証券経済研究第116号（2021.12）

コーポレートガバナンスの進化：
新規株式公開企業の取締役会構成の決定要因からの考察
森
要

祐

司

旨

本研究では，わが国新規株式公開（IPO）企業のコーポレートガバナンスを，
取締役会構成の決定要因から，その進化とともに明らかにすることを目的とする。まずは2000年代全般での特徴を明確にし，その後，株式公開から時間経過によってどのようにコーポレートガバナンス構造が変容したかを考察する。
新規公開企業の取締役会の規模（人数）は，企業の事業の複雑性が強まったり（事業範囲仮説），外部との情報の非対称性が大きくモニタリングの必要性が高
まったりする（モニタリング仮説）と，増加する傾向があることが示された。取締役会構成において社外取締役の比率は，社長の交渉力が強まると事業範囲仮説が支持され，モニタリング仮説は一部では支持される結果は得られたが，支持しない結果もあり，上場企業全般と同様に別の要因が働いている可能性も示唆された。社長の交渉力は社外取締役の選任に影響する要因として，特に IPO 企業ではその影響が強いと見られることも窺われた。IPO からの経過年数別の推定では，モニタリング仮説は取締役会規模については，経過年数によってもその要因の有効性は変化しないことなどが分かったが，仮説によっては，有効でなくなる要因や有効となる要因などもあり，IPO 後の経過年数によって変化が出てきていることを窺うことができた。
キーワード：コーポレートガバナンス，新規株式公開企業，取締役会，社外取締役

目
1 ．はじめに
2 ．先行研究3 ．研究目的と仮説
3.1．研究目的

次
3.2．取締役会の規模と独立性，およびその変容についての仮説
4 ．実証分析
4.1．データの記述統計量について39

コーポレートガバナンスの進化：新規株式公開企業の取締役会構成の決定要因からの考察
4.2．IPO 企業のガバナンス構造の進化
4.3．実証分析

4.4．IPO からの経過年数別の検証
5 ．結論と今後の課題

1 ．はじめに

2 ．先行研究2000年代に入り，わが国の株式市場では多く

IPO 企業を含む上場企業の取締役会人数や構の新規公開企業（以下，IPO 企業と呼ぶ）が上成（構成は独立性，すなわち社外取締役比率で場した。その一方，2015年には会社制度として検討することが多い）の決定要因についての研

監査等委員会設置会社が選択可能になり，コー

究 は こ れ ま で 多 く の 蓄 積 が あ る（Coles et

ポ レ ー ト ガ バ ナ ン ス・ コ ー ド（ 以 下，CGC）

al.,2008; Lehn et al.,2009; Linck et al.,2008;も導入されるなど，上場企業のコーポレートガ

2Chen,2014; 宮島・小川；2012）。近年の研究バナンス（以下，ガバナンスと略す）制度も変では，Palaniappan（2017）や Neupane and Neu-

化してきた。

pane（2017）はインド企業を対象に，Mustapha

これまで，わが国の IPO 企業についての先

et al.（2020）はナイジェリアの企業を対象に行研究では，IPO 企業の特徴を把握するために分析するなど，国情や制度などを踏まえた検証

ガバナンスをとり上げ，また株価や業績との関例が多い。また，Chung et al.（2019）や Lee

係を短期的に検証した例が多かった。また，ガ（2020）は米国企業を対象に分析しているが，バナンスについての先行研究の多くは，IPO 企

SOX 法を契機とした米国企業の変化や様々な業を従来から上場する企業と区別しない研究が任務に就く独立取締役の便益についてなど，よ多く，殊更に IPO 企業のみを取り上げる研究り詳細な分析を行うものが多くなっている。

は少なかった。本稿では，ガバナンス研究の一一方，IPO 企業研究の立場からは，IPO 企業

環として IPO 企業をとりあげ，IPO 後10年との特徴を解明するための一つの切り口としてガいった長期にわたる視野で取締役会人数と社外バナンスを取り上げたものが多い。とりわけ，取締役比率の決定要因から，その特徴を明らか

IPO 時とその後数年程度を対象期間として，大にする。その後，IPO 企業のガバナンスが IPO

株主構成，取締役の属性や取締役会構成と，株後10年という期間の中でどのように変容して価・業績との関係を分析するといった研究が多1いったのかについて検討する 。

かった（Mikkelson,et al.; 1997, 長瀬；2003，
Balatbat et al.; 2004， 阿 萬・ 岡 村；2005， 岡
村；2007， 岡 村；2009， 月 岡；2012， 忽 那；1 本分析では Boone et al.（2007）が IPO 後10年経過した企業であっても「IPO 企業」と示して分析していることを踏襲し，IPO からたとえ10年を経過した企業でも「IPO 企業」と呼ぶことにする。
2 取締役会構成・規模と企業パフォーマンスとの関係についての先行研究も非常に多い。ここでは紙幅の都合上，その多くを紹介することは難しいため，最近の研究として Alqatan et al.（2019）, Merendino and Melville（2019）があることを指摘しておく。

40

証券経済研究第116号（2021.12）

2014，渡邊；2014，赤石；2016，Ogura；2017

もそれによって変化していくというものであなど）。

る4。このアプローチは IPO 企業のガバナンス

他 方， ガ バ ナ ン ス 研 究 で は，Baker andについて有益な検討材料を提供してくれてはいGompers（2003）や Gertner and Kaplan（1996）

るものの，各ステージの境界の定義の問題や，が IPO 企業を取り上げることの重要性を指摘

変容を示す指標の問題，また近年のわが国のよ

しているにもかかわらず，これまでの研究では

うにガバナンスに関する法制度・規制やそれに伝統的な上場大企業を分析対象として，ガバナ対応した企業のスタンスが変化し続けてきた中ンスがまだ確立していない IPO 企業に焦点をでは，ライフサイクルのステージ変化によるもしぼった研究は少ない（Hermalin and Weis-のか，制度変更による変化なのかの見極めな

bach; 2003, Filatochev and Allcock; 2013）。まど，分析上の課題も多い。

た，従来から上場する伝統的企業との相違も必以上のことから，本稿の分析ではこのライフ

ず し も 明 か に は し て い な い。Boone et al.

サイクル・アプローチをとらず，ガバナンスの（2007）は米国の IPO 企業の10年後の取締役会

取締役会構成の決定要因に注目し，その要因の規模・構成の決定要因を分析した代表例であ変化を手掛かりに IPO 企業のガバナンスの変る。そこでは，①取締役会の規模と独立性は容について考察するという方法をとる。具体的

IPO 企業の成長とともに成長し，多様化していには，2000年代の IPO 企業を対象に，先ずそること，②取締役会の規模は企業利益とモニタの特徴を明らかにした後，IPO 企業のガバナン

リングコストとの間のトレードオフを反映して

スの「進化（evolution）」（Boone et al.; 2007）

いること，③取締役会の独立性は経営者の影響を IPO から10年後という長期的視野から検証

力と負の相関があることを示している。わが国していく。

では，奥田・高原・鈴木（2007）は，2004～05

3 ．研究目的と仮説

年に株式公開した企業154社を対象に分析し，事業が複雑であるほどガバナンス体制構築に積極的であること，経営者属性がガバナンス体制構築に影響することを示唆している（しかし，その検証期間は数年程度であった）。

3.1．研究目的
本稿の研究目的は，わが国 IPO 企業のガバ

さらに，Wright et al.（2013）およびそれにナンスの特徴の把握とその「進化」について分掲載された多くの論文では「コーポレートガバ

析することである。その際，ガバナンス分析の

ナンスのライフサイクル・アプローチ」を示し視点として取締役会の構成と規模の決定要因かた。企業は発展の各ステージ3で，それぞれ異ら考察する。次に，IPO から時間を経過し「進なった経営戦略問題に直面し，ガバナンス機能化」する IPO 企業の変容を経過年数別の分析

3 創業から IPO までの未上場の段階，上場から成熟企業までの段階，成熟から衰退する企業の段階，上場廃止・企業解体も含む刷新の段階の各ステージがその内容である。
4 わが国では林（2017）がこのアプローチについての紹介と具体的に実際に存在する企業をとりあげて事例研究を行っている。
しかしながら，計量分析を行っているわけではいない。海外ではこのアプローチに基づいて Li and Zhang（2018）は中国企業
を，Bansal and Thenmozhi（2019）はインド企業を対象に分析している。

41

コーポレートガバナンスの進化：新規株式公開企業の取締役会構成の決定要因からの考察から検討する。尚，IPO 企業では創業者が経営

3.2.2．モニタリング仮説者として在籍する場合が多いことが特徴となっ取締役会による社長へのモニタリング機能が5ているため ，本稿ではこのような IPO 企業の効果的なのは，社長に私的便益がもたらされや

