IDJJF00301

論文名

同族経営企業の収益・リスク特性
Return and risk profiles of Japanese family firms

著者名

竹原均
Hitoshi Takehara

ページ

53-71

雑誌名

経営財務研究Japan Journal of Finance

発行巻号

第34巻第1.2合併号
Vol.34 / No. 1.2.

発行年月

2014年12月
Dec. 2014

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 34 巻第 1・2 合併号■論文

同族経営企業の収益・リスク特性＊
竹原均（早稲田大学）要旨

本研究においては，同族企業の持つ財務上の特性について，複数の収益性尺度，リスク尺度を設定することにより多面的に分析する。同族企業の場合には，創業家の株式保有，あるいは創業家出身者が経営陣に入ることにより，非同族企業と比較して，所有と経営の分離の度合いは低いと考えられる。
したがって非同族企業と比較して同族企業の情報の非対称性の度合いが低くエージェンシーコストが低下するのであれば，その収益性は非同族企業と比較して高いはずである。また経営上の失敗は創業家保有株式の価格を下落させる，あるいは創業家の社会的評価を失わせることから，同族企業は過度の経営上のリスクを回避するであろうことが予想される。実証の結果，創業家の株式所有は収益性に関しては必ずしも正の効果を及ぼさないものの，リスクに関しては所有比率の上昇とともにリスクが低下する傾向にあることが明らかとなった。また創業家出身の代表権を持つ役員の影響については，
収益性に関しては正，負の両方向の効果を持つものの，リスクに関してはこれを低下させる傾向が存在することが明らかとなった。こうした結果については，企業規模，資本構成，企業年齢，海外依存度，産業要因，上場市場等を制御した後でも，確認可能なものであった。これらの分析結果を総合的に解釈するならば，より長期の企業価値の保全を目的として，同族企業はリスク回避的，保守的な経営を，その目標としているものと考えられる。
キーワード：同族企業，Corporate Financial Performance（CFP），エージェンシーコスト，株式
所有構造

１

同族企業の経営理念と経営者行動

同族企業を，
ここでは創業家による株式所有により実質的な企業支配・統治権が維持されている企業，
あるいは創業家出身者が企業の代表権を保有することにより経営に参加している企業として定義する。

*

本稿は第 37 回日本経営財務研究学会大会（兵庫県立大学）での発表論文を改訂したものであり，大会において討論者である金崎芳輔氏より多くの有益な意見を頂戴した。また久保田敬一氏，小山明宏
氏，丸山宏氏，匿名査読者の方々からも研究実施・論文改訂の過程において貴重な意見をいただいた。以上の方々に，ここに記して感謝する。本研究は科学研究費補助金（基盤（A）25245052，基盤（C）
24530581）からの助成を受けて実施された。

53

経営財務研究第 34 巻第 1・2 合併号

会社法における，合資，合名，および合同会社においては，出資者が同時に経営者であるので，同族企業について上記の定義を用いた場合に，我が国の法人企業の 90% 以上は同族企業であることになる。
一方，本研究では創業家が 10% 以上の株式を所有するか，あるいは創業家の構成員で代表権を有する役員が存在するかの 2 条件のうち，少なくともいずれか一方を満たす場合に，これを同族企業と定義した。しかし，その場合でも上場企業の約 40% は同族企業に分類される。こうした同族企業の多くは創業から長期間が経過した長寿企業であり，平均的な企業年齢の高さは日本企業の特質の一つでもある。
このように日本における同族企業は，その比率，歴史などで他国の企業と比べても特色を持つものの，その経営上の特性について，欧米ほどには実証分析が進んでいないのが実情と言える。もちろん我 が 国 の 企 業 に つ い て も，Saito（2008），Allouche，Amann，Jaussaud and Kurashina（2008），
Masulis，Pham and Zein（2011），Mehrotra，Morck，Shim and Wiwattananakantang（2013）等
が既に公刊され，また日本企業を含む国際比較としては，東アジア各国の同族企業に関する分析を試みた Claessens，Djankov and Lang（2000），先進 27 ヶ国の同族企業に関する La Porta，Lopez-DeSilanes and Shleifer（1999）等が先行研究としてあげられるものの，それらによっても日本の同族企業の特性が十分に解明されたとは言い難い。
こうした中で Ebihara，Kubota，Takehara and Yokota（2012）は同族企業の会計情報の質について分析している。また Ebihara，Kubota，Takehara and Yokota（2014）は株式市場への参加者間の情報の非対称性の度合いを，Easley，Hvidkjaer and Oʼ Hara（2002）の PIN variable によって測定し，同族企業と非同族企業での情報の非対称性の違いについて議論することを試みている。さらに Aoi，
Asaba，Kubota and Takehara（2015）では，同族企業と非同族企業の Corporate Social Performance（CSP）の優劣について検証している。また Kubota and Takehara（2013）は，同族企業の保守的会計
手続きの選択傾向に関する分析を試みている。以上の研究は，すべて上場企業を対象としたものであるという制限を共通して持つものの，一連の研究により，上場された同族企業の経営の特質についての議論が深まりつつあることは間違いのないところである。
たとえば Ebihara，Kubota，Takehara and Yokota（2014）においても，自己資本利益率，内部留保率，
負債比率，固定比率など複数の財務指標について，同族，非同族企業間の差について検証がなされている。しかし Suto and Takehara（2014）が実施したような，1 対 1 で対応付けられた複数の収益性尺度とリスク尺度を使用した Corporate Financial Performance（CFP）に関する分析は，同族企業に関する研究では，これまで存在しない。Suto and Takehara（2014）は，会計数値に基づく評価基準（4 種類），
成長性評価（2 種類），株式市場評価（2 種類）という評価軸について，それぞれ収益性尺度とリスク尺度を設定し，合計 16 種類の変数を使用することにより，Corporate Social Performance が Corporate
Financial Performance に与える影響を複眼的に検証している。本研究も Suto and Takehara（2014）とほぼ同様な収益性指標，リスク指標群を使用して，創業家による株式所有，ならびに代表権を持つ創業家出身役員の有無が，Corporate Financial Performance に与える影響を分析する。
論文は以下のように構成される。まず次節では同族企業の特徴，特に所有と経営の分離状況に注目しつつ研究仮説を設定する。3 節では使用するデータと検証方法について，その概略を説明する。続く 4，
5 節では実証分析結果とそれに対する解釈を提示し，最後に 6 節において結論を述べる。

