証券経済研究第108号（2019.12）

MS ワラントの発行要因と株価リターン
金
鈴
頭
要

木
木
士

健
健 嗣
奈加子

旨

本稿では，日本で発行した MS ワラントについて，発行の決定要因，発行発表
時の株価の変動，発行後の株価パフォーマンスを実証分析している。検証の結果，リスクが高く，収益性が低く，財務の健全性が低い企業が，株価の高いタイミングで MS ワラントを発行していることを示唆する結果が得られた。また，
MS ワラント発行企業は発行後の株価パフォーマンスが悪いことがわかった。こうした結果は，第三者割当で引受ける投資家は，企業の将来性が悪かろうが，行使価額との差額から収益を上げることができるために引受けるという考えと整合的であり，ラスト・リゾート仮説と一致している。
また，MS ワラントがゾンビ企業といった不適切な企業の退出を遅らせ，社会にとって望ましくないという議論と，企業と市場間の情報の非対称性が高く企業の将来性を市場が見抜けない企業に対して資金が供給され，社会にとって望ましいという議論がある。本稿の結果は，不適切な企業の退出を遅らせるという効果が強い可能性を示唆している。しかし，MS ワラント発行後に企業価値が改善している企業も少数だが存在している。MS ワラントが，情報の非対称性の問題が大きいが有望な投資案件に対し，資金供給する仕組みとなることが望まれる。

目
Ⅰ．はじめにⅡ．MS ワラントとは
1 ．MS ワラントの仕組み
2 ．MS ワラントに対する問題点と問題点に対す
る取組み
Ⅲ．仮説
1 ．逆選択仮説（情報の非対称性仮説）
2 ．ラスト・リゾート仮説

次3 ．需給悪化仮説
Ⅳ．データ・サンプル
Ⅴ．実証分析
1 ．MS ワラントの決定要因
2 ．MS ワラント発行アナウンス時の株価反応
3 ．MS ワラント発行後の長期株価パフォーマンス
Ⅵ．おわりに47

MS ワラントの発行要因と株価リターン

う既存株主の利益を損ねる仕組みとして注目をⅠ．はじめに集めた。2007年には日本証券業協会や東京証券
取 引 所 が MSCB に つ い て 自 主 規 制 を 発 表 し

近年，行使価額修正条項付新株予約権（以下2008年以降は発行が少なくなっている。しかしMS ワラント）に注目が集まっている。MS ワ

ながら，MS ワラントは近年再び増加傾向にあラントとは，行使価額が株価と連動し決定される。図表 １ は MS ワラントの発行件数と発行額

る新株予約権のことをいう。ほとんどの場合，の推移を示している。2018年の MS ワラントの証券会社やファンドを割当先とした第三者割当

発行額は約3,000億円と，同年の普通株の公募の方法で発行される。株価の変化とともに行使

増資，第三者割当増資の合計の約半分の額と価額も変化する行使価額修正条項付転換社債型なっており，発行企業数は2006年を上回り，過新株予約権（以下 MSCB）と特徴が似ている

去最高の企業数が利用している。このように近がいくつかの点で異なっている。第 1 に，MS年，MS ワラントの利用が急増しているにもか

ワラントは MSCB とは異なり株価の変動に応かわらず，なぜ企業は MS ワラントを利用する

じて，行使される新株数に増減はない。第 2のか，MS ワラントの発行はマーケットに対しに，MS ワラントは MSCB とは異なり，株価

どのようなインパクトを及ぼすのか，MS ワラの変動に応じて行使時の資金調達総額が変化す

ント発行後のパフォーマンスはどの程度かにつる。第 3 に，MSCB は発行時に企業は資金調いて論じた実証研究はほとんど見当たらない。

達するが，MS ワラントは転換時に資金調達す

本稿の目的は，こうした問いに対し実証分析をる。

行うことにある。

MSCB は割当先の投資家が返還前に空売り

本稿では2004年から2018年に日本で発行したを仕掛け，売り圧力で株価が下落したタイミン

MS ワラント505社847件のデータを用い，発行グで新株へ転換し，貸株の返済が行われるとい要因及び株価リターンについて 3 つの仮説（逆

図表 １

48

MS ワラントの推移

証券経済研究第108号（2019.12）

選択仮説，ラスト・リゾート仮説，需要悪化仮MS ワラントの詳細な説明をしたうえで，第 3説）を提示し，①発行の決定要因，②発行発表

節で本稿の仮説について述べる。第 4 節では，時の株価の変動，③発行後の株価パフォーマン

本研究で用いるデータについて，第 5 節で検証

スについて実証分析をする。逆選択仮説とは，結果について説明していく。そして，第 6 節で有望な投資機会を持つ企業は MS ワラント発行

本稿のまとめとする。

を通じて過小投資問題を解消しているという仮説である。ラスト・リゾート仮説とは，既に割Ⅱ．MS ワラントとは高に評価されており，普通株の公募増資や第三者割当増資ができない企業が最後の資金の出し手として MS ワラントを利用するという仮説で1．MS ワラントの仕組みある。需要悪化仮説とは，MS ワラントの発行