特徴も踏まえた分析も行う。

す い と き で あ る（Raheja,2005; Harris and3.2． 取締役会の規模と独立性，およびその変容についての仮説

Raviv,2008）。たとえば，社長が裁量的に利用できるようなキャッシュフローが大きい場合には社外取締役によるモニタリングの効果（モニ3.2.1．事業範囲仮説

タリングの便益）はより高まろう（Boone et

IPO 企業だけでなく企業全般における取締役

al.,2007; 宮島・小川，2012）。他方，企業特殊会に期待されるガバナンス機能としてアドバイ的な知識の存在や成長性が高い場合など，外部

スとモニタリングがあげられる（Raheja,2005;

者との情報の非対称性が大きい場合は，モニタ

Adams and Ferreira,2007; Harris andリングの効果があがらない（モニタリング・コ

Raviv,2008）。取締役会の規模と構成の決定要

ス ト が 高 い ） こ と が 予 想 さ れ る（Boone et因についてのアドバイスに関する仮説が，「事al.,2007; 宮島・小川，2012）。IPO 企業におい業 範 囲 仮 説 」 で あ る（Boone et al.,2007;ても，これらの推察は妥当すると考えられる。

Lehn, Patro, and Zhao,2009; Coles, Daniel,

このため，仮説は以下のようになる。

and Naveen,2008; 宮島・小川，2012）。企業が仮説 2  取締役会はその企業のモニタリング

事業範囲を広げる場合，新規プロジェクトを監の必要性に応じて，取締役会の規模や督・指導するような新しい取締役が必要とされ構成が決定されるよう。企業規模が大きく，あるいは子会社の設

この仮説を検証するためモニタリングの便益

立やグループ化など成長・拡大した企業では，面の代理変数としてフリーキャッシュフロー

より多くの取締役やそれらを監視する社外取締（フリーCF）比率を採用し，モニタリング・コ役が重要になると考えられる。IPO 企業においストの代理変数として時価簿価比率，売上高研ても，これらの推察は妥当すると考えられるた

究開発費比率（以下，研究開発費比率），株式

め，以下の仮説を設定する。

リターンの標準偏差（36か月のデータから算仮説 １  事業の規模や複雑性の増大は取締役

出，以下標準偏差と略す）を採用する。

会規模の拡大や社外取締役を必要とす
る

3.2.3．交渉仮説

この検証のための代理変数として，企業規模

社外取締役の決定要因として，社長と社外取を示す時価総額（対数値），企業年齢を示す上

締役（あるいはそれを任命する社外の大株主）

場後経過年数，組織の複雑性を示す連結子会社との間の交渉がポイントになるという考え方も数を使用する（各変数の詳細は図表 1 を参照）。

ある（Hermalin and Weisbach,1998）。社長の取締役会や大株主との交渉力はその経営能力が

5 Filatochev and Allcock（2013）は，創業者が社長であるとき，あるいは創業者が取締役会メンバーにいるときの業績との関係などがガバナンスの評価でのポイントだと指摘している。

42

図表 1
符号
人数
構成

証券経済研究第116号（2021.12）

基礎統計表

平均値

標準偏差

最小

最大

Obs.

5.292
4.716
8.833
－0.0040.492
12.66816.04917.01311.068
0.263
0.401
1.382
7.280
6.597

3.911
10.717
1.468
0.209
0.754
221.489
11.64618.671
9.286
0.440
0.490
11.5678.032
10.969

0.000
0.000
3.580
－2.720－1.256
0.000
0.000
0.000
0.003
0
0
－250.926
0.000
0.000

15.162357.000
15.4958.361
5.757
12,250.000
154.035
95.48258.7861
1
225.158
54.12099.990

8,838
8,838
8,836
8,824
8,822
8,838
5,668
8,616
8,825
8,838
8,838
8,818
8,828
8,828

取締役会人数（人）

6.336

2.187

2

20

8,838

社外取締役比率（％）

20.12417.717

0

83.33

8,838

［ 1 ］上場後経過年数［ 2 ］連結子会社数［ 3 ］時価総額［ 4 ］フリーCF 比率［ 5 ］時価簿価比［ 6 ］研究開発費比率［ 7 ］標準偏差［ 8 ］社長持株比率［ 9 ］社長在籍年数［10］創業者社長ダミー［11］社長筆頭株主ダミー［12］相対 ROA［13］金融機関持株比率［14］外国人投資家持株比率

+
+
+
+
－
－
－

+
+
+
+
－
－
－
－
－
－
－

（注） １）「符号・人数／構成」は取締役会人数／社外取締役比率についての推定で想定される符号条件を示す。「上場後経過年
数」は IPO 後の経過年数を示す。「連結子会社数」は対象銘柄の連結子会社数を示す。「フリーCF 比率」（フリーキャッ
シュフロー比率）は［営業 CF+ 投資 CF（フリーキャッシュフロー）］÷総資産額を示す。「時価総額」は当該企業の株式時価総額（対数値）を示す。「時価簿価比」は｛（負債額＋株式時価総額）／総資産｝の対数値を示す。「研究開発費比率」は研究開発費÷売上高を示す。「標準偏差」は当該企業の日次リターンの標準偏差（36か月）を示す。
「社長持株比率」は社長の株式保有比率（％）を示す。「社長在籍年数」は当該企業における社長の在籍年数を示す。「創業者社長ダミー」は当該企業の創業者が社長に在籍しているときに１，そうでないときに０をとるダミー変数を示す。「社長筆頭株主ダミー」は当該企業の社長が筆頭株主のときに１，そうでないときに０をとるダミー変数を示す。「相対 ROA」は
当該企業の ROA の当該企業が属する業種平均値に対する比率を示す。「金融機関持株比率」は金融機関の株式所有比率（％）を示す。「外国人投資家持株比率」は外国人投資家の持株比率（％）を示す。
２） 表中のサンプル数は2005年から2019年に上場した企業数×年度で採取したデータから算出している。
（出所） 筆者作成

高いほど強くなると考えられるため（Boone et会の構成は内部者中心となる

al.,2007; 宮島・小川，2012），交渉仮説と呼ん

この仮説を検証するための代理変数として，でいる。企業の業績が低ければ，社長の交渉力

社長の在籍年数，社長持株比率，創業者社長ダは低下し，社外取締役を増やすように促されミーを採用する。尚，社長持株比率についてはる。経営者の能力が高く，在籍年数が長けれ代替的に社長筆頭株主ダミー（社長が筆頭株主

ば，社長の交渉力は強く，社外取締役は少なくのときに １ をとるダミー変数）も利用する。まなる。IPO 企業では社長持株比率が高く，大株

た，IPO 企業において創業者が社長として在籍

主や筆頭株主のケースも多いと見られ，その影するケースに配慮した推定も本稿では考えるこ

響力は株主がより広く分散化した伝統的な上場ととした。創業者社長と後継社長はその経営ス

企業よりも大きいことも推察されよう。このた

タイルなどが異なる一方，株主以外も取引先やめ交渉仮説は以下のようになる。

従業員などステークホルダーに対する関係や影仮説 3  社長の交渉力強い場合には，取締役

響力も異なることが想定され（McConaughy43

コーポレートガバナンスの進化：新規株式公開企業の取締役会構成の決定要因からの考察

and Phillips,1999），それは創業者社長の経営る。

基盤強化と株主との交渉にも影響することが考えられるからである。
3.2.4．IPO 企業のガバナンス決定要因の進化についての仮説

4 ．実証分析
4.1．データの記述統計量について

以上の 3 つの仮説を IPO 企業の取締役会人

本分析でのサンプル企業は2005年から2019年

数と社外取締役比率の決定要因として考えるにかけてジャスダック，マザーズ，ヘラクレス

が，IPO 企業は上場後に成長しながら規模・組（ナスダックジャパン含む），および地方証券取織が変貌し，経営陣やガバナンス体制が変容し引所（本則およびベンチャー市場）で新規株式ていくと考えると，それら決定要因も変化して公開を実施した IPO 企業で，いわゆる独立系

いくことが想定される。IPO 企業は上場後でも企業のみとする6。すなわち，上場企業の子会

しばらくの間は外部の投資家等との間で情報の社や吸収合併して（再）上場した企業，再編統非対称性が大きいことが考えられるが，上場後合等による持株会社の上場，金融業などは除外は要請される情報開示・IR 活動等によって，している。対象とする IPO 企業の財務・役員・外部者との情報の非対称性も小さくなっていく