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経営財務研究第 34 巻第 1・2 合併号

２

仮説設定

同族企業の財務特性に関する研究仮説を導く前に，最初に同族企業を定義することから始めよう。東
アジア各国の同族企業の特徴について分析した前出の Claessens，Djankov and Lang（2000）では，創業家が発行済株式の 10% 以上を所有している場合に当該企業を同族企業と定義している。しかし同様な定義を用いた場合には，たとえば現在のトヨタ自動車は豊田家による株式所有が 10% に満たないことから非同族企業に分類される。しかしながら 2009 年に第 11 代社長に就任した豊田章男は，豊田自動織機製作所を創業した豊田佐吉を曾祖父に持つ豊田家の直系にあたる。第 8 代社長である奥田碩が語ったように「豊田家はトヨタグループの求心力であり，旗でもある」のであり，豊田家の直系が代表取締役社長に就任したことは企業グループとしてのトヨタをまとめ上げ，経営を円滑化したものと評価すべきであろう。このため本研究においては，創業家が株式を大量に所有することにより企業支配権が創業家に在る状態に加えて，創業家出身者が代表権を持ち，創業者の経営理念，企業グループとしての長期目標が継続している場合に，これを同族企業と定義すべきであると考えた。したがって，本研究における同族企業の定義とは，⑴創業家が発行済株式総数の 10% 以上を所有している，あるいは⑵創業家出身者の一人以上が代表権を持つ役員に就任しているかの，いずれかを満たす場合に，これを同族企業と定義する 1。
このように⑴，⑵の 2 条件のいずれか一方が満たされることを同族企業の条件としているため，分析対象企業は 4 つの企業群のいずれかに分類されることになる。まず⑴創業家の 10% 株式所有と⑵代表権を持つ創業家出身者の 2 条件の両方が満たされない場合には「非同族企業」に分類される。次に⑴，⑵の 2 条件の両方が同時に満たされる場合であるが，この条件に合致する企業を，本研究においては「タイプ 1 の同族企業」（ʻType 1 family ﬁrmʼ）と呼んでいる。これに対して，創業家が株式の 10% 以上を所有するのみで創業家出身者が代表権を持たない場合を「タイプ 2 の同族企業」（ʻType 2 familyﬁrmʼ），創業家の株式所有が 10% 未満であるものの代表権を持つ創業家出身者が存在する場合に「タイプ 3 の同族企業」（ʻType 3 family ﬁrmʼ）と定義している。この定義に従えば，分析企業はタイプ 1 〜
タイプ 3 の同族企業か，非同族企業のいずれかに分類されるが，ただし創業家の所有株比率，代表権を持つ役員はともに時間とともに変化するため，年度ごとにこの分類も変化していくことになる。たとえばトヨタ自動車の場合には，1995-2008 年については非同族企業に分類されるが，2009 年以降はタ
イプ 3 の同族企業となる。
さてこのような株式所有，あるいは代表権により同族企業を定義した場合において，創業家に実質的な支配権が存在すると仮定しよう。
（あるいは支配権は無くとも，創業家の経営への影響力が十分に確保されているとする。
）創業家の株式所有により，所有と経営の分離の程度は同族企業において低い。

1

創業者自身が現在も代表権を有する経営者である企業と，創業者以外の創業家出身者が事業を既に承継した企業とを区別した分析を実施することにより，同族企業の経営行動をより深く分析すべきであるが，本研究ではデータの制約上の問題から，そうした分析には踏み込んでいない。この点については，
将来の課題としたい。

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経営財務研究第 34 巻第 1・2 合併号

所有と経営の分離の度合いが低いことが，同族企業のエージェンシーコストを低下させると仮定することが可能であるならば，エージェンシーコストの低下は，同族企業の収益性を押し上げるはずである。
同時に代表権を持つ創業家出身者を介して経営陣の持つ経営状態・戦略に関する私的情報が創業家に伝達されるならば，経営者と創業家の情報の非対称性の度合いは低くなることが予想される。エージェン
シーコストと経営者と創業家間の情報の非対称性そのものを観察することは不可能であるが，他の条件が同一の同族企業，非同族企業が存在したとすれば，企業の収益性に関する以下の仮説 1 が導かれる。
H1：同族企業の収益性は，非同族企業と比較して高い。
また H1 で確認すべき正の効果は株式所有と代表権の 2 つの影響によるため，以下の 2 つの下位の仮説を設定する。
H1a：創業家の株式所有比率と企業の収益性は正の相関関係を持つ。
H1b：創業家出身の代表権を保有する役員が存在する場合に企業の収益性は高い。
このように H1 を創業家による株式所有の影響（H1a）と創業家出身の経営者の影響（H1b）に分ける
ことにより，仮に同族企業の収益性が高いという結果を得た場合に，なぜ同族企業の収益性が高いのかを，本研究における同族企業の定義に対応して分析することが可能となる。たとえば創業家による株式所有が収益性に正，負いずれの影響を与えないとしても（H1a を不支持），創業家出身の経営者が収益性に強く正の影響を及ぼすならば（H1b を支持）
，その結果として H1 が支持されるかもしれないのである。
次に同族企業のリスクについて考える。創業家が株式を大量に保有している場合には，創業家にとっての資産の多くの部分が株式として保有されていることになる。当然のことながら，経営上の過度なリスクテイクは保有資産の価格変動リスクに直結する。したがって創業家の株式所有比率が高いほど，経営陣による過剰なリスクテイクを牽制するため，同族企業のリスクは非同族企業と比較して低いことが期待される。また代表権を持つ創業家出身者が存在する場合には，経営上の大きな失敗は創業家に対する社会的評価を失墜させるため，リスクに関しては保守的な傾向を持つものと予想される。以上の予想に従って，企業のリスクの関する仮説 2，および下位の仮説を設定する。
H2：同族企業のリスクは，非同族企業と比較して低い。
H2a：創業家の株式所有比率と企業のリスクは負の相関関係を持つ。
H2b：創業家出身の代表権を保有する役員が存在する場合に企業のリスクは低い。
収益性に関する検証と同様に，ここでもリスクに関する下位仮説 H2a，H2b について並行的に検証することにより，H2 が成立する場合に，その背後にある要因に迫ることが可能である。

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３

使用データ・検証方法⑴

創業家による株式所有比率，代表権を持つ創業家出身役員の有無

創業家による株式所有比率については，東洋経済新報社が提供する「大株主データ」をもとに計算している。同データから，原則として上位 30 大株主までの社名（あるいは個人名）と保有株数を把握することが可能である。その上で，社史等の公開された情報をもとに，企業ごとに個別に上位 30 大株主が創業家関係者であるかどうかを判断し，創業家関係者と判断された株主の保有株式数を合計することにより創業家株式保有数を求めた。所有比率の計算に際して，個人ではなく創業家が設立した財団法人等が株式を所有している場合についても，創業家の実質的な関与が明らかな場合には，これを所有比率に参入している。また姻戚関係（例えば創業者に対する娘婿）についても，種々の公開資料から可能な限り把握し，創業家の構成員に含めている。
次に創業家出身で代表権を持つ役員がいるかどうかについては，東洋経済新報社提供の「役員データ」
をもとに，社史等の公開資料から個別に判断してデータを構築した。一部の企業については，代表権を持つ副社長に創業家出身者が含まれる場合があるものの，ほとんどの場合には代表取締役社長，代表取締役会長，あるいは最高経営責任者（CEO）のいずれかとなっている。また創業家構成員の範囲に姻戚関係を含む点については，株式所有比率計算時と同様である。
本研究では 2007 年〜 2009 年の 3 年間について，以上のデータを構築し，以降の分析において使用している 2。

⑵

企業の収益性尺度，リスク尺度

企業の収益性指標，リスク指標に関しては，日本企業の Corporate Social Performance（CSP）とCorporate Financial Performance（CFP）の関係を分析した Suto and Takehara（2014）と同様に，収益性，リスクを多面的に測定することを試みている。このため使用される変数は，収益性，リスクともに，⑴会計情報に基づく評価，⑵成長性評価，⑶株式市場における評価の 3 グループに分かれる。
第 一 の グ ル ー プ で あ る 会 計 情 報 に 基 づ く 収 益 性 評 価 指 標 群 で あ る が， こ こ で は 売 上 高 利 益 率（Return on Sales，ROS）， 自 己 資 本 利 益 率（Return on Equity，ROE）， 資 本 利 益 率（Return on
Assets，ROA），それに営業キャッシュフロー資産比率（Cash-ﬂow from Operations to Total Assets，
CFOTA）の 4 変数を使用している。ROS，ROE，ROA の 3 変数については，企業の財務パフォーマ
ンスを分析する際に一般的に使用される変数であるが，ただしこれらの変数の分子として本研究で用い2