MS ワラントとは，行使価額修正条項付新株により市場に流通する株式数の需給が悪化する

予約権のことを表し，会社法上の新株予約権の場合，その情報がアナウンスメント日の株価に一種である。新株予約権の保有者は株式会社に反映され，株価が下落するという仮説である。

対して予約権を行使することにより，当該企業

本稿で得られた結果は以下のとおりである。

の株式を，行使価額で交付を受けることができ

MS ワラントの発行企業はレバレッジが高く，る権利である。MS ワラントの場合，この行使

ROA が低く，Tobin’s Q が高く，日次リター

価額が行使の都度修正されるように設計されたンの標準偏差が大きい企業であった。また，公ものである。行使価額の修正方法については，募増資企業と比べても ROA が低く，総資産で一般的に新株予約権の行使請求日前日の株価の測った企業規模が小さい企業である。発行企業

90％から93％程度とするものが多い。これは行の特徴からは，リスクが高く，収益性が低く，使する投資家は前日比 7 ～10％ディスカウント

財務の健全性が低い企業が，株価の高いタイミ

した価格で新株を購入することができることをングで発行していると考えられる。発表時の株意味している。行使価額が株価に応じて修正さ価の下落は平均で約 -2.6％で，マーケット等れるため新株予約権の行使が円滑に進むことはの影響を調整した累積超過収益率は12ヶ月でメリットといえる。

24.1％，24ヶ月で39.4％のマイナスであること

MS ワラントに付帯される条項には，①行使がわかった。この結果は，発行企業は平均的にに関わる条項（行使指示条項，行使停止条項，

発行後のパフォーマンスが悪く，第三者割当で行使許可条項），②発行企業による取得条項，

引き受ける投資家はパフォーマンスの向上を見③ MS ワラント保有者による取得請求条項があ越して投資を行うというよりは，企業の将来性る。行使指示条項は発行企業が保有者に対してが悪かろうが，引受けることで収益を上げるこ

行使を指示した時には，保有者は決められた数とができるために引き受けるという考えと整合量の新株予約権を行使しなくてはならない条項的な結果といえる。こうした結果は，ラスト・である。行使停止条項は一定の事由が生じた場

リゾート仮説と一致する結果といえる。

合や発行企業の指示があった場合には，新株予

本稿の構成は以下のとおりである。次節で約権の行使ができないとする条項である。行使49

MS ワラントの発行要因と株価リターン

許可条項は MS ワラント保有者が新株予約権をなる。第 3 に，資金調達のタイミングが異な行使する際に，発行企業の許可が必要となる条る。MSCB は発行時に社債として資金調達す項である。発行企業による取得条項は，発行企

るが，MS ワラントの発行時には資金調達が行業の資本政策において MS ワラントよりも望まわれず，新株予約権が行使されたタイミングでしい資金調達方法への変更や資金調達が必要な資金調達する。

くなった場合などに利用される。行使指示条

MS ワラントは第三者割当により発行される

項，行使停止条項，行使許可条項，取得条項がことが一般的であり，公募増資と異なり引受人付与されている場合は，新株予約権の行使のタとしての立場での証券会社による引受審査が行

イミングは実質的には発行企業の裁量に委ねらわれない。発行企業は準備に要する時間的負担れることになる。市場株価が下限行使価格を下が軽減されることになる。

回って推移し，新株予約権が全部行使されずに期間満了した場合，新株予約権は消滅する。
MS ワラント保有者による取得請求条項は，行2．MS ワラントに対する問題点と問題点に対する取組み

使期間満了前の一定の期日において発行企業に

MS ワラントは，新株予約権のデメリットを対して，権利が行使されなかった新株予約権の補完する形で資金調達手段として広がりを見せ買い取りを請求できるものである。新株予約権ているが，問題点も多い。第 1 に，実質的には行使のタイミングについての実質的な裁量が委有利発行に該当しているのではないかという問

ねられていない MS ワラント保有者にとって題である。上場会社は原則新株予約権の発行はは，行使に対する不確実性へのリスクヘッジの取締役会決議で実施可能であるが，有利発行に意味を持っている。

該当する場合は株主総会決議が必要となる。

MS ワラントと MSCB との大きな違いは 3

MS ワラントは行使価額が行使の都度修正されつ挙げられる。第 1 に，交付される株式数が決ることから新株予約権の保有者は，そのディス

ま っ て い る の で 希 薄 化 が 一 定 で あ る こ と。

カウントによりキャピタルゲインを得る可能性

MSCB は株価の水準によって転換される株数が極めて高い。この点を考慮すると実質的にはが増減し，希薄化が一定でない。株価が下落し有利発行に該当する可能性があり，発行手続きている状況において，MSCB の転換が行使さに法令違反があるとの問題になる可能性があれると大量の株式が発行され希薄化の程度が大る。 ま た MS ワ ラ ン ト お よ び MSCB は 過 去