株式所有構造データを Quick ASTRA・有価証ことが考えられる。他方，前節で示した交渉仮券報告書・『会社四季報』（東洋経済新報社）か

説は上場後の経過年数が長くなったとしても，ら，収集できなかった情報については各社の社長が引き続き在籍し，その在籍年数が長くな

ディスクロージャー資料から収集した。その結るのであれば交渉力は強くなる一方，持株比率

果，対象企業数は1124社となった7。

などに変化がなければ交渉力は変化しない，あ本分析で用いたデータの各変数の定義と基礎

るいは逆に強くなることも考えられる。このた

統計表を図表 1 で示す。取締役会人数の平均値

め，以下の仮説が考えられる。

は6.3人強で，上場企業全体からみればやや少仮説 4  IPO 企業はその進化の中で，ガバナない。また，社外取締役比率は20％程度であンスの決定要因としてモニタリング要

る。ただし，東京証券取引所は2009年末に取締

因は弱くなる一方，交渉要因は変化し役会・監査役会での社外役員の導入を半ば義務ない（あるいは強くなる場合がある）

付け8，2015年には CGC を示した。これら制度

この仮説の検証は，前節までの仮説を検証す

改革は社外取締役比率に影響があると考えられるモデルで IPO からの経過年数別に推定し，るため，データが2009年度までに該当する場合

その決定要因の変化を比較することで検討すに 1 ，それ以外は 0 とする期間ダミー（2005-

6 船岡・森（2018）は IPO 時における地域銀行の役割について，地方証券取引所を含めて上場市場から分析している。
7 この企業数はこの期間に IPO した分析対象とすべき企業の総数を示す。図表 １ で示すサンプル数は年・企業でカウントしており，この企業数とは異なる。また，以下で示す図表のモデルによりサンプル数が異なるが，モデルで使用した変数に共通するデータをカウントしたためである。
8 東京証券取引所は2009年12月22日，有価証券上場規程，有価証券上場規程施行規則及び上場管理等に関するガイドライン等の一部改正を発表し，2009年12月30日に施行した。その結果，独立役員の選任義務化およびその開示等が上場会社に求められることになった。

44

証券経済研究

09年ダミーと呼ぶ），以下同様に2010-14年ダミー，2015-19年ダミーを作成して使用することとした9。

4.2．IPO 企業のガバナンス構造の進化
図表 2 は分析対象企業を IPO した年度から経過年数別の企業数を示したものである。2005
年から19年までに1061社の株式公開があったこと，2011年から19年までのうち493社は 7 年目まで存続していることが分かる。それ以外の会
社 は 合 併・ 統 合， 上 場 廃 止 と な っ た の で ある10。
次に，図表 3 のパネル A は IPO 企業の株式所有構造の変遷について示している。社長持株比率は，新規公開した年では25.8％であった。
その後，減少傾向を示し，IPO 後10年超となると平均して10％程度になっている。上位10位の

図表 2第116号（2021.12）

IPO 後経過年数別サンプルの分布

年度

1年

IPO 後からの経過年数
5年
7 年 10年 13年

15年

2005
2006
2007
2008
2009
2010
2011
2012
2013
2014
2015
2016
2017
2018
2019

21
125
131
165
88
32
18
16
32
50
47
82
85
86
83

29
120
114
122
71
24
17
14
32
51
46

25
92
96
124
70
24
16
14
32

16
93
97
122
70
24

12
92
93

12

総計

1061

640

493

422

197

12

（注） 単位は社。表中「１年」は IPO 後１年以上２年未満経過した企業を示す。以下同。
（出所） 筆者作成

大株主所有比率をみると，IPO 直後は67.5％で金融機関の所有比率は IPO 直後では5.5％であったが，その後57％程度まで減少するもの

その後上昇している。一般的に IPO 企業は新の，その後横ばいで推移している。筆頭株主の興の成長性の高い企業が多く，金融機関は取引所有比率については，IPO 直後の34.6％から10

関係の強化のために IPO 企業の株式取得を積

年超の25.5％まで減少する。2020年時の東証上極化しているのかもしれない11。外国人投資家

場会社の筆頭株主所有比率を見ると，54.8％のの株式所有比率も IPO 時以降高くなっている。

会社で筆頭株主の所有比率は20％未満となって外国人投資家は，成長性の高さなどから，有望おり（東京証証券取引所，2021），IPO 企業のな IPO 企業に投資することが多く，株式所有

筆頭株主の所有比率は上場企業全般に比べて比比率も高くなっていくことが考えられる。

較的高いことが分かる。社長が筆頭株主だった

パネル B は IPO 企業の社長の特徴について場合にはさらにこの傾向は強くなることも分か示している。IPO 時の社長の平均年齢は51.6歳

ろう。

で，在籍年数は10年強である12。IPO から年数

9 台湾企業を分析した Chen（2014）は，台湾でのガバナンス改革がもたらす影響についての分析を行う際に，同様に期間ダミーを設定して，社外取締役や取締役員人数の分析を行っている。尚，多重共線性などからすべての期間ダミーを入れている
わけではないことは注記しておく。
10 Boone et al.（2007）では米国の IPO 企業について，1988年から1992の 5 年間で1019社が IPO を行ったが422社しか存続していないことを示している。
11 森・船岡（2019）では九州所在の IPO 企業のメインバンクについて検討している。やはり金融機関株主がその比率を増加させる傾向は窺われたという。
12 Boone et al.（2007）は米国の IPO 時の CEO の年齢は48歳だと報告している。国や時代も異なるため直接的な比較には注意を要するが，わが国の IPO 企業の社長の年齢と 3 歳程度しか差がなかったのは興味深い。

45

コーポレートガバナンスの進化：新規株式公開企業の取締役会構成の決定要因からの考察
図表 3

大株主等の所有比率，社長の特性，取締役会の構成の変化
1 年未満

Panel A. IPO 企業の株主比率
社長持株率（％）
25.8
大株主所有比率（％）
67.5
筆頭株主の株式所有比率（％）
34.6
同 （社長が筆頭株主のとき％） 38.8
金融機関持株比率（％）
5.5
外国人投資家持株比率（％）
5.2
Panel B. IPO 企業の社長の特性
社長の年齢（歳）51.6
社長在籍年数（年）10.4
社長が創業者である比率（％）
35
社長が交代した比率（％）
Panel C. IPO 企業の取締役会の構成
取締役人数（人）6.07
社外取締役人数（人）1.08
社外取締役比率（％）
17.4

IPO 後からの経過年数
4年
7年

10年以上

16.9
57.3
28.8
32.7
7.2
6.1

13.1
56.3
27.1
30.5
6.9
6.3

10.0
56.3
25.5
27.7
8.5
8.6

54.2
10.7
26
24

55.8
11.4
22
27

57.5
12.0
17
27

5.97
1.13
18.3

6.04
1.12
18.1

7.07
1.96
28.5

（注） 表項目の「４年」は IPO 後４年以上５年未満経過した企業を，「７年」は IPO 後７年以上８年未満経過した企業を示す。「大株主所有比率」は株式所有比率上位10位までの株主の合計の所有比率を示す。「社長が交代した比率」はそれぞれ１年から４年まで，５年から７年まで，８年から10年以上までの累積比率である。
（出所） 筆者作成が経過すると平均年齢も在籍年数も大きくなる

パネル C は取締役会の規模・構成についてが，10年経過したからといって，そのまま平均示している。取締役会人数は IPO 時に6.07人

年齢や在籍年数が10年長くなったわけではなであったが，その後ほぼ変化なく 6 人前後で推い。つまり，社長が IPO 後に若い世代に交代

移し，10年超で 7 人程度になっている。Boone

した企業が多いことを示唆するが，実際にそのet al.（2007）が示す米国の IPO 企業の場合も交代した比率を見ると 3 - 5 年程度の期間で 46.21人（IPO 時 ） か ら7.52人（10年 超 ）14と 日分の 1 程度の社長が交代していたことが窺え

本企業の場合とほぼ同じであった。社外取締役

る。独立系の IPO 企業だからとは言っても，

人数の推移について見ると，IPO 時から IPO

必ずしも非常な長期にわたって在籍していたの経過 7 年程度までは 1 人前後でほとんど変わらではなかったのである。ただし，社長が創業者

ず，10年超で 2 人程度にまで増加している。取である場合は，長く続ける場合も多い。IPO 時

締役会の増員も10年超で顕著になってくることに35％の企業で創業者が社長であったが，そのから，その増員は主に社外取締役の増加による後その比率は低下するものの，IPO 後10年超過ものだと解釈される。ただし先述のように分析した後でも17％程度は創業者が社長として在籍

