670.38900.37170.3655MinMax－0.8613－0.8610－0.8588－0.2683

3.42482.22582.01202.2172差の検定（p-value）
0.81700.43350.47880.9470（注） 差の検定はクラスター間の平均値の差の検定を表す。

では，日本の非公開化型 MBO のケースにお買収プレミアムは図表5で定義した

いて，ファミリーなどによるバイアウトは，少PREM40を用いた 6）。FUND，LNASSET，

数株主の富にいかなる影響を与えているのであ

MANU，REX はコントロール変数であり，そろうか。図表 5 は，前節で定義されたクラス

れぞれファンド・ダミー，総資産対数値，製造

ター（高経営者持分クラスター，高外国人持分

業ダミー，レックス・ホールディングス事件高クラスター）ごとの買収プレミアムを観察した

裁判決以降の案件に 1 の値を与えるダミー変数ものである。仮に支配的株主が強圧性を発揮しである7）。その他の変数はこれまでと同様であているのであれば，経営者持分が高いクラスる。同表によると，モデル（ 2 ）と（ 3 ）におター 1 ではプレミアム水準が低位になることがいて SPF が有意に負となっている。事前の株予想される。一方で，外国人株主の所有比率が価パフォーマンスが低い企業ほど，プレミアム

高く，売り手のなかにブロック・シェアホル水準が高いということであり，非公開化前のアダーが存在するクラスター 2 では，売り手の交

ンダーバリューがプレミアムの源泉となってい渉力が強化され，プレミアム水準は引き上げらるということがわかる。また，SQ も有意に負れるものと考えられる。もっとも，同表によるとなっている。成長機会が乏しく，将来的にと， い ず れ の プ レ ミ ア ム の 取 り 方 で み て もマーケットからの資金調達の必要性が低い企業（MBO 公 表 1 日 前， 同10日 前， 同20日 前， 同

ほど，上場廃止によるコスト節約余地が大きく40日前の株価水準に対する TOB 価格），両クなると予想されるが，そうした節約分がプレミラスターの差は統計的に有意とはいえない。

アムとして還元されているとみてよかろう。

図表 6 は，（ 2 ）式に基づき，所有構造をダ所有構造に関しては，プレミアム水準に対しイレクトに挿入したうえで，買収プレミアムのて，経営者持株比率 OWN の符号は非有意であ

決定要因を OLS で検証した結果である。

る。本稿の検証からは，ファミリーによる強圧性が存在するとは判断できない。また，モデル

PREM40＝F［ADJSPF, SPF, SQ,

3 は，アンダーバリューの程度が経営者持分のFCF, DA, OWN, CORP,

状況によって増幅するか否かを検証したもので

FOREIGN, FUND, LNASSET,ある。Halpern et al.［1999］では，両クラス

MANU, REX］

ター（経営者持株比率が高いクラスター，経営⑵

者持株比率が低いクラスター）ともアンダーバ

74

証券経済研究
図表 6

第107号（2019.９）

買収プレミアム（PREM40）の決定要因

モデル⑴

モデル⑵

係数

標準誤差

ADJSPF
SPF
SQ
FCF
DA
OWN
CORP
FOREIGN
TRADEDOWNQ1OWNQ4
SPF×OWNQ1
SPF×OWNQ4
LNASSET
FUND
MANU
REX
CONSTANT－0.2475

0.1629Observations
R2

121
0.1558係数－0.3826－0.1388
0.03150.16040.3476 ＊＊0.9245 ＊＊0.07830.13830.21370.19690.26680.17820.44650.1747－0.5591 ＊＊＊－0.2757 ＊＊0.0126－0.0227
0.10730.3162 ＊＊0.55230.0873－0.0433－0.0659
0.0719－0.0089
1.0124 ＊＊0.03870.06550.07040.06200.4563－0.0134－0.0326
0.08670.0266
0.5794

＊＊＊

モデル⑶
標準誤差

121
0.31270.13360.11960.18280.1901
0.23460.15250.45260.14820.03620.05950.0591
0.05480.4456係数

標準誤差－0.4575 ＊＊＊－0.2943 ＊＊0.02380.01310.15200.11930.1776
0.19750.3157 ＊＊0.58310.10340.04920.0576－0.3147－0.1189－0.0113－0.0301
0.09040.0131
0.53820.14960.43490.13280.07170.08970.37000.24920.03790.05820.05810.05580.45881210.3303（注） 1 ） 標準誤差は不均一分散に頑健な標準誤差を用いている。
2 ） ＊＊＊，＊＊，＊はそれぞれ 1 ％， 5 ％，10％水準で有意であることを表す。