きくなる。MS ワラントは新株予約権 １ 個当たに，新株予約権保有者が大量の空売りを権利行

り交付株式数が決まっており，株価の変化から使に先立って行い，発行企業の株価が十分に下くる行使価額の変動による交付株式数に変化が落したところで下方修正された低い行使価額でない。よって発行済み株式数に対する希薄化が新株予約権を行使し，取得した株式で空売りの一定である。第 2 に，行使価額によって調達で際に借りた株の返還に充てるという行為が行わきる金額が変化する。新株予約権 1 個当たりのれた。これにより既存株主は本来あるべき株式

交付株式数が決まっているため，行使価額が低価値を大幅に下回る金額で新株が対象に発行さ下すれば，おのずと調達総額も変化することにれることによる希薄化で利益を害される場合が50

証券経済研究あった。

第108号（2019.12）

却を禁止している。新株予約権等の行使制限な

この問題点を踏まえ MS ワラントは発行につどに関する定めでは，MSCB 等買受け時に，いて様々な規制が強化されてきた。まず金融商

新 株 予 約 権 等 の 月 ご と の 行 使 数 量 が， そ の品取引法に基づく法定開示では，MS ワラント

MSCB 等の発行の振り込み日時点における上発行時に提出する有価証券報告書又は臨時報告

場株式数の10％を超える場合には行使はできな書等の発行開示資料において，行使価額修正条

いことなどを原則契約で定めることを義務付け

項付き新株予約権付社債等により資金を調達している1）。

ようとする理由，行使価額の修正基準及びその東京証券取引所では，2009年 ７ 月「『2008年

修正頻度，行使価額等の下限，割当株式数の上度上場制度整備の対応について』に基づく有価限などの事項の開示が追加的に求められること

証券上場規程等の一部改正について」においとなった。

て，割当てを受ける者の払込みに要する財産の日本証券業協会は，2007年 ５ 月「第三者割当存在について確認した内容，払込金額の算定根

増資等の取扱いに関する規則」を公表し，その拠及びその具体的な内容，払込金額が割当てを中で証券会社の義務として MSCB 等の買受時受ける者に特に有利でないことに係る適法性の確認等，観察期間における空売り及び市場売（いわゆる有利発行該当性に係る適法性）に関却の制限，新株予約権等の行使制限などに関すする監査役又は監査委員会の意見等（東証が必る定めをルール化した。買受け時に，最低限，要と認める場合に限る），第三者委員会などの財政状態及び経営成績，調達する資金使途，市意見手続を行う場合はその内容，そしてその他場および既存株主への影響等を確認したうえ

東証が投資判断上重要と認める事項を適時開示

で，総合的な判断および責任のもと買受けを行で求めている2）。これらは MS ワラントにも該うことを求めている。また発行会社に対しては当することとなっている。

調達する資金使途，MSCB 等を発行する理由などについて適切な開示を行うように要請する

Ⅲ．仮説

こと求めている。MSCB 等の観察期間中に証
券会社の自己が保有している MSCB 等のヘッ

MS ワラントを利用する理由として本稿ではジのための空売りでも，原則，取引所の直近公以下の 3 つの仮説（逆選択仮説，ラスト・リ

表価格以下の価格において該当する空売りをゾート仮説，需給悪化仮説）を提示する。

行ってはならないとしている。また行使価額が終値を参照する場合，観察期間中に各営業日の

1．逆選択仮説（情報の非対称性仮説）

終了前15分間において，自己による対象株券の経営者は企業の将来性があり，有望な投資機

市 場 売 却 を し て は な ら な い と し た。 そ し て会についての情報を持っているが，一般的な投MSCB 等の行使価額が終日の売買高加重平均

資家や引受証券会社はその情報を入手すること

価格を参照するものである場合，原則，観察期ができない状況が存在する。その理由として，

間中に，各営業日の前10営業日の対象株券の平同業他社に企業の具体的な将来戦略を明らかに

均売買数量の25％を超える数量の自己による売することができない，もしくはその情報を明ら

51

MS ワラントの発行要因と株価リターン

かにしても一般的な投資家や引受証券会社がそ問題を解消している可能性がある3）。

の情報を信じることができないことがあげられ

この場合，MS ワラントは企業と投資家間のる。企業と投資家間の情報の非対称性が深刻な

情報の非対称性が深刻な企業が利用すると考え時に公募増資を行うと逆選択問題により資金調られる。また，MS ワラントを発行する企業

達 コ ス ト が 大 き く な る（Myers and Majluf

は，将来有望な投資機会を保有しがちであると［1984］）。経営者は現在の企業の株価が割安・

一般的な投資家も認識するため，MS ワラント

割高であるということを知っており，投資家は発行日の市場インパクトはプラスの傾向があ知らない状況（経営者が情報優位，投資家が情り4），その後の株価パフォーマンスもプラスの報劣位な状況）では，経営者は割安なタイミン

傾向にあると考えられる5）。

グではなく割高なタイミングで株式発行を行いがちである。こうした場合，情報を持っていな

2．ラスト・リゾート仮説

い投資家は，例え企業の株価が適切についていラスト・リゾート仮説では，既に過大評価さたとしても，現在の株価は割高であると認識れており，特定の投資家・引受証券会社からもし，多くのディスカウント（資金調達コスト）