このデータは，Ebihara，Kubota，Takehara and Yokota（2012，2014），Aoi，Asaba，Kubota andTakehara（2015），Kubota and Takehara（2013）で使用されたものと同一である。ただし Ebihara，
Kubota，Takehara and Yokota（2012）と，それ以外の研究，および本研究では同族企業の定義が異なる。
Ebihara，Kubota，Takehara and Yokota（2012）では，創業家の株式所有比率が 10% 以上で，かつ代表権を持つ役員に創業家出身が含まれる場合を同族企業と定義している。

57

経営財務研究第 34 巻第 1・2 合併号ている営業利益，あるいは当期純利益は，部分的にではあっても経営者の利益調整の対象となり得る。
このため利益調整行動の影響を受けにくいと考えられる営業キャッシュフローから計算される CFOTA
を収益性の指標として追加的に用いることとした。またこれらの指標は会計年度ごとに変動が激しいことから，ここでは直近の 5 会計年度の平均値を使用している。
次に本研究では従来の多くの研究が焦点を当ててきた企業の収益性だけでなく，同時にリスクについても検証を行う。このため 4 種類の会計情報ベースの収益性評価指標（ROS，ROE，ROA，CFOTA）について，過去 5 年間での標準偏差をリスク指標として使用した。この収益性指標と 1 対 1 で対応するリスク指標が ROSSD（ROA Standard Deviation），ROESD，ROASD，CFOSD の 4 変数である。
さて一般的に実証分析において使用される会計情報ベースの収益性とは異なる 2 つの評価軸として，
本研究では成長性評価と株式市場評価についても，同族企業の経営特性の分析の別の側面として焦点を当てる。
まず成長性の評価については，本来であれば企業の潜在成長力，将来における期待成長率を使用すべきであるが，残念ながら事前（ex ante）の意味での成長率を推定することは極めて困難である。このため，ここでは売上高成長率（Growth rate of Sales，GSLS），総資産成長率（Growth rate of Total
Asset，GTA）の直近 5 年間における平均値を代理変数として使用する。また大きなリスクを伴う企業戦略により高い成長率を指向する企業と，安定的に堅実な低成長を指向する企業が存在するであろうことを考慮して，GSLS，GTA のそれぞれに対応するリスク指標として，過去 5 会計年度標準偏差である GSLSSD，GTASD を計算する。
次に本研究での分析対象が上場企業であることから，株式市場が対象企業をどのように見ているかを検証することも重要である。このような株式市場での収益性評価として，過去 60 ヶ月月次平均ヒスト
リカルリターン（HRET）と，ジェンセン・アルファ（Alpha）の 2 変数を使用する。ただしジェンセン・
アルファに関しては，Jagannathan，Kubota and Takehara（1998），あるいは久保田・竹原（2007）が明らかとしているように，日本市場においては資本資産価格評価モデル（Capital Asset Pricing
Model，CAPM）のクロスセクションでの銘柄間実現リターン差の説明力が著しく低いことから，以下の Fama and French（1993）の 3 ファクターモデルを用いて計測した。

rjt − rft = α j + β VW
(rmt − rft ) + β jSMB SMBt + β jHML HMLt + ε t .
j⑴

ただし，ここで rjt は第 j 銘柄の第 t 月のリターン，rft は第 t 月における無危険利子率，rmt は東京証券取引所第一部，第二部上場企業の時価加重リターン，SMBt，HMLt はそれぞれ Fama and French（1993）
での Small-Minus-Big ファクター，High-Minus-Low ファクターである 3。HRET，Alpha（⑴式でのαj）ともに毎年 6 月末時点を基準として過去 60 ヶ月のリターンを使用して計算している。HRET に対応するリスク指標としては，同じく過去 60 ヶ月の月次実現リターンから計算されたヒストリカルボラ
ティリティ（HVOL）を使用する。また Alpha に対応するリスク指標としては，（1）
式の HML ファクター（HMLt）の回帰係数である HML ベータ（BHML）を使用する。Fama-French 3 ファクターモデルにお3

日本市場における Fama-French 3 ファクターについては，久保田・竹原 (2007) の方法に従って計算
している。

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いて HML ベータは財務的困窮状態の測定結果とされる。このためここでは HML ベータによって，株式市場参加者の分析対象企業の財務困窮度への認識を代理させていることになる。
以上より会計データに基づく収益性指標（4 種類，ROS，ROE，ROA，CFOTA），成長性評価指標（2 種類，GSLS，GTA），株式市場評価の収益性指標（2 種類，HRET，Alpha）の 8 種類の収益性評
価のための変数と，それらに 1 対 1 で対応する 8 種類のリスク指標（ROSSD，ROESD，ROASD，
CFOSD，GSLSSD，GTSSD，HVOL，BHML）の合計 16 変数を使用して，同族企業の持つ収益・リ
スク特性を，会計情報，成長性，株式市場の 3 つの評価軸から多面的に検証する。これら収益性，リスク指標の定義については，表 1 に取りまとめた。