期間中の制度変更のために，制度によって半強13していたのである 。

制的に社外取締役の増員・採用された可能性が13 この期間中に一旦社長を退いた後，再度社長として復帰する例もいくつか見られた。
14 Boone et al.（2007）が示した数値は，Mikkelson 1 et al.（1997）が示した数値とほぼ同じであり，IPO から10年経過すると7 人程度の規模に取締役会はなっていると指摘している。

46

証券経済研究
図表 4第116号（2021.12）

相関係数表［ 1 ］ ［ 2 ］ ［ 3 ］ ［ 4 ］ ［ 5 ］ ［ 6 ］ ［ 7 ］ ［ 8 ］ ［ 9 ］ ［10］ ［11］ ［12］ ［13］ ［14］［ 1 ］ 上場後経過年数

1［ 2 ］ 連結子会社数

0.086

1

［ 3 ］ 時価総額

0.216

0.40

1

［ 4 ］ フリーCF 比率

0.029

0.00

0.06

［ 5 ］ 時価簿価比

0.079 －0.05

0.42 －0.05［ 6 ］ 研究開発費比率－0.03 －0.02

0.01 －0.15 0.071［ 7 ］ 標準偏差－0.11 －0.07 －0.10 －0.03［ 8 ］ 社長持株比率－0.19 －0.11 －0.14 0.029 0.042 －0.03 0.033

1［ 9 ］ 社長在籍年数

0.047 －0.08 －0.05 0.021 0.017 －0.02 －0.06

0.40［10］ 創業者社長ダミー－0.10 －0.07 －0.07 －0.01

0.11 －0.01 0.085 0.381 0.473［11］ 社長筆頭株主ダミー－0.13 －0.09 －0.10

0.00

0.08 －0.03［12］ 相対 ROA

－0.01

0.01

0.09

0.04

0.03

［13］ 金融機関持株比率

0.055

0.32

0.55

0.05

0.04 －0.03 －0.18 －0.20 －0.07 －0.12 －0.13 0.066［14］ 外国人投資家持株比率

0.088

0.30

0.53

0.02

0.22

1
1
1

0.30 0.028

1

0.05

1
1

0.76

0.40

0.36

0.00 －0.03 －0.02

0.00

0.00 －0.02

1
1

0.00 －0.03 －0.15 －0.10 －0.04 －0.10 0.048

1
0.32

1

（注）「上場後経過年数」は IPO 後の経過年数を示す。「連結子会社数」は対象銘柄の連結子会社数を示す。「フリーCF 比率」（フ
リーキャッシュフロー比率）は［営業 CF+ 投資 CF（フリーキャッシュフロー）］÷総資産額を示す。「時価総額」は当該企業の株式時価総額（対数値）を示す。「時価簿価比」は｛（負債額＋株式時価総額）／総資産｝の対数値を示す。「研究開発費
比率」は研究開発費÷売上高を示す。「標準偏差」は当該企業の日次リターンの標準偏差（36か月）を示す。「社長持株比率」
は社長の株式保有比率（％）を示す。「社長在籍年数」は当該企業における社長の在籍年数を示す。「創業者社長ダミー」は当該企業の創業者が社長に在籍しているときに１，そうでないときに0をとるダミー変数を示す。「社長筆頭株主ダミー」は当該企業の社長が筆頭株主のときに１，そうでないときに0をとるダミー変数を示す。「相対 ROA」は当該企業の ROA の当
該企業が属する業種平均値に対する比率を示す。「金融機関持株比率」は金融機関の株式所有比率（％）を示す。「外国人投資家持株比率」は外国人投資家の持株比率（％）を示す。
（出所） 筆者作成

高い15。この点は重要な研究課題ではあるが，企業の社外取締役比率を増加させる可能性が高

本分析では Chen（2014）と同様に期間ダミー

い こ と が 指 摘 さ れ て い る（ 宮 島・ 小 川；

変数でコントロールすることとし，IPO 企業ガ

2012）。産業ダミーは，企業の競争環境に起因バナンスの進化に焦点を合わせて分析していく。

する内生性をコントロールするためである。同4.3．実証分析

一産業内の企業はほぼ同一の市場状況に直面し，同一の生産関数を持つと考えられるからで先ずは2000年代における IPO 企業全般の特16ある（Boone et al.,2007）。採用する変数の徴を分析する。その際，コントロール変数とし相関係数表は図表 4 のようになる。本分析におて， 相 対 ROA（ROA の 業 種 平 均 と の 相 対

け る 各 変 数 間 の 相 関 は あ ま り 高 く な い が，値），期間ダミー，外国人投資家持株比率，産Chen（2014）と同様に仮説ごとの説明変数に

業ダミーを採用し，企業・年ダミーによる固定

ついて主成分分析を行い，合成した変数を用い効果モデルで推定する。外国人投資家は投資先た推定も行う（補論参照）。合成した変数は事15 東証以外の上場先でも同様にガバナンス体制を整える IPO 企業は少なからず見受けられた。また，今仁（2020）は取締役会
改革（コーポレートガバナンス・コード；CGC の導入）などの制度変化が上場企業の社外取締役の増員や企業価値増加に影響したのかについて検証している。杉浦（2020）は2015,16年度の上場企業中2889社を対象に CGC の導入に伴い，社外監査役から社外取締役に「横滑り」させた会社の特徴を分析し，経営者のエントレンチメントの影響を受けていることを指摘している。
16 本分析では産業分類は Fama and French（1997）および Boone et al.（2007）を参考に，各銘柄を東証17業種分類で17業種に分類して，各業種で産業ダミーを作成して利用している。

47

コーポレートガバナンスの進化：新規株式公開企業の取締役会構成の決定要因からの考察

業範囲仮説は SCOPE で取締役会人数，社外取は，時価総額，上場後経過年数はいずれも正で締役比率には正を想定する。モニタリング仮説

有意であった。また SCOPE も正で有意であっではモニタリング・コストについての 3 つの変た。これらの結果は事業範囲仮説を支持する。

数から合成し（MONCOST），取締役会人数，

一方，社外取締役比率については，上場後経過

社外取締役比率に対して負を想定する。交渉仮

年数は正で有意であったものの，時価総額，連説は社長持株比率，社長在籍年数，創業者社長

結 子 会 社 数 は 有 意 で は な か っ た。 し か し，

ダミーから合成し（NEGOT），取締役会人数，

SCOPE は正で有意となり，社外取締役比率に社外取締役比率には負の関係を想定している。

ついても事業範囲仮説を支持する結果となった。これは上場企業全般を対象とした宮島・小4.3.1．事業範囲仮説

川（2012）も同様の結果を示している。

先ずは2000年代におけるわが国 IPO 企業のコントロール変数について見ると，社外取締

ガバナンスの特徴を明らかにするため，被説明

役比率は概ね正で有意であり，社外取締役比率

変数を取締役会人数，社外取締役比率とする企の増加は取締役会規模を増加させるように作用

業・年ダミーによる固定効果モデルで推定するしている。2010-14年ダミーは取締役会人数に（以下同様に固定効果モデルでの推定である）。

ついては負で有意であり，東証の社外役員規制

図表 5 の取締役会人数についての推定結果で導入後は，取締役会人数は減少傾向を示したと

図表 5
被説明変数

事業範囲仮説取締役会人数（対数値）モデル（ １ ）
係数

t値

SCOPE

モデル（ ２ ）係数

0.054（8.810）＊＊＊

上場後経過年数

0.004（2.030）＊＊連結子会社数

0.001（1.430）社外取締役比率（ 1 期前）

0.002（5.220）＊＊＊モデル（ 3 ）

t値

0.067

時価総額

社外取締役比率係数＊＊＊（6.650）2010-14年ダミー

0.000 （－0.050）－0.060 （－5.610）＊＊＊2015-19年ダミー

0.012

外国人持株比率

0.000 （－0.560）（0.780）

定数項

1.335

（18.130）＊＊＊

係数

t値

1.970

（4.310）＊＊＊4.672（4.380）＊＊＊－0.192 （－0.590）

0.002
0.000

1.428

＊＊＊
（13.620）0.028（0.570）4.004（3.800）＊＊＊0.005（0.510）（5.400）＊＊＊

取締役人数（ 1 期前）
相対 ROA（ 1 期前）モデル（ 4 ）t値（0.450）－0.067 （－5.850）＊＊＊－0.001 （－0.120）－2.139 （－3.480）＊＊＊2.450（3.900）＊＊＊＊＊＊（0.510）3.965（4.600）13.475＊＊＊（14.190）0.000 （－0.090）

0.044（0.810）0.029（0.530）6.103（1.710）＊14.729（5.660）＊＊＊

0.009
1.836

＊＊＊
（34.130）

年ダミー

YES

YES

YES

YES

産業ダミー

YES

YES

YES

YES

個別ダミー

YES

YES

YES

YES

Adj R-sqd

0.162

0.153

0.316

0.297

Obs.