賛同が得られず普通株の公募増資や第三者割当を要求してしまう（逆選択問題）。企業は，調増資にアクセスできない企業がラスト・リゾー

達コストが高くなると，公募増資を通じた資金

ト（最後の資金の出し手）として MS ワラント

調達をやめ，有望な投資機会へ投資を行わなくを利用するという仮説である。公募増資の場なるという過小投資問題が生じる。

合，引受証券会社は自らの顧客に新株を販売す日本で行われる MS ワラントは，割当先投資るため，発行直後に倒産や経営危機に陥ると家は特定の投資家のみという第三者割当増資のいった可能性のある企業を引き受けることはし

1 つと考えることができる。この場合，企業はない6）。普通株の第三者割当増資でも引き受け

特定の投資家にのみ情報を公開することで，情る投資家は情報優位な投資家であり，発行後に報の拡散を防ぎながら企業と投資家間の情報格

株価向上が見込まれる企業や資本提携などによ差を解消することができる。また，多くの割合

るシナジー効果が見込めない企業の株式を引きを引受ける投資家は，前もってコストをかけて受けることはないだろう。

発行企業の将来性や投資機会を調査するインセ

Brophy et al.［2009］，Chaplinsky andンティブを持つため，第三者割当増資を引き受

Haushalter［2010］，Chen et al.［2010］ は，ける投資家は情報優位な投資家といえる。そし将来的に財務的に困窮する企業などは，短期売て，情報優位な投資家は，将来有望な企業（割買が可能な PIPE（��������������������������
private investment in pub�

安な株価の企業）の株式のみ購入する。この場

lic equity）を通じて，ヘッジ・ファンドから合，将来有望な企業は，公募増資よりも第三者

資金を調達していると指摘している。MS ワラ

割当増資を選択することで資金調達コストも小ントも PIPE の一種と考えることができる。

さ く な る と 考 え ら れ る（Hertzel and Smith

MS ワラントでは，行使価額が変動し，常に現［1993］）。その結果として，有望な投資機会を在の株価より低い行使価額が設定されている。

持つ企業は MS ワラント発行を通じて過小投資

そのため，引き受けた投資家は，行使後すぐに52

証券経済研究第108号（2019.12）

株式市場で売却もしくは，行使前後に空売りを利用することで行使価額と株価の差額分を得る

Ⅳ．データ・サンプル

ことができる。公募増資や第三者割当増資とは異なり，引受ける投資家は，企業の将来性が悪MS ワラントの発行データは2004年から2018

かろうが資金を無駄な投資に用いられようが考

年に日本で発行された505社847件のデータを使慮せずとも，引受けることで収益を上げること用した。財務データおよび株価データは，2002ができる。

年から2018年までの上場企業を対象に，Nikkei

この場合，MS ワラントを発行する企業は企

Quick Astra Manager お よ び 金 融 デ ー タ ソ

業と投資家ら間の情報の非対称性が深刻で財務

リューションズからそれぞれ取得した。金融業

危機企業が利用しがちであると考えられる。まおよび業種不明のデータ，決算期変更があった

た，MS ワラントを発行する企業は，将来有望

年の決算期のデータ，分析に必要な変数が不足

な投資機会を持っていないと一般的な投資家がしているデータを除外した。

認識するため，MS ワラント発行日の市場イン

変数は次のものを使用した。MS ワラントを

パクトはマイナスの傾向があり，その後の株価

発行すると 1 を取るダミー変数（MS warrants

パフォーマンスもマイナスの傾向にあると考え

dummy），公募増資すると 1 を取るダミー変数

7）

られる 。

3．需給悪化仮説（PO dummy），有利子負債比率（Leverage），
営業利益を総資産で除した比率（ROA），総資
産の自然対数（ln（Asset）），時価総額の自然MS ワラントを引き受ける投資家は，引受け

対数（ln（MV）），現預金および有価証券を総たディスカウントされた新株を購入し，市場で資産で除した比率（Cash/Asset），年次株式リ

売却・空売りすることを通じて，収益を得るこターン（Annual return），一年間の日次リターとができる。新株を保有し続けるわけでなけれンの標準偏差（SD（Return）），年ダミー（Yearば，市場に流通する株式数が増加する。企業のdummy）及び業種ダミー（Industry dummy）