表１
変数名

収益性指標, リスク指標の定義
収益性尺度とその定義

データ期間

ROS

Return on Sales=（営業利益t）/（売上高t）

過去５期
平均値

ROE

Return on Equity=（当期純利益t）/（自己資本t-1）

過去５期
平均値

ROA

Return on Assets=（営業利益t）/（総資産t-1）

過去５期
平均値

=（営業キャッシュフローt）/（総資産t-1）

過去５期
平均値

=（売上高t）/（売上高t-1）−1

過去５期
平均値

Growth rate of Total Assets =（総資産t）/（総資産t-1）−1

過去５期
平均値

CFOTA

Cash-ﬂow to Total Assets

GSLS

Growth rate of Sales

GTA
HRET

Historical stock return

Alpha

Jensen's alpha

変数名

株式月次ヒストリカルリターン平均値

過去60ヶ月ジェンセンアルファ（Fama and French, 1993）

過去60ヶ月リスク尺度とその定義

ROSSD

ROS （Return on Sales）過去５期標準偏差

ROESD

ROE （Return on Equity）過去５期標準偏差

ROASD

ROA （Return on Assets）過去５期標準偏差

CFOSD

CFOTA （Cashﬂows From Operations to Total Assets）過去５期標準偏差

GSLSSDGSLS （Growth rate of Sales）過去５期標準偏差

GTASD

GTA （Growth rate of Total Assets）過去５期標準偏差

HVOL

ヒストリカルボラティリティー（過去60ヶ月）

BHML

HMLベータ（Fama and French （1993）ファクターモデル，過去60ヶ月データ）

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⑶

検証方法

仮説 1（H1），仮説 2（H2）については，同族企業（Type 1-Type 3）について評価尺度の平均値を計算し，同時に非同族企業の評価尺度の平均値を計算する。その上で Welchʼ s two-sample t-test を Type1-Type 3 の同族企業のそれぞれと非同族企業間で実施することにより，収益性，およびリスクの違いを検証する。
また創業家株式所有比率と収益性，リスクの関係についての H1a，H2a については，創業家株式所
有比率と評価尺度の関係が線形には限定されないことを考慮し，創業家株式所有比率によりサンプルを5 分割し，ポートフォリオ間での差を確認する。ここでは企業の支配権との関係を考慮して，P1（創業家が発行済株式の過半数を保有），P2（創業家株式所有比率が 1/3 以上 50% 未満），P3（20% 以上 1/3未満），P4（10% 以上 20% 未満），P5（10% 未満）とした。したがって P5 は非同族企業，あるいはType 3 の同族企業のいずれかとなる。
これら同族企業，非同族企業間での評価尺度の差の検定，ポートフォリオフォーメーション法による線形性の確認を予備的検証として，最終的には回帰分析により，H1a，H1b，H2a，H2b の仮説について検証する。まず創業家による株式所有比率を FFO とする。また FFD を創業家出身者が 1 名以上代表権を保有する場合に 1，そうでない場合に 0 とするダミー変数とする。また回帰分析においては，企
業規模，産業分類，会計年度を制御して，その上で創業家株式所有比率，代表権の有無が企業特性に与える影響を分析する必要がある。このために規模，産業，年度について，それぞれに対応するダミー変数を回帰分析に導入する他，さらにいくつかの制御変数を使用する。
具体的には企業規模については，毎年 6 月末の段階で入手可能な資産総額に基づいてサンプルを
等銘柄数の 3 グループに分割する。大型株ダミー変数を Size1 とするが，これは当該企業が総資産上位 33% に入れば 1，さもなければ 0 とする。同様に中型株ダミー変数を Size2，小型株ダミー変数
を Size3 とする。回帰分析においては，Size1 を除外し，Size2，Size3 のみを使用する。産業分類については，東証 33 業種分類を，消費財（Consumption Goods Sector），投資財（Investment Goods
Sector），サービス業（Services Sector），運輸（Transportation Sector），公共（Utility Sector），不動産（Real Estate Sector），金融（Financial Sector）の 7 セクターへと集約し，各セクターについて，分析対象企業があるセクターに属せば 1，さもなければ 0 とするダミー変数を定義する。ただし我々は金融業を分析対象から除外しているのと，説明変数が線形従属となるのを避けるため，消費財セクターダ
ミー，金融セクターダミーは回帰モデルから除外している 4。最後に年度ダミーについては，分析期間が 2007 〜 2009 年の 3 年間であることから，2007，2008 年の 2 年についてダミー変数を導入した。
ダミー変数以外の制御変数としては，企業の負債比率（Debt Ratio，DR），海外依存度（Foreign
Dependency Ratio，FDR），創業からの経過年数（Age）の 3 変数を使用した 5。Ebihara，Kubota，

4

ここでのセクターは Kubota and Takehara（2007）の定義と同一であり，
東証 33 業種分類をもとにして，

5

ここでの海外依存度とは，正確には売上高の海外市場への依存度であり，企業の海外での売上高が総7 セクターに再分類している。
売上高に占める比率として定義されている。ただし海外での売り上げが 20% 未満の場合には企業は海外売上高を開示する義務はないため，一部の企業について変数 FDR はゼロとなる。

60

経営財務研究第 34 巻第 1・2 合併号

Takehara and Yokota（2014）が明らかとしているように，同族企業の負債比率は非同族企業と比較して低く，銀行からの借入を抑制する傾向が見られる。こうした資金調達戦略の違いを制御するのが負債比率 DR である。次に非同族企業と比較して Type 1，Type 2 の同族企業は，国内市場への依存度が高く，かつ企業年齢（Age）が低いという傾向を持つ。このような違いを制御するために海外依存度（FDR）, 企業年齢（Age）の 2 変数を負債比率（DR）に追加して制御変数として使用した。また表 1 に示されたようにタイプ 1 の同族企業に占める東証二部，およびその他取引所に上場する企業の比率は高い。東証一部とそれ以外では上場時の基準と上場維持基準に大きな違いがあるため，こうした差異を制御するために，東証一部以外に上場する場合に 1，東証一部上場の場合に 0 という値を取るダミー変数（NOTSE1）を制御変数に追加した 6。
以上，複数のダミー変数，制御変数を使用して，以下の回帰モデル⑵により，仮説 H1a，H1b，H2a，H2b を検証する。ここで被説明変数 CFP は 3.2 節で説明した 16 種類の収益性，リスク指標である。

CFPt , j = α + β 1 FFOt , j + β 2 FFDt , j+ γ 1 DRt , j + γ 2 FDRt , j + γ 3 Aget , j + γ 4 NOTSE1t , j
3

6

2008

i =2

i =2

t = 2007⑵+ ∑ δ i DSizet ,i , j + ∑ λ i DSectort ,i , j + ∑ DYeart , j +ε t , j .

⑷

分析期間・サンプル数

本研究の分析期間は，現時点において，創業家株式所有比率，代表権を持つ創業家出身役員の有無についてのデータが整備されている 2007 年〜 2009 年の 3 年間である。分析対象は東証一部，二部上場企業に限定せず，日本国内のいずれかの株式市場に上場されている企業とした。ただし金融業に関して
は，一般事業会社とは収益性，リスクの測定方法が異なることから，これを除外している。
表 2 は Type 1，Type 2，Type 3 の同族企業と，非同族企業のサンプル数を，サンプル全体，セクター別，年度別にまとめたものである。この表からわかるように，Type 1，Type 2，Type 3 の同族企業は，それぞれ 27.99%，8.51%，9.98% であり，合計で 46.48% の企業が本研究で用いた基準では同族企業に分類される。特にサービス業で，かつ東証一部，二部以外に上場される企業が多いことが特徴としてあげられる。逆に東証一部に上場された Type 1 同族企業の比率は 19.61% まで低下する。このため回
帰分析において，上場市場だけでなく規模，セクターの違いについても制御する必要のあることが確認された。

6

上場市場の違いが分析結果に与える影響の考慮，ならびに回帰モデルの改良については，匿名の査読者からの指摘に感謝したい。

61

経営財務研究第 34 巻第 1・2 合併号

表２

上場一般事業会社において同族企業が占める比率

分析期間：2007-2009年度。金融業を除く国内上場企業で，収益性指標, リスク指標がすべて計算可能な企業を分析対象とする。Type 1同族企業は創業家株式所有比率が10%以上，かつ創業家出身の代表権を持つ役員が存在，Type 2同族企業は，創業家株式所有比率が10%以上だが，創業家出身の代表権を持つ役員が存在しない場合, Type 3同族企業は創業家株式所有比率が10%未満だが創業家出身の代表権を持つ役員が存在する場合，
非同族企業はType 1-3の条件のいずれをも満たさない場合，すなわち創業家株式所有比率が10%未満でかつ創業家出身の代表権を持つ役員がいない場合。