7590

7590

7590

7590

（注） 各変数の定義は図表１の注を参照。「SCOPE」は事業範囲仮説についての主成分分析から算出された主成分得点を示す変数。「2005-09年ダミー」はデータが2009年までに該当する場合に１，それ以外は０とする期間ダミー。「2010-14年ダミー」
は2010年から2014年の期間の場合に1，それ以外は０とするダミー変数，「2015-19年ダミー」は2015年度以降（2019年度まで）の期間の場合に１，そうでない場合は0とする期間ダミー。標準誤差は White の不均一分散修正済みのものである。 ＊＊＊ は１％水準，＊＊は５％水準，＊は10％水準で有意であることを示す。
（出所） 筆者作成

48

証券経済研究第116号（2021.12）見られる。社外取締役比率については，2010-

役の採用について，経営者のコントロールが強14年ダミーは正負両方で有意で留意すべきであい経営者（エントレンチメント）ほど，外部かるが，2015-19年ダミーは正で有意であり，やらのモニタリングの弱い「横滑り」社外取締役

はり CGC 導入後は，IPO 企業も社外取締役比を選任することを見出している。IPO 企業につ率を増加させる傾向を示したと見られる。以上

いての検証は今後の課題ではあるが，本推定かの結果から，事業範囲仮説については，取締役

ら も 同 様 の 傾 向 が あ っ た こ と も 窺 え る。

人数，社外取締役比率のいずれの側面でも概ねMONCOST はいずれも符号は負で，モデル（4）支持されると考えられる。

では有意であった。成長可能性が高いほど外部者による情報獲得コストは高く，社外取締役比4.3.2．モニタリング仮説

率は低くなるとの想定だったが，それを支持す

図表 6 の Panel A で取締役会人数についてる結果となった。宮島・小川（2012）は上場企のモデル推定の結果を見ると，標準偏差はいず

業全体を対象に分析し，この仮説を支持しない

れも負で有意で仮説を支持する一方，時価簿価結果を示していた。宮島・小川（2012）や齋藤比はモデルによって正負の符号は逆を示す結果（2011），内田（2012）の分析では，情報獲得がとなった。MONCOST はモデル（4）は負で有困難な企業ほど社外取締役比率が高いとの結果

意となった。この結果は事業範囲仮説で利用しを得ており，「取締役会構成の選択に何らかのた変数も組み入れて推定したモデルではモニタバイアスがかかった」（宮島・小川，2012）とリング仮説を支持することを意味する。

解釈している。本稿の IPO 企業の分析結果で

図表 6 の Panel B は，被説明変数を社外取締

は，モニタリング・コストを支持する結果には役比率とするモデル推定の結果である。推定結なっているが，個々の代理変数では有意となる

果は，フリーCF 比率は負で有意となり，モニ

変数も少なく，この点ではあまり強く支持されタリング仮説とは逆の結果を示す一方，標準偏るとは言い難い。このため，この点のさらなる差は負で有意で仮説を支持する。フリーCF 比検討は今後の課題としたい。

率が仮説とは逆の結果となったのは，経営者をモニタリングする社外取締役を経営者以外の株

4.3.3．交渉仮説

主が主導して決める場合には，モニタリングに交渉仮説に関しての推定結果を図表 7 でみるよる便益が大きいが，わが国 IPO 企業の場合，と，モデル（1）から（3）では，社長持株比社外取締役の指名やその増員でも大きな影響力率，社長筆頭株主ダミーはいずれも負で有意を持つのは社長であるため，社外取締役を任命

で， モ デ ル（4） で も NEGOT は 負 で 有 意 ではするものの，フリーCF 比率が多い企業ではあった。すなわち，社長の交渉力が高まると，（すなわち，社長に私的便益が多くもたらされ社外取締役比率を低下させるという交渉仮説をるような場合には），逆に社長は社外取締役を支持する。

増やそうとしなかったのかもしれない（特に社そ の 他，SCOPE は 正 で 有 意，MONCOST

長の株式保有比率が高い場合はその傾向が強いは負で有意となり，事業範囲仮説，モニタリン

ことも考えられる）。杉浦（2020）は社外取締

グ仮説をそれぞれ支持する結果となっている

49

コーポレートガバナンスの進化：新規株式公開企業の取締役会構成の決定要因からの考察
図表 6
Panel A

モニタリング仮説

取締役会人数についての推定

被説明変数

取締役会人数（対数値）モデル（ １ ）係数

t値

MONCOST

モデル（ ２ ）係数

t値モデル（ 3 ）係数モデル（ 4 ）t値

係数（3.460）＊＊＊t値－0.015 （－2.850）＊＊＊－0.006 （－1.170）－0.061 （－3.860）＊＊＊

時価簿価比

0.037

研究開発費比率

0.000 （－1.400）

0.000 （－1.190）

標準偏差－0.002 （－4.250）＊＊＊－0.002 （－3.750）＊＊＊

フリーCF 比率

－0.004 （－0.290）－0.006 （－0.420）－0.006 （－0.460）

SCOPE
時価総額

0.088

（7.330）＊＊＊

上場後経過年数

0.002（0.760）連結子会社数0.000（0.010）－0.004   －（0.330）
0.074（5.770）＊＊＊社外取締役比率（ 1 期前）

0.002（5.810）＊＊＊0.002（6.120）＊＊＊0.002（5.020）＊＊＊0.002（5.000）＊＊＊

相対 ROA（ 1 期前）

0.000（0.520）0.000（0.530）0.000（0.230）0.000（0.770）2010-14年ダミー
2015-19年ダミー－0.021 （－1.470）＊＊＊0.104（5.770）＊＊＊－0.018   （－1.220）
0.120（6.900）＊＊＊

外国人持株比率

0.001（0.620）0.001（1.030）

定数項

1.335

（18.130）＊＊＊1.717  ＊＊＊
（26.030）－0.039 （－2.720）＊＊0.035（1.910）＊＊＊－0.002 （－1.950）
1.092（9.960）＊＊＊－0.048   （－3.090）＊＊＊0.030（1.350）＊＊＊－0.001   （－0.960）
1.785  ＊＊＊
（28.060）

年ダミー

YES

YES

YES

YES

産業ダミー

YES

YES

YES

YES

個別ダミー

YES

YES

YES

YES

Adj R-sqd

0.173

0.166

0.202

0.187

Obs.

5638

5638

5638

5638

Panel B社外取締役比率についての推定

被説明変数

社外取締役比率モデル（ １ ）係数

t値

MONCOST

モデル（ ２ ）係数

t値モデル（ 3 ）
係数

t値

0.430

研究開発費比率

0.000 （－0.620）（0.600）

標準偏差－0.055 （－1.740）＊

フリーCF 比率

－1.822 （－1.840）＊

t値－0.807 （－2.170）＊－0.413 （－1.190）

時価簿価比モデル（ 4 ）係数

0.126（0.130）0.000 （－1.200）－0.009 （－0.300）＊＊＊－1.880   （－1.880）＊－1.738 （－1.750）＊

SCOPE
時価総額

－1.827   （－1.780）＊
3.083（5.230）＊＊＊－0.735 （－1.090）

上場後経過年数

1.647＊＊＊（12.000）

連結子会社数

0.078（1.160）

4.137（3.300）＊＊＊4.653（3.630）＊＊＊0.003（0.130）0.003（0.110）－1.607 （－1.880）＊

2.427（2.720）＊＊＊＊＊（10.190）

取締役人数（ 1 期前）
相対 ROA（ 1 期前）

5.803（4.610）＊＊＊－0.002 （－0.080）

5.946（4.690）＊＊＊－0.002   （－0.080）

2010-14年ダミー

3.680（4.380）＊＊＊3.765（4.480）＊＊＊2015-19年ダミー

15.923（15.800）＊＊＊16.265  

＊＊＊（16.140）

外国人持株比率

0.059（1.020）

0.067

定数項

2.701

（0.690）

1.432

3.676

（3.520）＊＊＊12.413  

（1.140）0.023（0.380）－0.006   （－0.110）（0.370）12.068（1.910）＊6.457（1.630）

年ダミー

YES

YES

YES

YES

産業ダミー

YES

YES

YES

YES

個別ダミー

YES

YES

YES

YES

Adj R-sqd

0.294

0.2931

0.324

0.303

Obs.