リューに陥っているため，経営者持分の両端部

をコントロールした場合，CORP はいずれのモ

分ではアンダーバリューの効果が増幅され，プデルでも有意に正となっており，FOREIGN は

レミアム水準が上昇する傾向にあることを確認

モデル（ 1 ）において 5 ％水準で有意に正としている。そこで経営者持分について第 1 四分なっている9）。すなわち，法人株主や外国人株

位のダミー変数（OWNQ 1 ）と第 4 四分位の主などの持株比率が高まるほど，売り手の交渉

ダミー変数（OWNQ 4 ）を作成したうえで，力が強化され，プレミアム水準も引き上げられそれらと株式収益率 SPF を交差させ，プレミ

るということを意味する。特に，FOREIGN の8）

アムに対する影響をチェックした 。仮に経営効果は大きく，同変数の 1 標準偏差の上昇が者持分の高いグループと低いグループでアン

PREM40を0.088（0.92×0.10）だけ引き上げ

ダーバリューが増幅されているとするならば，る。これは PREM40の18.3％にも該当する規両交差項は負の係数で有意になると予想される

模である。これらの結果は，わが国における非が，本稿ではそのような結果は得られなかっ公開化時の少数株主保護においては対抗買い付た。

けなどが期待できない現状から，これらブロッ

興味深いのは，法人持株比率 CORP，外国人
持株比率 FOREIGN の結果である。他の要因

ク・シェアホルダーの存在とその交渉力が重要な鍵を握るということを示唆している。

75

非公開化型 MBO の異質性に関する実証分析：動機・買収プレミアム・エグジット

マティックに観察されるのであろうか。

Ⅴ．MBO とエグジット

図表 7 は，これまで用いてきた 2 つのクラス
ター及びファンド関与の有無と，非公開化後の最後に，非公開化前の所有構造やファンド関ステータス（①再上場，②他社との M&A，③

与のあり方が，その後の組織形態の選択にいか

非公開維持）のクロス表を示したものであなる影響を及ぼしているかについて検証する。

る10）。同表によると，圧倒的に非公開の地位を2 節でも論じたように，ファンドが関与する案

維持する企業が多いものの，再上場率に限って件では，彼らの非公開化の動機が買収価格と売みれば，クラスター 1 （高経営者持分型）は却価格との間のさや取りとなるので，株主価値1.9％（ 1 件）であるのに対し，クラスター 2が修正された期間経過後に再上場する，あるい（高外国人持株型）は10.3％（ 7 件）となっては他社に売却される可能性が高いと予想されいる（パネル A）。カイ 2 乗検定の結果も10％る。一方，経営者の持分が高いファミリー型の水準ではあるが両者で有意な差があることを示案件では，彼らへのコントロールライツの集約している。クラスター 1 の方が再上場を選択すが非公開化の主な動機であるため，そのまま非る確率が低く，非公開化の地位を維持する傾向

公開の所有構造を継続するものと予想される。

にある。一方，他社と M&A を行う割合に関こうした見方は，日本企業のケースでもシステ

し て は（ パ ネ ル B）， ク ラ ス タ ー 1 が23.1 ％図表 7
パネルＡ：MBO クラスターと再上場
クラスター

クラスター，ファンドとエグジット
パネルＢ：MBO クラスターと M&A

1

2

あり

1
（1.9）

7
（10.3）

なし

51
61
112
（98.1） （89.7） （93.3）

再上場

Total
Pearson chi2⑴＝3.3185

8
（6.7）

52
68
120
（100.0） （100.0） （100.0）
Pr＝0.069

76

あり

44
7
51
（39.3） （87.5） （42.5）

関与なし

68
1
69
（60.7） （12.5） （57.5）

Pearson chi2⑴＝7.1027

112
8
120
（100.0） （100.0） （100.0）
Pr＝0.008

Total

あり

12
16
28
（23.1） （23.5） （23.3）

なし

40
52
92
（76.9） （76.5） （76.7）

M&A

Total

52
68
120
（100.0） （100.0） （100.0）
Pr＝0.954

M&A

Total

関与あり

Total

2

パネルＤ：ファンド関与と M&A

再上場

ファンド

1

Pearson chi2⑴＝0.0034

パネルＣ：ファンド関与と再上場

なし

クラスター

Total

なし

あり

Total

関与あり

29
22
51
（31.5） （78.6） （42.5）

関与なし

63
6
69
（68.5） （21.4） （57.5）

ファンド

Total

92
28
120
（100.0） （100.0） （100.0）

Pearson chi2⑴＝19.4456

Pr＝0.000

証券経済研究
図表 8第107号（2019.９）

エグジットに関する競合リスク・ハザードモデル

パネルＡ：モデル⑴係数
MONTH24
MONTH36
MONTH48
MONTH49ADJSPF
SQ
FCF
DA
OWN
CORP
FOREIGN
TRADEDFUND
LNASSETMANU
REXCONSTANT

0.185217.7597 ＊＊＊15.0236 ＊＊＊12.4747 ＊＊＊1.9222－4.2853－11.1936－5.1389－10.7479 ＊－4.2678－7.58436.0179 ＊1.32240.8933－0.8905－1.0632－19.5511 ＊＊Observations
Log Likelihood
Pseudo R 2