非同族企業

Type 1

Type 2Type 3

合計

2007年

1,155

568

147

204

2,074

2008年

1,063

455

125

176

1,819

2009年

1,082

480

135

179

1,876

東証一部上場

748

240

75

161

1,224

東証二部上場

181

88

37

26

332

その他市場

282

308

79

39

708

消費財

280

143

43

55

521

投資財

556

182

49

106

893

サービス

249

280

87

49

665

運輸

55

13

3

9

80

公共

19

1

0

1

21

不動産

45

10

9

4

68

53.52

27.99

8.51

9.98

100.00

同族企業比率（%）

４

分析結果

⑴

創業家株式所有比率，創業家出身経営者が経営に与える影響

表 3 に同族企業，非同族企業間での収益性指標，リスク指標，そして企業規模，負債比率等の違いを示す。
この表から同族企業として共通した傾向が存在するのではなく，むしろ Type 1，Type 2，Type 3 で傾向が大きく異なっていることがわかる。特に Type 1，Type 2 と比較して，Type 3 の同族企業は，株式市場における評価指標に関しては，むしろ非同族企業に近いと言える。
まず非同族企業（Non-FB）と Type 1 同族企業の関係については，収益性指標のうち ROA，GTA に
ついては同族企業の方が 5% 水準で有意に高い。一方で，ROE，HRET，Alpha については逆に非同族企業の方が 5% 水準で有意に高くなっている。Type 2 同族企業についても，ROE，HRET，Alphaについては Type 1 と同様に非同族企業の収益性が 5% 水準で有意に高い。一方，Type 3 の同族企業については，ROE，GSLS，GTA が統計的に有意に非同族企業よりも高い。こここでの結果からすると，
H1a を不支持，H1b を支持し，結果として H1 について判断を保留しなければならない。つまり創業家出身の経営者は収益性を高める傾向が観察されるが，逆に創業家による株式所有は収益性に負の影響を与えるため，同族企業の収益性が非同族企業と比較して高いという状況は観察されないと思われる。
次にリスク指標との関係であるが，Type 1 同族企業では，ROESD，GSLSSD，GTASD，HVOL の4 指標について統計的に有意にリスクが低い。他のリスク指標についても，ROASD，BHML（HML ベータ）を除けば，
リスクは 5% 水準で有意ではないものの Type 1 同族企業の方が低い。Type 2 同族企業で，62

経営財務研究第 34 巻第 1・2 合併号

表３

同族企業・非同族企業間での収益性, リスク評価の差

収益性指標．リスク指標の変数名と定義については表1に従う. FFO：創業家株式所有比率（%），lnMV：時価総額（単位100万円）自然対数値, B/M: Book-to-Market ratio, lnTA：総資産（単位100万円）自然対数値, DR: 負債比率, FDR（海外依存度），
Age：実質的創業からの経過年数。（p-value）はType 1，Type 2，Type 3同族企業と非同族企業での変数の平均値の差に関するWelchʼs two-sample t-testでの有意確率。

Non-FB

Type 1（p-value）

Type 2（p-value）

Type 3（p-value）

FFO

0.685

32.2890.000

25.601

0.000

3.980

0.000

ROS

5.240

5.552

0.053

5.096

0.623

4.953

0.171

ROE

5.535

4.809

0.002

4.079

0.001

6.188

0.060

ROA

4.947

5.545

0.000

5.568

0.015

4.849

0.551

CFOTA

5.231

5.418

0.197

5.129

0.678

5.158

0.711

GSLS

3.636

3.742

0.640

2.815

0.043

4.631

0.002

GTA

1.608

2.367

0.000

1.153

0.225

2.502

0.002

HRET

1.076

0.804

0.000

0.706

0.000

1.111

0.505

Alpha

0.261

0.108

0.000

0.001

0.000

0.238

0.626

ROSSD

2.091

2.021

0.329

2.109

0.892

1.981

0.233

ROESD

8.589

5.899

0.000

7.080

0.003

7.192

0.009

ROASD

2.086

2.087

0.988

2.222

0.173

2.034

0.509

CFOSD

3.836

3.736

0.391

4.110

0.144

3.340

0.000

GSLSSD

9.486

8.545

0.002

9.148

0.461

9.108

0.278

GTASD

9.284

7.796

0.000

8.873

0.238

8.460

0.007

HVOL

10.096

9.255

0.000

9.522

0.002

9.851

0.196

BHML

0.371

0.386

0.502

0.386

0.667

0.452

0.016

lnMV

10.218

9.305

0.000

9.342

0.000

10.3700.032

B/M

106.878

137.1420.000

140.1880.000

111.232

0.144

lnTA

11.10910.2540.000

10.2960.000

11.2630.011

DR53.83446.8810.000

46.1980.000

52.2290.059

FDR

15.416

9.150

0.000

12.431

0.005

21.1650.000

Age65.26448.0810.000

49.9650.000

65.1740.902

リスクが 5％水準で非同族企業よりも低いのは ROESD，HVOL の 2 指標だけである。Type 3 同族企
業では，BHML を除いた 7 つの指標で同族企業においてリスクが低い。したがって，H2，H2b については支持されるものの，H2a については明確な傾向は確認できない。したがって同族企業の経営上のリスクは低いものの，それは創業家出身の経営者の影響を受けたためであり，創業家の株式保有によるリスク削減効果は限定的であるのかもしれない。
さて表 3 より創業家の株式所有と創業家出身の経営者の有無は，特に企業の収益性を検証する上で区別しておくべきであると考えられるが，こうした表 3 で観察された性質について，相関係数を用いて再確認してみよう。表 4 は創業家株式所有比率と収益性，リスク指標とのピアソン相関，スピアマ
ン相関係数とその有意性を検証した結果である。同時に，創業家出身経営者（創業家出身で代表権を持つ役員）の有無でサンプルを分類し，収益性，リスク指標の平均値に 2 群間で差があるかを検定している。収益性指標に関しては，ピアソン，スピアマン相関係数の符号に正，負が混在し，ピアソン相関では ROE，GSLS，HRET，Alpha について負の相関で 5% 有意，スピアマン相関でも GTA，HRET，
Alpha について負の相関で 5% 有意となっている。これとは逆に ROS についてはピアソン相関が正で，63

経営財務研究第 34 巻第 1・2 合併号

表４

創業家株式所有比率と収益性, リスク評価指標の相関, 代表権の有無と評価の差

創業家株式所有比率と収益性，リスク評価指標の相関係数を示す。Pearsonはピアソン積率相関係数，Spearmanはスピア
マン順位相関係数で，その右列の（p-value）は相関係数の有為性検定での有意確率。「代表権有り」は創業家出身の代表権を持つ役員が存在する場合の評価指標の平均値，「代表権無し」は代表権を持つ創業家出身の役員がいない場合の評価
指標の平均値。最右列の（p-value）は代表権有り, 無しの場合の平均値の差に関するWelchʼs two-sample t-testでの有意確率。収益性指標，リスク指標の変数名の定義については表３と同じ。（表１を参照）

Pearson（p-value）

Spearman（p-value）

代表権有り

代表権無し

（p-value）

ROS

0.036

0.007

0.004

0.752

5.390

5.224

0.235

ROE

−0.0480.000−0.057

0.000

5.183

5.375

0.362

ROA

0.072

0.000

0.061

0.000

5.357

5.015

0.002

CFOTA

0.012

0.356

−0.023

0.081

5.347

5.219

0.320

GSLS

−0.0360.006−0.023

0.079

3.983

3.546

0.028

GTA

0.016

0.228

0.029

0.025

2.403

1.558

0.000

HRET

−0.1280.000−0.117

0.000

0.887

1.035

0.000

Alpha

−0.0810.000−0.080

0.000

0.144

0.233

0.003

ROSSD

0.010

0.467

0.001

0.926

2.010

2.093

0.185

ROESD

−0.0890.000−0.062

0.000

6.250

8.423

0.000

ROASD

0.025

0.062

0.045

0.001

2.072

2.101

0.551

CFOSD

0.024

0.066

0.083

0.000

3.628

3.866

0.020

GSLSSD−0.0320.016−0.046

0.000

8.697

9.449

0.003

GTASD

−0.0620.000−0.061

0.000

7.976

9.239

0.000

HVOL

−0.0810.000−0.078

0.000

9.417

10.033

0.000

BHML

−0.001

0.915

0.005

0.702

0.404

0.372

0.114

かつ 5% 水準で有意，ROA についてはピアソン，スピアマン相関ともに正の相関で 5% 水準有意となっているものの，少なくとも創業家の株式所有が収益性に正の影響を与えるとは考えにくい。次にリスク指標に関しては，ピアソン，スピアマン相関ともに ROESD，GSLSSD，GTASD，HVOL が創業家株
式所有比率と 5% 水準で有意な負の相関を持っている。ROASD，CFOSD との相関は正であるものの，5% 水準で有意ではないため，創業家による株式所有はリスクについては，これを低下させるものと考えられる。
創業家出身経営者が企業の収益性，リスクに与える影響はどのようなものであろうか。表 4 の右から3 列に示された結果からわかるように，収益性指標に関しては ROE，GSLS，HRET，Alpha の 4 指標に関しては創業家出身の経営者が存在しない場合に収益性が高くなっており，これは H1b を必ずしも支持しない。一方でリスク指標については，BHML を例外とすれば，代表権を持つ創業家出身の役員がいる場合においてリスクが低く，リスク削減は 5% 水準で有意である。この結果は H2b を支持するものであり，創業家出身の経営者はリスクを低減する役割を果たすものと考えられる。