5638

5638

5638

5638

（注） 各変数の定義は図表１の注を参照。SCOPE は事業範囲仮説，MONCOST はモニタリング仮説についての主成分分析から算出された主成分得点を示す変数を示す。標準誤差は White の不均一分散修正済みのものである。＊＊＊は１％水準，＊＊は５％水準，＊は10％水準で有意であることを示す。
（出所） 筆者作成

50

証券経済研究
図表 7

交渉仮説

被説明変数

社外取締役比率モデル（ １ ）係数モデル（ ２ ）t値

係数モデル（ 3 ）t値

係数モデル（ 4 ）t値

係数

社長持株比率

0.006（0.120）0.008（0.160）－0.125 （－4.270）＊＊＊－0.053 （－1.000）－0.092 （－2.630）＊＊＊＊＊＊

社長筆頭株主ダミー
創業者社長ダミー－2.728 （－3.160）－0.606 （－0.330）－1.290 （－0.710）

1.186（0.540）

SCOPE

3.012

時価総額

1.567

（11.070）＊＊＊連結子会社数0.084（1.240）0.259（0.260）＊＊－0.826 （－2.240）

MONCOST
時価簿価比
研究開発費比率

0.000 （－1.140）

標準偏差－0.011 （－0.370）－1.723 （－1.730）＊

フリーCF 比率相対 ROA（ 1 期前）

5.252（5.020）＊＊＊－0.001 （－0.100）
2.648（4.710）＊＊＊2015-19年ダミー

14.640＊＊＊

外国人持株比率

0.060

定数項

16.592（6.780）＊＊＊2010-14年ダミー（5.180）＊＊＊－0.851 （－1.270）

上場後経過年数

取締役人数（ 1 期前）

t値－1.201 （－2.740）＊＊＊

NEGOT
社長在籍年数第116号（2021.12）

5.360（5.130）＊＊＊－0.001 （－0.070）－1.848 （－1.780）＊

4.224（3.400）＊＊＊4.731（3.710）＊＊＊0.002（0.080）0.001（0.020）－1.561 （－1.840）＊

2.283（2.590）＊＊（10.110）＊＊＊2.947（5.130）＊＊＊（18.060）

15.272＊＊＊（19.170）

3.757（3.610）12.097（1.140）0.068（1.300）0.018（0.300）－0.012 （－0.210）

15.118（2.350）＊＊－0.279 （－0.110）＊＊＊

＊＊＊

6.337

（1.610）

年ダミー

YES

YES

YES

YES

産業ダミー

YES

YES

YES

YES

個別ダミー

YES

YES

YES

YES

Adj R-sqd

0.299

0.2964

0.328

0.307

Obs.

7553

7590

5633

5638

（注） 各変数の定義は図表1の注を参照。SCOPE は事業範囲仮説，MONCOST はモニタリング仮説，NEGOT は交渉仮説についての主成分分析から算出された主成分得点を示す変数を示す。標準誤差は White の不均一分散修正済みのものである。＊＊＊
は１％水準，＊＊は５％水準，＊は10％水準で有意であることを示す。
（出所） 筆者作成（ただし，フリーCF 比率は負で有意で，仮説交渉力が強くなるほど社外取締役比率が減少すとは逆の結果となっていることは留意すべきでる傾向が分かった。ただし，IPO 企業においてある）。これは上場企業全体を対象とした分析

は創業者社長が多いが，創業者社長ダミーにつの宮島・小川（2012）も同様の結果を示し，整いては有意ではなく，社長の持株比率や筆頭株合的な結果となっている。

主であるときに効果があることが窺われた。

以上の 3 つの仮説についての検証結果をまと尚，補論 ２ では頑健性チェックのため，取締役

めると，事業範囲仮説については，取締役会人

人数と社外取締役比率について，全期間を対象数については概ね仮説通りの結果が示され，にダイナミック GMM で推定した分析した結IPO 企業においても事業範囲が広がり複雑化す果を示している。本編で示した結果を一部で補ると取締役会人数は増加し，社外取締役比率も強する内容となっている。

増加する傾向があった。モニタリング仮説については，モニタリング・コストの面では概ね仮4.4．IPO からの経過年数別の検証

説通りの結果が示された。交渉仮説について

前節での分析結果を踏まえ，IPO 企業のガバ

は，概ね仮説通りの結果となり，やはり社長のナンスの「進化」について，IPO からの経過年

51

コーポレートガバナンスの進化：新規株式公開企業の取締役会構成の決定要因からの考察

数ごとに分析する。
図表 8 ， 9 は事業範囲仮説・モニタリング仮説とは逆の結果であり，全体での推定結果とも異なる。

説，図表10は交渉仮説についての結果である。

交渉仮説（図表10）については，社長在籍年

図表 8 の取締役会人数については事業範囲仮説

数は上場後 3 ，10年経過企業で負で有意で，交を示す代理変数のうち，いずれのモデルでも時渉仮説を支持する。社長持株比率は 3 ， 5 年経価総額のみ正で有意であった。また SCOPE は過企業で負で有意で，創業者社長ダミーは 5 年

上場後 5 年および10年経過企業では正で有意経過企業でのみ正で有意であり，交渉仮説とはで，取締役人数に関する推定で事業範囲仮説は逆の結果を示す。NEGOT は 3 年経過企業でのある程度上場から時間が経過し成熟企業に近づ

み負で有意であった。すなわち，上場から 3 年いた場合に効果があることが分かる。

程度でまだ経営者の交渉力が非常に強い段階の次に，モニタリング仮説についての推定結果

IPO 企業では社外取締役を積極的に増加させるを 見 る と， 時 価 簿 価 比 お よ び 標 準 偏 差，

誘因をもたず，時間が経過して 5 年を経過してMONCOST は 3 ， 5 ，10年のいずれのモデル

いくとその交渉力が薄れていくのかもしれな

でも負で有意であった（研究開発費比率も 3 年

い。10年経過企業では社長在籍年数が負で有意のモデル以外で負で有意）。この結果は概ねコで交渉仮説を支持するものの，それ以外の変数

スト面でのモニタリング仮説を支持する。これは有意ではなく，交渉要因はほとんど効果がな

は前節で示した推定結果とほぼ整合的な結果といように見られる。

なり，モニタリングのための情報獲得が困難，

以上，IPO 企業のガバナンスの進化について

すなわち上場後経過年数が経っても外部との情

IPO 後の経過年数別推定から考察してきた。事報の非対称性が大きく，取締役会人数に負の効

業範囲仮説を見ると，取締役会人数には企業規果が引き続いているという特徴は，IPO 企業で模は IPO 後の経過年数に関係なく影響していは上場から経過年数が経ってもその傾向に変化ることが窺われた。しかし，社外取締役比率にがなかったことが示唆される。

ついては仮説を強く支持する結果は得られな

他方，図表 9 の社外取締役比率に関しての事かった。モニタリング仮説についても取締役会

業範囲仮説については，上場後 5 年経過企業

人数には IPO 後の経過年数に関係なく，モニで，時価総額と SCOPE で，上場後10年経過企

タリング・コストが高まると，人数が少なくな

業で時価総額が有意となった以外はいずれも有るという仮説を支持する結果が示された。しか意でなく，事業範囲仮説は社外取締役比率につし，社外取締役比率については IPO 後 3 ， 5

いてはあまり支持されない。モニタリング仮説

年経過した企業では仮説とは逆の符号が示さについては，研究開発費比率は 5 年経過企業とれ，社外取締役の選任には別の要因が働いてい10年経過企業で負で有意であった。 3 年経過企ることも窺われた。交渉仮説については，社長

業 で は 標 準 偏 差 の み 正 で 有 意 で あ っ た。

の在籍年数が長くなるほど，また社長保有株式

MONCOST は 3 年および 5 年経過企業で正でが多くなるほど，社外取締役比率が低くなると有意であり，10年経過企業では有意ではないもいう傾向は（全体の推定結果と同様に）得られのの符号は正であった。これはモニタリング仮

たが，合成変数（NEGOT）では 3 年経過企業

52

t値

0.001

0.043

0.025

相対 ROA（ 1 期前）

2010-14年ダミー

2015-19年ダミー

863

Obs.