120－59.5224
0.3556

再上場
標準誤差
4.40392.71142.61002.53912.63802.89287.75405.15675.82754.1281
8.9172
3.3693
1.82210.82681.43671.28728.7805

他社との M&A
標準誤差

限界効果

係数

0.00090.99930.99870.04940.0054－0.0119－0.0312－0.0139－0.0283－0.0120－0.01910.01560.00190.0023－0.0018－0.0034－0.8377
1.32371.0734－0.8614－0.4224
0.39591.4978－0.2299－2.28140.7488－3.6049
1.70662.6485 ＊＊＊0.1960－0.9876－0.2415－5.2684

限界効果

係数1.49031.42051.23501.08491.12011.31032.53891.21483.53382.30843.36252.4842
0.6611
0.36190.79320.67575.2804

限界効果－0.0889－0.1512－0.1537－0.1450－0.0592
0.05660.2120－0.0294－0.31030.1054－0.49460.23310.41490.0267－0.1248－0.0336

パネルＢ：モデル⑵係数
MONTH24
MONTH36
MONTH48
MONTH49
SPF
SQ
FCF
DA
OWN
CORP
FOREIGN
TRADEDFUND
LNASSETMANU
REXCONSTANT－3.4656
15.5730 ＊＊＊11.9405 ＊＊＊9.0318 ＊＊＊－1.9868－4.9135 ＊－9.1706－4.0085－8.9490－3.6663－5.9602
7.9745 ＊2.4027
1.22230.0546－1.0451－23.3051 ＊＊Observations
Log Likelihood
Pseudo R 2

120－58.6061
0.3656

再上場
標準誤差3.21891.57682.12902.5116
1.69572.79206.85373.27755.91434.7306
8.13744.19992.15501.00611.44611.280311.0078－0.0026
0.99900.99070.0196－0.0040－0.0115－0.0218－0.0091－0.0201－0.0088－0.01190.01770.00460.00270.0004－0.0029

他社との M&A
標準誤差＊＊＊－1.37371.0306
0.6131－1.3904－1.60850.49261.6753－0.4342－1.63170.9015－4.9118
1.96192.8375 ＊＊＊0.3353－0.8227－0.0900－6.80171.5034
1.3795
1.24601.11901.08961.32452.6062
1.2972
3.71922.36943.70662.80890.70480.39980.79940.71055.5464

限界効果－0.1194－0.1494－0.1518－0.2382－0.2159
0.06820.2291－0.0570－0.2165
0.1228－0.6594
0.26130.43790.0447－0.1029－0.0118（注） ＊＊＊，＊＊，＊はそれぞれ 1 ％， 5 ％，10％水準で有意であることを表す。

77

非公開化型 MBO の異質性に関する実証分析：動機・買収プレミアム・エグジット（12件），クラスター 2 が23.5％（16件）となっている。同変数によって期間の長短がイベントており，拮抗している（カイ 2 乗検定の結果も発生に与える影響をコントロールしている。推非有意）。ファンド関与の有無と非公開化後の計結果は図表 8 の通りである12）。モデル（ 1 ）ステータスについては，ファンド関与案件におは ADJSPF を，モデル（ 2 ）は SPF を説明変

いて，再上場化する割合（ 8 件中 7 件）と他社数とした場合の推計結果を示す。

との M&A が行われる割合（28件中22件）の

OWN は，再上場化に対し10％水準ではある双方において高く，統計的にも有意である（パ

ものの有意に負となっている一方で（モデル

ネル C，パネル D）。ファンドが関与するケー1 ），他社との M&A の確率に関しては，同変スにおいて，エグジットが実現されている状況

数の係数は統計的に有意になっていない。ファが見て取れる。

ミリー主導型の案件においては，所有構造が再もっとも，こうした結果は，変数間の関係性

び分散する方向に向かう再上場については消極がコントロールされておらず，あくまで暫定的的であるのに対し，他社との M&A に関してなものにとどまる。そこで，（ 3 ）式のようなは他のクラスターと差がなく，柔軟に対応して