⑵

創業家株式所有比率が収益性，リスクの与える効果の線形性

これまでの分析により，創業家による株式所有の増加により，企業の収益性とリスクの両方が低下するケースが存在することが明らかとなった。しかしながら確認された傾向はサンプル全体としての平均
値，あるいは相関係数に基づく議論であり，企業支配権と収益性，リスクとの関係は十分にはわかって
いない。
このため，
次のステップとして，創業家の株式所有比率の水準ごとに収益性，リスクを検証する。
3.3 節で既に説明したように，ここでは発行済株式の過半数，1/3，20%，10% を分位点として，5 つの64

経営財務研究第 34 巻第 1・2 合併号

表５

創業家株式所有の水準と収益性, リスク

P1（創業家が発行済株式の過半数を保有），P2（創業家株式所有比率が1/3以上50%未満），P3（20%以上1/3未満），P4（10%以，（p-value）はP1とP5の平均値の差に関するt-testでの有上20%未満），P5（10%未満）。Diﬀ.はP1とP5の平均値の差（P1−P5）
意確率。

P1

P2

P3

P4

P5

Diﬀ.

218

525

610

557

3859

NA

NA

FFO

58.70341.37926.52914.805

1.162

57.540

0.000

ROS

5.287

5.898

5.691

4.845

5.198

0.089

0.805

ROE

3.890

4.516

5.498

4.156

5.629

−1.739

0.000

ROA

5.033

5.884

5.826

5.135

4.933

0.100

0.725

CFOTA

4.931

5.326

5.864

4.994

5.220

−0.289

0.391

GSLS

2.455

2.706

4.594

3.611

3.780

−1.326

0.010

GTA

1.213

1.954

2.867

1.773

1.737

−0.525

0.224

HRET

0.590

0.683

0.852

0.877

1.081

−0.491

0.000

Alpha

−0.056

0.043

0.124

0.139

0.258

−0.314

0.000

ROSSD

2.158

2.240

1.877

1.984

2.075

0.083

0.667

ROESD

6.055

5.681

6.039

6.754

8.386

−2.332

0.000

ROASD

1.987

2.352

2.008

2.062

2.078

−0.092

0.428

CFOSD

4.281

4.188

3.575

3.546

3.764

0.517

0.125

GSLSSD

9.389

8.369

8.766

8.579

9.432

−0.043

0.967

GTASD

8.182

7.672

8.009

8.317

9.165

−0.983

0.068

HVOL

8.969

9.493

9.140

9.464

10.061−1.092

0.000

BHML

0.410

0.351

0.412

0.380

0.383

0.027

0.599

サンプル数

（p-value）

グループに分割する 7。まず過半数という基準を用いたのは，議決権の過半数を保有することにより，企業の実質的な支配権を獲得するためである。次に 1/3 については，定款変更など特別決議事項の承認には株主総会における 2/3 以上の賛成が必要とされるため，逆に議決権の 1/3 を保有することにより創業家はそうした議案を否決することが可能となるからである。最後に 20%，10% については，本研究では創業家が 10% 以上の株式を所有する場合に，これを同族企業と定義しているため 10% を分位点として，かつ株式所有比率が 10% 以上 1/3 未満の場合について，そこに属するサンプルについて 20% を分位点として 2 群に分けた。
このような支配権を考慮した 5 つの株式所有水準について，収益性，リスクを検証した結果を表 5に示す。
まず収益性指標に関しては，ROE については P5（10% 未満），ROS，ROA では P2（1/3 以上 50%未満），それ以外の指標に関しては P3（20% 以上 1/3 未満）で収益性がもっとも高くなっている。つまり創業家が特別決議事項の否決が可能となる水準，あるいは支配権を獲得する水準まで株式を保有した
場合に，むしろ収益性は低下することになる。
次にリスク指標については，ROESD，GSLSSD，GTASD，BHML については P2（1/3 以上過半

7

発行済株式総数と議決権を伴う株式数は異なるため , 発行済株式数に基づくこうした分類は支配権を正確に定めるものではないが，データの入手可能性の制約上，発行済株式数を用いることとした。

65

経営財務研究第 34 巻第 1・2 合併号

数未満），ROSSD については P3（20% 以上 1/3 未満），ROASD，HVOL については P1（過半数），
CFOSD については P4（10% 以上 20% 未満）でリスクが最も低い値となっている。これより支配権を獲得する水準まで創業家が株式を所有している場合にはリスクが高まるものの，特別決議事項を否決する水準までであればリスクは低下するものと考えられる。
このような収益性，リスクに関して非線形性が存在することが明らかとなったため，創業家が実質的に支配する企業（P1）のサンプルが全体の 3.78% と少数であるとはいえ，通常の線形モデルによる分析において問題が生じる可能性が否定できない。このため回帰分析においては，収益性については P1，
P2 を除外，リスク指標については P1 を除外した場合について，結果を 5 節において提示する。

⑶

回帰分析結果

表 6 は全サンプル（サンプル数 5,769）を使用して，回帰モデル⑵を使用して分析した結果である 8。
収益性に関しては，創業家株式所有比率（FFO）の回帰係数に正，負の符号が混在しており，特に株式市場における評価（HRET, Alpha）については，ともに回帰係数が負であり，1% 水準で有意となっている。したがって負債比率，海外依存度，企業年齢，企業規模，産業，会計年度，東証一部上場企業であるかどうかなどの複数の要因を制御したとしても，創業家による株式の所有は株式市場における収益性評価には負の影響を及ぼす。一方で会計利益の基づく収益性に関しては ROS，ROA の 2 変数について FFO の回帰係数が正で，かつ 1% 水準で有意となっていることから，H1a はある程度は支持される。
最後に成長性に関しては FFO の回帰係数はゼロに近く，統計的に有意でもないため創業家に依る株式所有と成長性の間に相関は確認できない。
Ebihara, Kubota, Takehara and Yokota（2014）は，Easley, Hvidkjaer and Oʼ Hara（2002）の ʻPIN
Variableʼ を使用して株式投資家間の情報の非対称性の度合いを測定することを試み，同族企業において PIN Variable の値が高い，
すなわち投資家間の情報の非対称性が大きいとする結果を報告している。
仮に経営者と大株主である創業家との間の情報の非対称性と，株主間の情報の非対称性に正の相関関係が存在しているとすれば，ここでの収益性指標を被説明変数とした時の回帰分析の結果は，同族企業において情報の非対称性は縮小しておらず，結果として収益性に対して正の効果がもたらされていない可能性を示唆する。
次に創業家出身役員の存在（正確には創業家出身の代表権を持つ役員が存在する場合に 1 となるダ
ミー変数，FFD）は，成長性評価指標（GSLS, GTA）に関して回帰係数が正で，かつ 1% 水準で有意であるが，逆に ROA，CFOTA について，FFD の回帰係数は負で 1% 有意である。つまり創業家出身の経営者は成長性に正の影響を与えており，成長性に限定すれば H1b が支持されるものの，逆に会計上の利益に関しては負の影響を与えており H1b が支持されない。企業が将来において持続的成長を達成するためには，その経営資源の一部を設備・人的投資に振り向ける必要がある。したがってここでの結果は，創業家出身の経営者は，現時点での会計上の利益がある程度低下することを容認しつつ，一方で成長性を高めている可能性を示唆している。
次 に リ ス ク 指 標 に 関 し て は，ROESD，GSLSSD，GTASD，HVOL，BHML の 5 変 数 に つ い て
FFO の回帰係数が負で，ROESD，GSLSSD，HVOL の 3 変数については 1~5% 水準で有意である。