（0.840）（0.120）（0.380）（1.090）（1.170）（1.030）

863

0.186

YES

YES

1.812 （30.670）＊＊＊

0.001

0.009

0.033

0.001

0.001

0.041

－0.053 （－4.540）＊＊＊（1.620）t値（1.870）＊（2.190）＊＊0.103－0.005 （－2.600）＊＊

0.135（4.340）***

636

0.268

YES

YES

1.105

636

0.261

YES

YES

1.800 （26.490）＊＊＊（3.270）＊＊＊

420

0.277

YES

YES

1.688

（1.740）＊

420

0.236

YES

YES

1.800 （20.140）＊＊＊（0.780）（0.790）－0.004 （－2.620）＊＊＊－0.001 （－0.630）

0.001（0.980）（1.200）－0.001 （－0.730）

0.097－0.004 （－3.040）＊＊＊0.000 （－2.900）＊＊＊t値（6.870）＊＊＊－0.068 （－5.360）＊＊＊

0.083

0.094

－0.037 （－0.510）（0.730）－0.089 （－3.020）＊＊＊0.001

0.1182係数

IPO 後10年（7.510）＊＊＊t値－0.068 （－1.410）

0.108

係数

（0.920）（0.670）（2.290）＊＊－0.002 （－1.850）＊

0.002－0.032 （－0.670）－0.056 （－5.330）＊＊＊（9.140）＊＊＊t値－0.004 （－3.200）＊＊＊ －0.003 （－2.730）＊＊＊ －0.001 （－0.650）

0.062－0.062 （－0.870）－0.002 （－2.050）＊＊0.002－0.089 （－1.640）－0.003 （－3.610）＊＊＊

0.000 （－3.430）＊＊＊－0.076 （－2.600）＊＊

0.003

0.145

係数

IPO 後 ５ 年

（8.310）＊＊＊t値－0.012 （－0.280）

0.097

係数

（注） 各変数の定義は図表１の注を参照。SCOPE は事業範囲仮説，MONCOST はモニタリング仮説についての主成分分析から算出された主成分得点を示す変数を示す。標準誤差はWhite の不均一分散修正済みのものである。＊＊＊は１％水準，＊＊は５％水準，＊は10％水準で有意であることを示す。
（出所） 筆者作成

0.260

YES

Adj R-sqd

YES（6.310）＊＊＊

産業ダミー

0.956

年ダミー

定数項

（0.330）（0.520）（1.050）（1.160）（1.150）－0.002 （－1.540）

0.001

社外取締役比率（ 1 期前）

外国人持株比率

0.041－0.003 （－2.820）＊＊＊

0.000 （－0.630）

フリーCF 比率

標準偏差

研究開発費比率

時価簿価比－0.110 （－5.500）＊＊＊－0.001 （－0.520）

MONCOST－0.010 （－0.290）

連結子会社数0.070

係数

IPO 後 ３ 年

0.109 （10.910）＊＊＊係数

取締役会人数についての推定

取締役会人数（対数値）

IPO 経過年数別推定（ １ ） モニタリング仮説／事業範囲仮説

上場後経過年数

時価総額

SCOPE

被説明変数

図表 8

証券経済研究第116号（2021.12）

53

54

0.356

（0.200）

0.156

標準偏差

（2.920）＊＊＊（0.090）

0.319

1.865

外国人持株比率定数項（0.240）（4.300）

＊＊＊

863

Obs.

863

0.324

YES

YES

（0.230）（4.310）＊＊＊（4.140）＊＊＊（1.650）＊（0.770）（1.500）（3.450）＊＊＊

t値

1.591

（0.700）（2.040）＊＊（1.340）（1.600）（0.450）（5.070）＊＊＊（1.550）

636

0.281

YES

YES

6.404

0.379

10.191－1.507 （－0.350）－0.030 （－0.450）

3.344－4.532 （－1.600）

0.081－0.012 （－5.580）＊＊＊3.593－0.113 （－1.210）

t値＊＊＊（1.610）（2.060）＊＊（0.990）（5.220）＊＊＊（1.850）＊

636

0.264

YES

YES

5.368

0.385

11.360－0.095  （－0.020）－0.028  （－0.430）

3.378

1.707

－2.078 （－2.830）

係数

IPO 後 ５ 年

－1.163 （－1.650）＊

係数

社外取締役比率（0.900）（0.430）

420

0.132

（3.730）＊＊＊（2.340）＊＊（1.230）（0.830）

420

0.125

YES

YES

26.216（1.660）＊

6.946

0.087

0.191

YES

（1.550）－5.046 （－1.890）＊

1.262（1.890）＊（1.250）（0.760）YES

48.842

0.155

7.348

0.105

－5.902 （－2.110）＊＊－4.999 （－0.990）

0.032

0.000 （－0.050）＊

1.470－0.085 （－1.250）

t値－0.152 （－0.190）

係数

IPO 後10年（0.860）＊＊＊t値－2.785 （－1.040）

0.715

係数

社外取締役比率についての推定（注） 各変数の定義は図表１の注を参照。SCOPE は事業範囲仮説，MONCOST はモニタリング仮説についての主成分分析から算出された主成分得点を示す変数を示す。標準誤差はWhite の不均一分散修正済みのものである。＊＊＊は１％水準，＊＊は５％水準，＊は10％水準で有意であることを示す。
（出所） 筆者作成

0.326

Adj R-sqd

0.879

0.306

（3.990）＊＊＊ 15.168

YES

14.934

2015-19年ダミー

7.718（1.650）＊

2.390

1.844

0.021

YES

7.783

2010-14年ダミー

t値－0.720 （－1.610）

係数（0.690）（1.710）

産業ダミー

0.019

相対 ROA（ 1 期前）

年ダミー

2.875

取締役会人数（ 1 期前）－1.477 （－0.720）

0.001

研究開発費比率（1.320）－0.020 （－0.830）

1.437

フリーCF 比率t値

IPO 後 ３ 年

IPO 経過年数別推定（ ２ ） モニタリング仮説／事業範囲仮説－0.652 （－1.230）

係数

時価簿価比

MONCOST

連結子会社数

上場後経過年数

時価総額

SCOPE

被説明変数

図表 9

コーポレートガバナンスの進化：新規株式公開企業の取締役会構成の決定要因からの考察

t値
＊＊＊

0.001

0.156

研究開発費比率

標準偏差（2.920）＊＊＊（0.090）（1.320）

0.319

1.865

外国人持株比率

定数項

863

Obs.

863

0.324

YES

YES

（0.700）（2.040）＊＊（1.340）（1.600）（0.450）（5.070）＊＊＊（1.550）

636

0.281

YES

YES

6.404

0.379

10.191－1.507 （－0.350）－0.030 （－0.450）

3.344－4.532 （－1.600）

0.081－0.012 （－5.580）＊＊＊3.593－0.113 （－1.210）

1.591－1.163 （－1.650）＊（2.910）＊＊（1.690）＊（0.970）（5.230）＊＊＊（1.790）＊

636

0.266

YES

YES

5.261

0.385

11.096－0.432 （－0.110）－0.027 （－0.410）

3.564－0.802 （－0.200）

1.891－2.133 （－2.910）＊＊＊（0.860）（0.900）（0.430）420（3.740）＊＊＊（2.300）＊＊（1.140）（0.870）

420

0.125

YES

YES

26.380

6.583

0.125

－5.043 （－1.880）＊（1.660）＊0.132（1.420）－4.424 （－0.900）

1.102

0.189

YES

t値

－0.102 （－0.130）（1.890）＊（1.250）（0.760）YES

48.842

0.155

7.348

0.105

－5.902 （－2.110）＊＊－4.999 （－0.990）

0.032

0.000 （－0.050）

1.470－0.085 （－1.250）－2.785 （－1.040）

0.715（0.860）（1.570）係数－0.226 （－0.290）

IPO 後10年（注） 各変数の定義は図表1の注を参照。SCOPE は事業範囲仮説，MONCOST はモニタリング仮説，NEGOT は交渉仮説についての主成分分析から算出された主成分得点を示す
変数を示す。標準誤差は White の不均一分散修正済みのものである。*** は１％水準，** は５％水準，* は10％水準で有意であることを示す。
（出所） 筆者作成

0.326

Adj R-sqd

0.888（0.230）（4.290）＊＊＊（0.240）（4.110）＊＊＊0.305（4.300）＊＊＊（1.630）（0.760）（1.520）（3.990）＊＊＊ 15.073