多項ロジットをベースとした競合リスク・ハいるという状況を示している。他方，FUND

11）

ザードモデル（competing risk hazard model）に目を向けると，OWN とは逆に，他社とのを用いて，非公開化後のステータスに対する各

M&A の確率は促すものの，再上場確率に対し要因の効果を測定することとする。

ては統計的に有意となっていない。後者の結果に関しては，そもそも再上場を果たす件数が少

STATUS＝F［MONTH24, MONTH36,

ないために，ファンドの効果を上手く捉えられ

MONTH48, MONTH49,

なかった可能性がある。いずれにせよ，ファン

ADJSPF, SPF, SQ, FCF, DA,

ドが関与する案件においては他社への M&A

OWN, FUND, SIZE, MANU,という形でエグジットを図っているという状況

REX］

が確認された。

⑶

なお，月数ダミーについては，36ヶ月以上の
STATUS と MONTH ダミー以外の変数は，変数に関して，再上場化に対して正に有意と

こ れ ま で 使 用 し て き た も の と 同 様 で あ る。

な っ て お り， 他 社 と の M&A に 対 し て は

STATUS は非公開後の組織形態を表し， 1 がMONTH24のみ有意に負となっている。再上場

再上場， 2 が他社との M&A，ベースカテゴ

するまでにはある程度の期間が必要とされるの

リ ー（ 0 ） が 非 公 開 維 持 と な っ て い る。

に対し，他社への売却や他社との合併は，非公MONTH はイベント（再上場，他社との M&A）

開化からの期間を条件とせずフレキシブルに実までの期間（月）を表し，12ヶ月までをベース施されているものと解釈できる。

カ テ ゴ リ ー と し て，13ヶ 月 か ら24ヶ 月 がMONTH24，25ヶ月から36ヶ月までがⅥ．結論と課題

MONTH36， 37 ヶ月から 48 ヶ月までがMONTH48，49ヶ月以上が MONTH49となっ

78

本稿では日本の非公開化型 MBO 案件を対象

証券経済研究第107号（2019.９）に，クラスター分析により類型化を試みるとときた再上場に加え，他社との M&A も含めてもに，類型化されたクラスターごとに少数株主検証を行ったところ，ファミリー主導型企業群の富や非公開化後の組織形態が異なるかどうか

ではもう一方のクラスターに比べ，再上場化すについての検証を行った。分析の結果，以下のる割合は低いことが示された。同様に，再上場点が明らかとなった。第 1 に，クラスター分析

や他社と M&A を行うまでの期間を被説明変からは非公開化型 MBO が高い経営者持株比率数とした競合リスク・ハザードモデルからも，を特徴とするグループと，高い外国人持株比率

経営者持株比率は再上場化に対しネガティブなを特徴とするグループとに分けられることがわ

影響を与えていることが確認された。既述のよかった。前者はファミリーによってバイアウト

うに経営者持分が高い案件では非公開化によるが主導され，後者は株主圧力を緩和するために彼らへの株式集約化が主な動機となっているた

既存経営陣によってバイアウトが実施されていめ，非公開化後も継続してその地位を選好してるものと推察できる。特に，後者の結果に関しいるものと推測できる。

ては，Halpern et al.［1999］等の先行研究で最後に，本稿に残された課題について述べても取り上げられていない点であり，本研究の貢おきたい。まず，経営者持株比率の正確な測定

献の 1 つといえる。ただし，両クラスターへのが求められよう。今回の分析では，経営者保有

ファンド関与の比率の差については統計的に有分として有価証券報告書記載の現数値を用いた意ではなく，高い外国人持分型のクラスターにが，そこには経営者の財産保全会社や親族の保比べ，ファミリー主導型のクラスターではバイ有分が参入されていない。それら株主の状況はアウトへのファンド関与の割合が相対的に低い「公開買付届出書」に記載されているが，多くとはいえないことも明らかになった。

の案件でそられ株主は無視できない株式を保有

第 2 に，クラスターごとに買収プレミアムのしている。現状では経営者持分が過小になって水準をチェックしたところ，高経営者持分型といる可能性があるので，財産保全会社や親族の高外国人持分型の間に，プレミアム水準に有意保有数についても経営者保有分に加算したうえな差はないことが示された。同様に，所有構造

で，経営者持分を捉えなおす必要があろう。まをダイレクトに挿入したプレミアムの決定要因

た，今回の分析では MBO 案件だけに対象を限の分析からも，経営者持株比率は直接的に影響定したが，その他の非公開化案件と比較検証すを与えておらず，ファミリーが強圧性を発揮しることも今後必要となろう。例えば，その他のているとの証拠は得られなかった。また，同推タイプとして親会社による子会社買収型（親子計からは外国人株主や法人株主はプレミアム水上場廃止型）やファンドによるバイアウト型な