株式の需要曲線が右下がりになっていれば，新で あ る。Leverage，ROA，Cash/Asset，Tobin’s

株数だけ市場に出回る株数が多くなる分，株価

Q, Annual return，SD（Return） は 上 下 1 ％が下落すると考えられる8）。

で winsorize し た。 図 表 2 の パ ネ ル A に 各 変

MS ワラントは MSCB とは異なり，株価の数の要約統計量を示す。

変動による新株数の変更は無いため，需給悪化

図表 2 のパネル B は MS ワラントの発行有の情報はアナウンスメント日に反映されるだろ無による平均値（中央値）の差の検定を示す。

う9）。需給悪化仮説に従えば，MS ワラントのパネル B によると MS ワラント発行企業は発発行アナウンスメント日の株価はマイナスとな

行していない企業と比べて，レバレッジの平均ることが予想される。需給悪化仮説では，アナ値（中央値）は，0.097（0.102）ポイント有意

ウンスメント日以降の長期株価パフォーマンス

に 高 い。ROA の 平 均 値（ 中 央 値 ） は0.091

については影響を及ぼさない。

（0.033）ポイント有意に低い。資産の平均値（中央値）は150,994（19,253）百万円有意に小53

MS ワラントの発行要因と株価リターン
図表 2
パネルＡ

要約統計量

要約統計量（N ＝44,708）

変数

平均値

標準偏差

p25

p50

p75

MS warrants dummy

0.006

0.079

0.000

0.000

0.000

PO dummy

0.017

0.128

0.000

0.000

0.000

Leverage

0.230

0.188

0.068

0.195

0.353

ROA

0.044

0.065

0.019

0.042

0.073

Asset（百万円）

213,320

1,122,048

11,582

30,575

94,480MV（百万円）

111,158

551,365

4,194

12,24145,927

Cash/Asset

0.175

0.131

0.080

0.142

0.235

Tobin’s Q

1.160

0.718

0.829

0.979

1.218

Annual return14.29850.098-15.175

5.595

31.552SD（Return）

2.660

1.298

1.767

2.347

3.241

パネルＢ

平均値（中央値）の差の検定

変数

Leverage
ROA

発行した企業・年発行していない企業・年

平均値

中央値

標準偏差

平均値

中央値

標準偏差

0.326

0.296

0.213

0.229

0.194

0.187

－0.046

0.009

0.141

0.045

0.042

0.064

平均値の差

中央値の差

（ｔ値）

（ｚ値）

0.097

0.102

（8.678）（7.933）－0.091－0.033（－23.574） （－11.695）
Asset63,286

11,485297,996214,279

30,7381,125,313

（百万円）
MV

37,757

10,025

154,980

111,627

12,276552,955（百万円）
Cash/Asset
Tobin’s Q
Annual return－150,994－19,253（－2.261） （－11.334）－73,870－2,252（－2.251） （－3.502）
0.246
2.062
11.9840.181
1.445－9.4420.194
1.465
81.2040.175
1.154
14.312

0.142
0.978
5.644

0.131
0.707
49.838

0.071

0.038

（9.052）（5.388）

0.908

0.467

（21.347）（15.023）－2.328－15.086（－0.781） （－4.598）
SD（Return）
Observations

4.376
284

4.222

1.853

2.649

2.343

1.286

1.727

1.879

（22.474）（16.394）

44,424（注） 本表はサンプルの要約統計量（パネルＡ）と MS ワラントの発行有無による平均値（中央値）の差（パネルＢ）を示す。
変数は，MS ワラントを発行すると 1 を取るダミー変数（MS warrants dummy），公募増資すると 1 を取るダミー変数（POdummy），有利子負債比率（Leverage），営業利益を総資産で除した比率（ROA），総資産の自然対数（ln（Asset）），現預金及び有価証券を総資産で除した比率（Cash/Asset），年次株式リターン（Annual return）， 1 年間の日次リターンの標準偏差（SD（Return））である。Leverage，ROA，Cash/Asset，Tobin’ Q, Annual return，SD（Return）は上下 1 ％で winsorizeする。

54

証券経済研究第108号（2019.12）

さく，時価総額の平均値（中央値）も73,870

有意に高い。これらの結果は，過大評価されて（2,252）百万円有意に小さい。総資産に占めるいる財務危機企業がラスト・リゾートとして

現預金および有価証券の比率の平均値（中央MS ワラントを利用するというラスト・リゾー

値）は0.071（0.038）ポイント有意に高い。

ト仮説を支持する先行的な結果である。

Tobin’s Q の平均値（中央値）は0.908（0.467）

V．実証分析

ポイント有意に高い。年次株価リターンの平均値（中央値）は2.328（15.086）ポイント低い
が，平均値の差は有意ではなく，中央値の差は1．MS ワラントの決定要因有意であった。一年間を通じた株価リターンの図表 3 は MS ワラントの決定要因に関する，標準偏差の平均値（中央値）は1.727（1.879）
図表 3

MS ワラントの決定要因
MS warrants dummyt ＋ 1
MS ワラントの発行または公募増資を行ったサンプル

全サンプル
変数

（1）

（2）

（3）

（4）

Leverage

0.634＊＊＊

0.655＊＊＊

0.605

0.495

（5.021）（5.079）（1.436）（1.181）ROA－2.411＊＊＊－2.480＊＊＊－3.751＊＊＊－3.822＊＊＊（－10.401）（－10.577）（－4.667）（－4.669）ln（Asset）－0.127＊＊－0.006（－0.426）ln（MV）（－2.149）
0.015－0.107（1.148）
Cash/Asset
Tobin’s Q
Annual return（－1.620）－0.040－0.006－0.364－0.264（－0.237）（－0.033）（－0.607）（－0.444）