YES

14.934

2015-19年ダミー

7.624（1.650）＊

2.433
0.021

YES

7.783

2010-14年ダミー（3.480）＊＊＊－1.510 （－0.730）

1.797（0.690）

産業ダミー

0.019

相対 ROA（ 1 期前）（1.710）＊

年ダミー

2.875

取締役人数（ 1 期前）－1.477 （－0.720）

1.437

フリーCF 比率

（0.200）－0.020 （－0.830）

0.356－0.652 （－1.230）

時価簿価比

MONCOST

連結子会社数

上場後経過年数

時価総額

SCOPE

4.294

2.162

（1.590）

0.099

2.095

t値

－0.197 （－2.140）＊＊

係数（2.310）＊＊創業者社長ダミー－0.726 （－1.620）

t値－0.511 （－1.030）

係数

IPO 後 ５ 年

－0.106 （－2.530）＊＊t値－0.061 （－2.040）＊＊＊係数

社長持株比率－1.184 （－3.060）

係数

IPO 後 ３ 年

－0.127 （－1.620）

t値－0.204 （－3.710）＊＊＊係数

社外取締役比率IPO 経過年数別推定（ ３ ） 交渉仮説

社長在籍年数

NEGOT

被説明変数

図表10

証券経済研究第116号（2021.12）

55

コーポレートガバナンスの進化：新規株式公開企業の取締役会構成の決定要因からの考察

のみ有意で仮説を支持する結果が得られた。以ると見られるため（森・船岡，2019），その点上の結果から，交渉要因が弱くなる一方，事業に注目した検討も IPO 企業のガバナンス構造

範囲要因は規模については経過年数に関係なくを明らかにする上で有益であろう。また，本分効く一方で，モニタリング要因は規模と構成で

析では上場企業が親会社の子会社の IPO 企業

異なる結果が得られるなど錯綜した結果となっは対象外としたが，子会社の上場が多いのも日た。しかしながら，IPO 企業におけるガバナン

本の IPO 企業の特徴でもあり，それら上場子スの決定要因については，その内容が進化に伴

会社のガバナンスについての分析は別途検討すい変容していくことは確認できた。

べきであろう。
IPO 企業の社長（経営者）については，社長

5 ．結論と今後の課題

交代に関する分析も当然ながら必要である。社
長交代の側面から IPO 企業のコーポレートガ

本稿における分析結果から IPO 企業の取締

バナンスを検討することも今後の課題である。

役会人数については事業範囲仮説，モニタリン

ま た，Wright et al.（2013） 等 に 代 表 さ れ る

グ仮説は概ね支持されることが分かった。取締「コーポレートガバナンスのライフサイクル・

役会の構成については，事業範囲仮説が支持さアプローチ」による分析は課題もあるために今れ，モニタリング仮説は一部では支持されるも回は採用しなかった。しかし，IPO 企業は成熟のの，逆の結果も見られ，別の要因も働いてい企業とは異なる資金調達構造や資金ニーズなどる可能性も示唆された。交渉仮説については，があるといった参考にすべき主張もあるため，概ね支持される結果が得られ，社長の交渉力は

これら分析枠組みからの研究も今後検討すべき

社外取締役の選任に影響する要因として，特に課題である。

IPO 企業ではその影響が強いと見られることも分かった。さらに，IPO 経過年数別の推定結果

補論 １

主成分分析

では，概ね全体的な傾向とは矛盾しない結果がIPO 企業の取締役の決定要因についての 3 つ得られたが，IPO からの経過年数によって，その仮説を提示し，それぞれを示す代理変数かの効果も変化し，IPO 企業のガバナンスに影響ら，より頑健性を求めるために，主成分分析をする要因も変化（あるいは進化）していくこと行い，合成した変数を算出して推定で利用しも窺われた。

た。すなわち，事業範囲仮説を示す「時価総ただし，本分析では多くの検討課題も挙げら額」，「上場後経過年数」，「連結子会社数」かられる。先ず外部ガバナンスについては，宮島・SCOPE を，「 時 価 簿 価 比 」，「 研 究 開 発 費 比小川（2012）のように外国人投資家株主比率に率」，「標準偏差」から MONCOST を，「社長よってサンプルを分割しての比較することなど持株比率」，「社長在籍年数」，「創業者ダミー」

も考えられる。金融機関株主比率については，から NEGOT を算出して用いた。主成分分析

17

IPO 企業も上場前からメインバンク は存在すの結果は補図 - １ のようになる。

17 それがメガバンクである場合はその系列のベンチャーキャピタルとして IPO プロセスに参画している可能性もあるため，上場後でもメインバンク関係がそこから深くなる可能性もある。

56

証券経済研究
補図 １

主成分分析

Panel A：事業範囲（SCOPE）
Eigenvalue
Component

obs

EigenvalueComp 1
Comp 2Comp 3

1.444
0.938
0.618

第116号（2021.12）

Difference
0.506
0.320

Proportion
0.481
0.313
0.206

8,836
Cumulative
0.48130.79411

Principal component（eigenvectors）
Variable
時価総額
上場後経過年数
連結子会社数Comp 10.65370.354
0.6688Comp 2－0.30160.9325－0.1988

Comp 30.694
0.0717－0.7164

0
0
0

obs

5,668

Panel B：モニタリング（MONCOST）
Eigenvalue
Component

EigenvalueComp 1
Comp 2Comp 3

1.319
0.988
0.693

Difference
0.332
0.295

Unexplained

Proportion
0.43980.32920.2310

Cumulative
0.43980.76901.0000Principal component（eigenvectors）
Variable
時価簿価比
研究開発費比率
標準偏差Comp 10.69790.21420.6834Comp 2－0.0811
0.9717－0.2218

Comp 3－0.71160.09940.6955

0
0
0

obs

8,609

Panel C：交渉仮説（NEGOT）
Eigenvalue
ComponentComp 1
Comp 2Comp 3

Eigenvalue
1.737890.685741
0.576367

Difference
1.05215
0.109375

Unexplained

Proportion
0.57930.2286
0.1921

Cumulative
0.57930.80791

Principal component（eigenvectors）
Variable
社長在籍年数
社長持株比率創業者社長ダミーComp 10.57760.552
0.6014Comp 2－0.57480.7981－0.1805

Comp 30.57960.2414－0.7783

Unexplained000（出所） 筆者作成

補論 2

ダイナミック GMM による推定

数， 社 外 取 締 役 比 率 の い ず れ に お い て も全期間対象の取締役会人数と社外取締役比率

SCOPE は正で有意であった。取締役会人数にの推定に関し，Chen（2014）と同様にアレラー

ついては MONCOST は負で有意であり，本編

ノ・ボンド型のダイナミック GMM で推定しの結果と整合的であった。取締役会人数，社外た。その結果は補図 2 で示される。取締役会人

取締役比率のいずれの推定でもフリーCF 比率57

コーポレートガバナンスの進化：新規株式公開企業の取締役会構成の決定要因からの考察
補図 2
被説明変数

ダイナミック GMM による推定
取締役会人数係数

社外取締役比率（ 1 期前）
取締役会人数（ 1 期前）SCOPEMONCOST
フリーCF 比率
NEGOT
相対 ROA（ 1 期前）
2010-14年ダミー
2015-19年ダミー
外国人持株比率定数項

社外取締役比率

z値

係数
＊＊＊

0.696 （28.890）－9.560 （－9.170）＊＊＊1.188 （2.510）＊＊＊－0.753 （－2.750）＊＊＊－3.096 （－4.060）＊＊＊－0.063 （－3.410）＊＊＊0.947 （1.350）
4.528 （5.070）＊＊＊－0.051 （－1.190）
24.729 （6.560）＊＊＊

産業ダミー
Obs.

0.710 （15.910）＊＊＊－9.612 （－5.790）＊＊＊1.135 （1.980）＊＊－0.434 （－1.380）－2.682 （－1.930）＊－0.503 （－1.320）－0.001 （－1.670）＊
0.637 （0.850）
4.784 （4.450）＊＊＊－0.027 （－0.470）
22.124 （4.740）＊＊＊

YES
5638

Sargan test

156.523

z値

YES
5633

（0.167）99.441（0.412）（注） 各変数の定義は図表１の注を参照。SCOPE は事業範囲仮説，MONCOST はモニタリング
仮説，NEGOT は交渉仮説についての主成分分析から算出された主成分得点を示す変数を示
す。z 値は White の不均一分散修正済みのものである。＊＊＊は１％水準，＊＊は５％水準，＊は10％水準で有意であることを示す。Sargan test の括弧の数値は p 値を示す。
（出所） 筆者作成

は負で有意であり，仮説とは逆の結果を示し

今仁裕輔（2020）「取締役会改革とガバナンス」三隅た。NEGOT はいずれの推定でも有意ではな

隆司・茶野努・安田行宏編『日本企業のコーポ

かった。このように，全体的には一部で有意でレートガバナンス』中央経済社，18-34頁。

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ここに記して感謝申し上げます。

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