準に対しポジティブな効果を与えており，それどが考えられるが，そうした案件の動機と比較

らブロック・シェアホルダーが存在する場合，することにより，より MBO 案件固有の特徴を売り手の交渉力が強化され，プレミアムの水準

明確に描写することが可能となろう。

が高まることも明らかにされた。
第 3 に，クラスターごとの非公開化後のステータスについて，先行研究で取り上げられて

注

1） このほか，冒頭で挙げたような債権者や従業員などのステークホルダーから買収を主導する経営陣やファンド

79非公開化型 MBO の異質性に関する実証分析：動機・買収プレミアム・エグジット
への富の移転を MBO の動機としているという説がある
が，それらは変数化が困難なため，今回は分析を見送った。

and Business, 14, pp.179-195.
Barber, B. M. and J. D. Lyon����������������������
（���������������������
1996�����������������
）����������������
, “Detecting Ab�

2） 本項の内容は，河西・齋藤・川本［2011］，齋藤・河normal Operating Performance: The Empirical

西・川本［2017］，河西・川本［2019］を参照している。

Power and Specification of Test Statics,” Jour-

3） さらにいえば，経営者にコントロールライツと残余請求権（あるいはキャッシュフローライツ）を集中させる

nal of Financial Economics, 41, pp.359-399.

ことにより，外部株主とのエージェンー問題が解消されCook, D. O., J. C. Easterwood and J. D. Martin

るため，こうした非公開の形態は持続することになる（Fama and Jensen［1983］）。
4） 同手法については，石黒編（2014），第10章を参考とした。
5） ただ，実証研究では必ずしもこの因果関係の存在を認［����������������������������
1992������������������������
］,�����������������������
“Bondholder Wealth Effects����������������
of Manage�
ment Buyouts,” Financial Management, 21,
pp.102-113.

めているわけではなく，例えば，大陸欧州諸国のバイア

Croci, E. and A. D. Giudice�������������������������
［������������������������
2014��������������������
］�������������������
, “Delistings, Con�

ウトを扱った Geranio and Zanotti［2012］や Croci andtrolling Shareholders and Firm Performance inGiudice［2014］では，ファミリーなどの支配的株主が存在する案件の異常収益率はその他の案件に比べ劣らない

Europe,” European Financial Management, 20,

ことが示されている。

pp.374-405.

6） 紙幅の都合から PREM 1 ，PREM10，PREM20の結果は掲示していないが，ほぼ同様の結果が得られた。

DeAngelo, H., L. DeAngelo and E. M. Rice［1984］,

7） 井上ほか［2010］では，レックス・ホールディングス“Going Private: Minority Freezeouts and Stock�

事件以降，経営陣の少数株主に対する対応が保守的にな

holders Wealth,” Journal of Law and Econom-

り，買収プレミアムの水準が引き上げられる傾向にある
ことを明らかにしている。ただし，分析期間を延長した
本稿の分析では，必ずしもこのような関係性を確かめていない。
 8） Halpern et al.［1999］では，この点について株式収益率×経営者持分の 2 乗項を挿入してチェックしている。
ただし，同交差項と株式収益率×経営者持分との相関が非常に強いため（0.9を超える），本稿では経営者持分のics, 27, pp.367-401.
Fama, E. and M. C. Jensen［1983］, “Separation of
Ownership and Control,” Journal of Law andEconomics, 26, pp.301-325.
Geranio, M. and G. Zanotti［2012］, “Equity Markets

四分位ダミーと株式収益率の交差項を作成して代替した。

Do Not Fit All: An Analysis of Public-to-pri�9） もっとも，FOREIGN は株価パフォーマンスを SPF とvate Deals in Continental Europe,” European

したモデル（ 2 ）（ 3 ）で係数は正であるものの非有意となっている。この結果の差異は，FOREIGN が ADJSPFと SPF の 差 で あ る TOPIX の 市 場 リ タ ー ン の latentvariable になっている可能性が指摘でき，もし仮にそうであるならば，その解釈については一定の留意が必要である。
10） ここでの「他社との M&A」とは，非公開後に MBO
企業が他社に吸収合併されるケース，あるいは他社と経営統合を行うケースを指す。
11） 同モデルについては，筒井他（2011），第 9 章を参考とした。
12） 非公開化後のステータスが確認できない案件が 1 件存在するため，分析サンプルは120社となる。

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