0.164＊＊＊

0.160＊＊＊－0.0190.042（8.029）（7.421）（－0.239）（0.528）－0.000－0.000

0.002

0.002

（－0.335）（－0.442）（1.194）（1.228）SD（Return）

0.155＊＊＊

0.161＊＊＊

0.112

0.113

（8.619）（9.146）（1.543）（1.559）Constant－4.565＊＊＊－4.786＊＊＊－0.929－1.232（－12.542）（－14.060）（－0.927）（－1.191）

Yes

Yes

Yes

yes

Year dummy
Industry dummy

Yes

Yes

Yes

yes

Observations

44,70844,708818

818

Pseudo R-squared

0.248

0.248

0.266

0.263

（注） 本表は MS ワラント発行の決定要因に関するプロビット分析の結果を示す。変数は図表 2 の通りである。列（ 1 ）（ 2 ）は全サンプルを，列（ 3 ）（ 4 ）は MS ワラントの発行または公募増資を行ったサンプルを対象とした分析結果である。カッコ内はロバストｚ統計量である。＊，＊＊および＊＊＊はそれぞれ10％， 5 ％および 1 ％水準で統計的に有意であることを示す。

55

MS ワラントの発行要因と株価リターン

以下のモデルによるプロビット分析の結果であ

ケットモデルで推定したものである。パネル

る。サンプル数は44,708企業・年である。被説

A によると，発行決議日翌日に約2.6％の有意

明 変 数 は t ＋ 1 期 の MS warrants dummyt ＋ 1

なマイナスの超過収益率が発生していた。そのと し， 説 明 変 数 は t 期 の Leverage，ROA，ln

ほかにも， 7 日前，発行決議翌日から10日後ま（Asset） ま た は ln（������������������
MV����������������
），��������������
Cash/Asset����
，���
To�

での間に断続的に有意なマイナスの超過収益率

bin’s Q，Annual return，SD（Return）， 年 ダが確認できた。

ミーおよび産業ダミーとした。列（ 1 ）（ 2 ）図表 4 のパネル B は累積超過収益率（CAR）

は全サンプルを対象とした分析結果である。この平均値とその t 検定の結果を示している。累れ に よ る と， レ バ レ ッ ジ が 高 く，ROA が 低

積超過収益率は任意の期間における超過収益率

く，Tobin’s Q が高く，日次リターンの標準偏の累積である。パネル B によると，発行決議差が大きい企業は MS ワラントを発行する可能

日翌日の前後 3 日間（t－1, t＋ 1 ）で約2.9％，

性が有意に高い。列（ 3 ）（ 4 ）は公募増資ま発行決議後 2 日目から10日目までの期間（t＋たは MS ワラントの発行を行ったサンプルを対

2, t＋10）で約2.1％，発行決議日翌日の前後

象 と し た 分 析 結 果 で あ る。 こ れ に よ る と，21日間（t－10, t＋10）で約5.6％，CAR が有ROA が低く，総資産で測った企業規模が小さ意にマイナスとなっていることがわかった。

い企業は公募増資よりも MS ワラントの発行を

これらの結果は，発行日の市場インパクトが選ぶ可能性が有意に高い。これらの結果は，ラマイナスの傾向にあると予測するラスト・リ

スト・リゾート仮説を支持する結果である。

ゾート仮説および需給悪化仮説を支持するもの

2．MS ワラント発行アナウンス時の株
価反応
MS ワラント発行のアナウンスに対する株価である。

3．MS ワ ラ ン ト 発 行 後 の 長 期 株 価 パ
フォーマンス

反応を調査するために，MS ワラント発行決議

MS ワラントの株価パフォーマンスへの長期日翌日（ t ）前後における発行企業の株価への的な影響を把握するために，効力発生日翌月以

影響をイベントスタディで分析した。MS ワラ

降12ヶ月と24ヶ月の月次株価パフォーマンスをントの初期サンプルは2004年から2018年に日本

調 査 し た。 図 表 5 の パ ネ ル A は，Buy andで発行された847件だが，このうち効力発生日

Hold Abnormal Return 法 に よ る 超 過 収 益 率が同じものを統合し，最終サンプルは505件と（BHAR） の 平 均 値 と そ の t 検 定 の 結 果 を 示なった。推定ウィンドウは t－120日から t－11

す。なお，長期パフォーマンスの分析に必要な日までとし，イベントウィンドウは t－10から

データがないものを除外し，異常値を除外した

t＋10とした。

と こ ろ， 最 終 サ ン プ ル は331件 と な っ た。

図表 4 のパネル A は，MS ワラント発行決

BHAR を 算 出 す る 際 の ベ ン チ マ ー ク ポ ー ト

議日翌日前後の超過収益率（AR）の平均値とフォリオは毎年 ８ 月末の時価総額，簿価時価比

その t 検定の結果を示している。AR は単純平率を基準として構築した 5 x 5 ポートフォリオ

均した国内上場企業のリターンを用いてマーとした。パネル A の結果より，効力発生日翌56

証券経済研究第108号（2019.12）

月以降12ヶ月で約24％，24ヶ月で約39％の有意

クターモデルによる推定を行った。ここで，なマイナスの超過収益率が確認された。

Rm-Rf は市場リターンから無リスク金利を引い

図表 5 のパネル B は，�������������������
Calendar Time Port�

たもの，SMB は時価総額に対するリスクファ

folio 法によるポートフォリオリターン（CTPR）

クター，HML は簿価時価比率に対するリスクの OLS による推定結果を示している。列（ 1 ）ファクター，WML はモメンタム効果に対する（ 2 ）は効力発生日翌月以降12ヶ月の結果を示