866

不均一性については White（1980）の方法により標準誤差を修正して t-value, p-value を計算している。

経営財務研究第 34 巻第 1・2 合併号

表６

回帰分析結果FFO：創業家株式所有比率, FFD：創業家出身の代表権を持つ役員が存在する場合に1，さもなくば０とするダミー変数，DR：負債比（ただし規模, セクター，年度に率，FDR：売上げの海外依存度，Age：創業からの経過年数。以下は回帰モデル⑵を用いた分析結果。
対応するダミー変数については，そのすべてを含むものの回帰係数については提示していない。）*** 1%水準有意，** 5%水準有意，*10%水準有意。

Intercept

FFO

FFD

DR

FDR

Age

NOTSE1

Adjusted

0.023 ***

−0.402 ***−0.094 ***0.033 ***

−0.020 ***−0.577 ***0.277−0.175−0.032 ***0.059 ***

−0.030 ***−0.545 **

0.114

ROS

11.457 ***ROE

8.494 ***

ROA

10.206 ***0.016 ***

−0.327 ***−0.064 ***0.042 ***

−0.032 ***−0.724 ***

0.266

CFOTA

10.153 ***0.000−0.371 ***−0.050 ***0.043 ***

−0.033 ***−0.412 ***

0.225

GSLS

5.067 ***

−0.0080.715 ***

−0.015 ***0.063 ***

−0.035 ***−0.0650.124

GTA

4.084 ***

0.001

0.486 ***

−0.040 ***0.044 ***

−0.026 ***

0.231

0.127

HRET

−0.143 **−0.006 ***0.061 *

0.000

0.005 ***

0.004 ***

0.114 ***

0.305

Alpha

0.098

−0.004 ***0.035−0.004 ***0.008 ***

0.002 **

0.268 ***

0.054

ROSSD

2.783 ***

0.002

−0.039−0.013 ***0.019 ***

−0.006 ***−0.099

0.135

ROESD

0.293

−0.031 ***−0.615 **0.183 ***

0.054 ***

−0.045 ***−0.177

0.161

ROASD

2.820 ***

0.000

−0.075−0.003 ***0.023 ***

−0.014 ***−0.205 ***

0.151

CFOSD

3.852 ***

0.002

−0.209 **0.012 ***

0.013 ***

−0.024 ***−0.001

0.077

GSLSSD

9.735 ***

−0.016 **−0.0940.018 ***

0.056 ***

−0.040 ***GTASD

8.743 ***

−0.009−0.619 ***0.042 ***

0.038 ***

−0.028 ***−0.172

0.069

HVOL

7.290 ***

−0.011 ***−0.274 **0.051 ***

0.030 ***

−0.015 ***−0.097

0.145

BHML

0.186 ***

−0.0010.070 ***

0.002 ***

−0.007 ***0.003 ***

−0.047 *0.071−0.0070.593 **

2

0.087

それ以外の 3 変数（ROSSD, ROASD, CFOSD）については，回帰係数の符号は正であるもののゼロに近く，かつ有意ではないため，H2a は概ね支持されたと言える。創業家による株式所有は企業のリスクを低減する。また創業家出身の経営者が果たす役割について，FFD の係数が BHML を除いてすべて負であり，多くの場合に有意であることから，H2b も支持されたと考えられる。

５

非線形性とリスク調整後リターンに関する追加検証⑴

非線形性の考慮

創業家による株式所有比率がある閾値以上に高い場合に，所有比率と評価指標との関係がそれ以下の株式所有水準においてと異なることは表 5 において確認した通りである。そこで，表 5 において確認
した非線形性が回帰分析に与える影響を考慮して，収益性指標に関しては創業家による株式所有が 1/3以上の場合（サンプル数 743，12.9%），リスク指標に関しては株式所有が過半数以上の場合（サンプル数 218，3.78%）を除外して，表 6 と同じ回帰分析を実施した。その結果を示しているのが表 7 である。
まず収益性指標については，株式市場での評価（HRET, Alpha）以外のすべての変数について FFOの回帰係数が正となっており，ROS，ROA，GSLS，GTA については 1 〜 5% 水準で有意である。表
5 において確認したように，創業家が約款変更等の特別決議事項を否決できる 1/3，さらには実質的に支配権を確立する 50% 以上まで株式を保有した場合に収益性は悪化していた。しかし創業家の株式所
有比率が 1/3 未満であれば，創業家による株式所有は会計利益と成長性を同時に高める可能性を持つ。
67

経営財務研究第 34 巻第 1・2 合併号

表７

非線形性を考慮してサンプルを制限した場合の回帰分析結果

表４の結果を考慮して，収益性指標が被説明変数の場合には，創業家株式所有比率（FFO）が1/3以上の場合をサンプルから除外し，リスク指標が被説明変数の場合には，創業家が発行済株式の過半数以上を所有する場合をサンプルから除外した。
*** 1%水準有意，** 5%水準有意，*10%水準有意。