リスクファクターである。なお，検定に必要なしている。列（ 1 ）では Fama-French 3 ファ

変数が揃っているデータに限定したところ，最クターモデル，列（ 2 ）では Carhart 4 ファ

終サンプルは177件となった。列（ 3 ）（ 4 ）で

パネル A

図表 4
超過収益率（N＝505）

MS ワラントアナウンス時の株価反応
平均値

t値

ARt －10

0.123

0.502

ARt － 9－0.043－0.173ARt － 8

0.206

0.956

ARt － 7－0.318＊－1.664ARt － 6－0.018－0.078ARt － 5－0.092－0.416

ARt － 4－0.435＊－1.763ARt － 3

0.003

0.011

ARt － 2－0.058－0.278ARt － 1

0.373

1.643

ARt

－2.637＊＊＊－5.989ARt ＋ 1－0.605＊＊－2.316

ARt ＋ 2

0.003

0.011

ARt ＋ 3－0.409＊＊－2.034

ARt ＋ 4－0.117－0.554

ARt ＋ 5

0.169

0.783

ARt ＋ 6－0.733＊＊＊－3.489ARt ＋ 7－0.201－0.793

ARt ＋ 8－0.086－0.368

ARt ＋ 9－0.482＊＊－2.415

ARt ＋10－0.198－0.865

平均値

t 値

CAR（t －10, t － 2 ）－0.632－0.914CAR（t －1, t ＋ 1 ）－2.869＊＊＊－5.056

CAR（t ＋2, t ＋10）

－2.053＊＊＊－2.911CAR（t －10, t ＋10）

－5.554＊＊＊－4.601

パネル B

超過収益率の平均（N＝505）（注） 本表は MS ワラント発行決議日翌日（ｔ）前後の市場インパクトの検証結果を示す。パネルＡは超過収益率（AR），パネ
ルＢは累積超過収益率（CAR）の平均とそのｔ検定の結果を示す。超過収益率のベンチマークは単純平均した国内上場企業のリターンである。＊，＊＊および＊＊＊はそれぞれ10％， 5 ％および 1 ％水準で統計的に有意であることを示す。

57

MS ワラントの発行要因と株価リターン

パネル A

図表 5 MS ワラント発行後の長期株価パフォーマンス
Buy and hold の超過収益率（N＝331）
平均値

t値

BHAR12－ month－0.241＊＊＊－7.152

BHAR24－ month－0.394＊＊＊－8.140

パネル B

カレンダータイムポートフォリオリターン
CTPR12－month

Rm － Rf

（2）

（3）

（4）

＊＊＊

＊＊＊

＊＊＊

1.781

1.768

1.729

1.713＊＊＊（10.690）（10.560）（11.330）（11.180）

＊＊＊

SMB
HML

＊＊＊

1.506

1.572

1.485

1.570＊＊＊（5.130）（5.170）（5.520）（5.650）

＊＊＊

0.228

0.204

0.177

0.146

（0.770）（0.680）（0.650）（0.530）WML
Constant

CTPR24－month（1）－0.169－0.221（－0.830）（－1.180）－1.628＊＊－1.620＊＊－1.258＊＊－1.248＊＊（－2.450）（－2.440）（－2.070）（－2.050）

Observations

177

177

177

177

Adjusted R － squared

0.434

0.433

0.467

0.468

（注） 本表は MS ワラントの効力発生日翌月以降の長期株価パフォーマンスに関する検証結果を示す。パネルＡは Buy and holdの超過収益率（BHAR）。パネルＢは単純平均で算出したカレンダータイムポートフォリオリターン（CTPR）を示す。（）
内はｔ値である。＊，＊＊および＊＊＊はそれぞれ10％， 5 ％および 1 ％水準で統計的に有意であることを示す。

は同様の推定を効力発生日翌月以降24ヶ月につ証した。

いて行った結果を示している。パネル B の結MS ワラント発行の決定要因に関するプロ果より，12ヶ月間の長期パフォーマンスはひと

ビット分析の結果からは，レバレッジが高く，

月当たり約1.6％のマイナス，24ヶ月間ではひROA が低く，Tobin’s Q が高く，日次リターと月当たり約1.3％のマイナスとなることがわ

ンの標準偏差が大きい企業は MS ワラントを発かった。

行することがわかった。また，ROA が低く，これらの結果は，発行日後の株価パフォーマ

総資産で測った企業規模が小さい企業は公募増

ンスがマイナスの傾向にあると予測するラス

資よりも MS ワラントの発行を選ぶこともわ

ト・リゾート仮説を支持するものである。

かった。これらの結果は，有望な投資機会が乏しい財務危機企業が，割高に評価されている場

Ⅵ．おわりに合に MS ワラントを発行しがちであることを示唆しており，ラスト・リゾート仮説を支持する

本稿では，MS ワラント発行の決定要因，発ものである。

行発表時の株価の変動，発行後の長期株価パ発行発表時の株価の変動については，イベン

フォーマンスについて，逆選択仮説，ラスト・トスタディの結果から，発行決議日翌日に約リゾート仮説，需要悪化仮説の 3 つの仮説を検

2.6％の有意なマイナスの超過収益率が確認で58

証券経済研究第108号（2019.12）

き，その後10日間も断続的に有意なマイナスの

本稿は MS ワラントの発行要因および株価リ

超過収益率が確認できた。また，累積超過収益

ターンに関して，知る限りにおいて初めての実率は，発行決議日翌日の前後 3 日間で約2.9％，

証研究であり，ラスト・リゾート仮説を支持す

2 日目から10日目の間で約2.1％，発行決議日

るエビデンスを提供することで先行研究に貢献

翌日の前後21日間で約5.6％の有意なマイナス

した。また，本稿が提供したエビデンスは，投の値となった。発行後の長期株価パフォーマン

資家および規制当局に対して，MS ワラント発

ス に つ い て は，Buy and Hold Abnormal

行の動機やその帰結に関する示唆を提供するもReturn 法による結果から効力発生日翌月以降のである。

12ヶ月で約0.2％，24ヶ月で約0.4％の有意なマ
イ ナ ス の 超 過 収 益 率 が 確 認 で き た。 ま た，
Calendar Time Portfolio 法によるポートフォ
リオリターンは，12ヶ月間でひと月当たり約

注１） 東京証券取引所の上場規程において MSCB 等は １ 暦月
における行使数量が上場株券等の数の10％を超える部分に係る新株予約権の行使を行わないことを割当契約に定めることが義務付けている。

1.6％，24ヶ月間でひと月当たり約1.3％有意に

2） 日本取引所自主規制法人は2014年10月に ４ つの原則にマイナスとなることがわかった。これらの結果プル」を策定し公表した。当該行動規範では，品質の高は，発行日の市場インパクトはマイナスの傾向があり，その後の株価パフォーマンスもマイナ
スの傾向があるとするラスト・リゾート仮説に基づく予想と整合的である。
公募増資や他のエクイティ・ファイナンスをより構成される「エクイティ・ファイナンスのプリンシ
いエクイティ・ファイナンス（公募増資，第三者割当，
ライツ・オファリング等）を促進するために関係者が守るべき原理・原則を説明している。
3） 公募増資と PIPE の選択問題について米国のデータを用いた研究（Chen et al.［2010］）では逆選択仮説（情報の非対称性仮説）を支持する結果が得られたが，アジアのデータを用いた研究（Dahiya et al.［2017］では逆選
択仮説（情報の非対称性仮説）を支持する結果は得られなかった。

選択できない企業が，MS ワラントを選びがち

4） 第三者割当増資時のアナウンスメントリターンは正のであるという結果からは 2 つの論点がある。 1

傾向にあることが多くの研究で指摘されている（Hertzel

つはゾンビ企業といった不適切な企業の退出を遅らせ，社会にとって望ましくないという議論と，企業と市場間の情報の非対称性が高く企業の将来性を市場が見抜けない企業に対して資金が供給され，社会にとって望ましいという議論である。長期パフォーマンスが悪いという結果

and Smith［1993］，Krishnamurthy et al.［2005］，
Wruck［1989］，鈴木［2017］）。
5） 第三者割当増資後の長期パフォーマンスについてはBarclay et al.［2007］，Kato and Schallheim［1993］，
Wruck and Wu［2009］，鈴木［2017］を参照。
6） 引受証券会社の保証効果については Booth and Smith［1986］，Cooney et al.［2003］，Suzuki and Yamada［2012］などを参照。
7） PIPE 発行後の長期パフォーマンスについては Brophy
et al.［2009］を参照。

からは，情報の非対称性が高く企業の将来性を

8） Kato et al.［2019］，Scholes［1972］， 鈴 木［2017］ を見抜けない企業に資金が供給される効果は強い

9） Loderer et al.［1991］は，公募増資時の需給悪化の影とは言えない。しかしながら，約20％の企業で響はアナウンスメント日に反映されることを報告していは MS ワラント発行の ２ 年後に企業価値が改善していることを忘れてはならない。MS ワラン
トが，情報の非対称性の問題は大きいが有望な投資案件に対し，資金が供給される仕組みとして用いられがちになることが望まれる。

参照。

る。

参

考

文

献

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金木健（一橋大学大学院経営管理研究科
金融戦略・経営財務プログラム博士課程）
鈴木健嗣（一橋大学大学院経営管理研究科
教授・当研究所客員研究員）
頭士奈加子（当研究所研究員）

Journal of Corporate Finance, Vol. 15, pp. 30-47.

61