Intercept

FFO

FFD

DR

FDR

Age

NOTSE1

Adjusted

ROS

11.285 ***0.025 ***

−0.605 ***−0.094 ***0.034 ***

−0.016 ***−0.524 ***

0.286

ROE

8.222 ***

0.007

−0.454 *−0.033 ***0.064 ***

−0.025 ***−0.400

0.106

ROA

10.050 ***0.030 ***

−0.528 ***−0.065 ***0.043 ***

−0.028 ***−0.516 ***

0.271

CFOTA

10.057 ***0.010−0.502 ***−0.051 ***0.045 ***

−0.031 ***−0.106

0.238

GSLS

5.112 ***

0.025 **

0.303

−0.023 ***0.065 ***

−0.031 ***−0.0120.134

GTA

3.801 ***

0.030 ***

0.138

−0.046 ***0.046 ***

−0.021 ***0.466 **

0.135

HRET

−0.175 **−0.005 ***

0.049

0.001

0.005 ***

0.004 ***

0.106 ***

0.305

Alpha

0.171 **

−0.004 *0.013−0.005 ***0.008 ***

0.001

0.237 ***

0.053

ROSSD

2.665 ***

−0.001−0.024−0.012 ***0.019 ***

−0.005 ***−0.0810.142−0.042 ***−0.4340.191 ***

0.057 ***

−0.047 ***−0.088

0.166

0.001

−0.057−0.003 ***0.023 ***

−0.014 ***−0.207 ***

0.156

ROESD

−0.018ROASD

2.792 ***

CFOSD

3.708 ***

0.004

−0.233 **0.013 ***

0.014 ***

−0.023 ***

0.014

0.085

GSLSSD

9.543 ***

−0.017 *−0.0180.019 ***

0.057 ***

−0.039 ***0.549 **

0.088

GTASD

8.652 ***

−0.011−0.602 ***0.042 ***

0.039 ***

−0.028 ***−0.210

0.070

HVOL

7.101 ***

−0.008 *−0.315 ***0.054 ***

0.031 ***

−0.014 ***−0.094

0.151

BHML

0.167 ***

−0.0010.071 ***

0.002 ***

−0.007 ***0.003 ***

−0.0280.078

2

特別決議事項議案の提出等の手段によって創業家に対する創業家以外の株主による牽制が可能であるとするならば，そうした留保条件の下で限定的にではあるが，会計数値に基づく評価，成長性評価に関して H1a は支持され得る。
一方で，創業家出身の経営者の収益性への影響（H1b）については，ROS，ROA，CFOTA について，
FFD の回帰係数が 5% 水準で有意に負となっている点は表 6 と変わらないものの，表 6 では有意であった成長性 2 指標（GSLS, GTA）が表 7 では有意でなくなっている。表 6 の結果は，創業家出身の経営者が将来の成長に向けた投資を実行した結果，現時点での会計利益が低下したものと解釈された。もしその解釈が正しいとすれば，表 7 の結果はそうした企業成長に向けた経営者のリーダーシップが，創業家が 1/3 以上の株式を所有するような状況においてより強く発揮されていた可能性を示唆している。
リスク指標に関しては表 5 と比較して特に大きな変化は起きていない。H2a，H2b がともに支持される，すなわち創業家に依る株式所有と創業家出身の経営者の存在がともにリスクを低減するという前節での結果の頑健性が確認されたといえる。

⑵

リスク調整後の収益性指標への影響

最後に創業家株式所有比率，創業家出身の経営者の有無が，リスク調整後の収益性に与える影響を検証する。表 6 での結果は H1 を支持するものであり，非同族企業と比較して同族企業のリスクは低いことが示された。さらにリスクに関する下位仮説 H2a，H2b の両方が成立しており，同族企業が低リスクであるという結果は，創業家による株式所有比率と創業家出身の経営者という両方の要因に依るものであった。もし，そうであるとすれば同族企業が過度のリスクテイクを避けていることが収益性を低下させているのであり，その影響までをコントロールした場合に，創業家株式所有比率，創業家出身の経68

経営財務研究第 34 巻第 1・2 合併号

表８

リスク調整後の収益性と創業家株式所有比率，経営者ダミー変数

被説明変数が収益性指標の場合に，収益性指標と対応するリスク指標を説明変数に追加することにより，創業家株式所有比率（FFO），
創業家出身経営者（FFD）がリスク水準調整後の収益性に与える影響を分析。
*** 1%水準有意，** 5%水準有意，*10%水準有意。

Intercept
ROS

11.147 ***ROE

8.562 ***

ROA

8.980 ***CFOTA 10.691 ***

FFO

FFD

DR

FDR

Age

NOTSE1 Risk Measure Adjusted−0.392 ***−0.093 ***0.031 ***

−0.019 ***−0.570 ***0.116 **

0.280

−0.242−0.012 **0.064 ***

−0.035 ***−0.573 **−0.113 ***0.132

0.015 ***

−0.263 **−0.063 ***0.031 ***

−0.026 ***−0.654 ***0.444 ***

0.300

0.001

−0.410 ***−0.049 ***0.045 ***

−0.037 ***−0.418 ***−0.129 ***0.234

0.023 ***
−0.010GSLS

4.037 ***

−0.0060.727 ***

−0.016 ***0.057 ***

−0.031 ***−0.1120.102 ***

0.139

GTA

3.283 ***

0.003

0.554 ***

−0.043 ***0.040 ***

−0.024 ***0.226

0.089 ***

0.139

HRET

−0.982 ***−0.004 ***0.081 ***

−0.006 ***0.002 ***

0.005 ***

0.123 ***

0.113 ***

0.442

Alpha

0.185 **

−0.005 ***0.081 **

−0.003 ***0.003 ***

0.004 ***

0.239 ***

−0.594 ***

0.218

2

営者がリスク調整後の収益性に統計的に有意に正の影響を与えている可能性は残されている 9。
そこで回帰モデル⑵において，被説明変数が収益性指標である場合について，被説明変数と 1 対 1で対応しているリスク指標を説明変数として追加し，リスク水準の収益性への影響を調整しながら，創業家株式所有比率（FFO）と創業家経営者ダミー変数（FFD）が収益性に与える影響を分析する。ここでの回帰分析の結果を表 8 に示す。
表 8 において収益性指標と対応するリスク指標の回帰係数は（符号の正負は混在するものの）すべて
1% 水準で有意である。したがってリスクが収益性に対して影響を与えていると判断してよい。しかしながら創業家株式所有比率（FFO）と創業家経営者ダミー変数（FFD）の回帰係数の傾向は，会計情報に基づく収益性と成長性に関しては表 6 と表 8 で大きく変化してはいない。
しかしながら株式市場の評価である HRET と Alpha については，FFD の係数が表 6 では有意ではなかったものが，表 8 では p-value が大きく低下して有意となっている。したがって H2a，H2b という 2 つの経路を介しての同族企業におけるリスクの削減を株式市場参加者は認識しており，リスク調整後では創業家出身の経営者は株式リターンに正の影響を与えている。
ただし，
そうした表 6 と表 8 との間に観察された変化を考慮したとしても，リスク調整後の収益性が，会計利益，成長性，株式市場評価という 3 つの側面の全てについて共通して，同族企業において高くなるという結果が観察されるわけではない。したがって，リスク水準を考慮したとしても，仮説 H1 を収益性全般について支持することは難しい。

６

結論

本研究では，創業家が発行済株式の 10% 以上を所有しているか，あるいは創業家出身で代表権を持
つ役員が存在している場合に，当該企業を同族企業として定義し，同族企業，非同族企業間での収益性，およびリスクの違いについて検証した。このように同族企業の定義したことから，単に同族企業と非同

9

ここでの同族企業におけるリスク調整後収益性の検証という問題意識は，匿名の査読者からの指摘による。記して感謝したい。

69

経営財務研究第 34 巻第 1・2 合併号

族企業間の違いを分析するのでなく，創業家による株式所有と，代表権の 2 つに焦点を当てて，その影響を分析した。
実証の結果，創業家の株式所有は収益性に関しては必ずしも正の効果を及ぼさないものの，リスクに関しては所有比率の上昇とともにリスクが低下する傾向にあることが明らかとなった。また創業家出身の代表権を持つ役員の影響については，収益性に関しては正，負の両方向の効果を持つものの，リスクに関してはこれを低下させる傾向が存在することが明らかとなった。こうした結果については，企業規模，資本構成，
企業年齢，
海外依存度，
産業要因，
上場市場等を制御した後でも，確認可能なものであった。
総括するならば，非同族企業と比較して同族企業の収益性が高いという事実は観察されないものの，
その経営上のリスクは低くコントロールされている。同族企業の経営目標は安定的な会計利益の獲得と堅実な成長を目指しており，低リスクであるということを株式市場の参加者も認識しているものと思われる。特に本研究での Type 3 の同族企業，すなわち創業家による株式所有が 10% 未満で，議決権行使の意味での影響力は低いものの，創業家出身の経営者がリーダーシップを発揮していると考えられる企業については，その経営の実際について，収益性，リスクに限定されない，より総合的な分析が重要であるが，この点については将来の検証課題としたい。

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