証券経済研究第94号（2016.6）

マーケットのデフォルト・リスクが
新規株式公開市場におよぼす影響
船
北
要

岡
島

健
孝

太
博

旨

新規株式公開市場のセンチメントの計測を試みた先行研究では，ブックビル
ディングにおける投資倍率のデータや売買開始日前の市場であるグレイ・マー
ケットの取引状況など，日本では入手困難なデータが用いられていることが多い。
本研究では，主に株価データを利用するオプション・アプローチから計測した
デフォルト・リスクをセンチメントの代理変数として用いて，新規株式公開市場におよぼす影響について分析を実施した。
このオプション・アプローチを用いて推定を行ったマーケットのデフォルト・
リスクは，新規株式公開の実施に関する意思決定と初期収益率の水準に影響をおよぼすことが示された。
目
Ⅰ．はじめに次
２ ．デフォルト・リスクが初期収益率に与える影

Ⅱ．デフォルト・リスクの推計方法
Ⅲ．使用データ響
Ⅴ．おわりにⅣ．実証分析
１ ．デフォルト・リスクが新規公開の実施に関す
る意思決定に与える影響の市場であるグレイ・マーケット1）における取Ⅰ．はじめに引 状 況（Cornelli, Goldreich and Ljungqvist,
2006; Dorn, 2009; Neupane, Paudyal and

先行研究においては，さまざまな代理変数をThapa, 2014）， 新 規 公 開 株 式 へ の 応 募 状 況

用いて，新規株式公開市場における投資家のセ（Derrien, 2005; Jiang and Li, 2013），インターンチメントの測定が試みられている。これまで

ネットにおける検索頻度（Da, Engelberg andの先行研究では，新規公開株式の売買開始日前

2），といったさGao, 2011; Jiang and Li, 2013）93

マーケットのデフォルト・リスクが新規株式公開市場におよぼす影響

まざまな代理変数を用いてセンチメントと初期

規公開市場において，SEC に新規公開に関す収益率との関係を分析しており，新規株式公開る申請を行った企業の14％が，後に申請を取り市場における投資家のセンチメントと初期収益下げるということを記している。申請直後から率の間に有意な正の関係が存在することを報告

30営業日後のナスダック総合指数のリターンがしている。

申請の取り下げに有意な影響があることを報告

しかしながら，新規公開株式への応募状況をしている。Dunbar and Forester（2008）にお示すブックビルディングにおける投資倍率のいても，ナスダック総合指数のリターンが申請

データは，日本においても非公表であり，同様の取り下げに負の影響があるという実証結果をに入手できない国も多いと考えられる。グレ提示している6）。

イ・マーケットについては，国によっては，市

Pástor and Veronesi（2005） は， 未 上 場 企

場自体が存在しない。インターネットにおける業における上場に関する意思決定は，株価の期検索頻度に関しても，データの入手可能性は高待リターン，業績に関する将来の収益性，およいとは言い難い。このような入手が困難である

び上場前の不確実性の ３ 要素（いずれも新規上ことが多いデータではなく，普遍的なデータよ場を検討する企業自身に関するものである）にりセンチメントを計測することができないのか依存するとし，さらに，これらの企業のコンというのが本研究実施の動機である。本研究でディションに関する ３ 要素はマーケットのコンは，主に株価データを利用して計測することがディションに大きく依存すると報告している。

できるデフォルト・リスクをセンチメントの代

Pástor and Veronesi（2005）におけるマーケッ

理変数として用いて，この値が初期収益率に対ト・コンディションは，ニューヨーク証券取引

3）

して説明力を有するのかについて検証を行う 。

所，アメックス，およびナスダックの全上場企

また，本研究では，デフォルト・リスクが新業の加重平均によるリターンを用いている。

規株式公開の実施にかかる意思決定に影響をおまた，Pástor and Veronesi（2005）は，Helwege

よぼしているのかについても考察を行う。先行and Liang（2004）を参考に，新規公開のウェー研究においては，マーケットのコンディションブ（IPO Waves）の定義をホット・マーケットが良好な場合，新規株式公開企業数は増加し，が連続する月と定義している。ここでのホッ

逆にマーケットのコンディションが良くない場

ト・マーケットとは， 3 ヶ月間の新規公開企業

合は，新規株式公開を踏みとどまるという実証

数の移動平均数（当該月と前後 1 ヶ月の 3 ヶ月

4）

結果が提示されている 。例えば，Brau and

分の新規公開企業数の 1 ヶ月あたりの平均を算

Fawcett（2006）は，新規株式公開のタイミン出している）の上位 4 分の 1 に該当する月のこ

グ と し て， 企 業 の 最 高 財 務 責 任 者（chiefとを指している。彼らは1960年から2002年の期

financial officer）が最も重視しているファク間におけるアメリカの新規公開のウェーブが発

ターは，「マーケット全体のコンディション」

生しているのは，合計で16あり，最小で １ カ5）であるということを報告している 。
Busaba, Benveniste and Guo（2001）は，
1984年から1994年の期間におけるアメリカの新94

月，最大で21カ月（中央値は ５ カ月）であることを報告している。
この新規公開のウェーブが発生しているの

証券経済研究第94号（2016.6）

は，当該四半期，直前（ １ 期前）四半期，およ

合にはその超過分のペイオフが得られる一方，び ２ 期前四半期の市場リターンがプラスのとき

前者が後者を下回った場合には何も得ることはであるという実証結果が提示されている。（ １できない。この考え方に基づき，オプション・期後四半期の市場リターンは有意にマイナスでアプローチでは満期時点の企業資産価値が負債あることを確認している）。このようなホッ価値を下回る状態，すなわち債務超過をデフォ

ト・マーケットにおいては，投資家の楽観度がルトと定義し，その確率を（ 1 ）式で表す。

大きくなることから，初期収益率は大きくなる
ことが予測される（Helwege and Liang, 2004）。



EDP＝ （

＜

（

＝ 1−N

このように先行研究では，マーケット・コン）（n ）＋（ −σ2 ）＝ 1−N（ディションを表す変数として，インデックスが

0

2

0

σ
）

）

（1）

用いられていることが多いが，本稿では，デA 0 ，μA およびσA は企業資産価値，その期

フォルト・リスク（次節で詳述）をマーケッ

待収益率とボラティリティをそれぞれ意味して

ト・コンディションとして用い，その新規公開

おり，市場で直接観測することができない未知

市場におよぼす影響について分析を行う7）。

のパラメータを表す。また，DT は満期時点 T

本稿の構成は以下のとおりである。次節におの負債価値を，N（∙）は累積標準正規分布関数

いては，デフォルト・リスクの推計方法についを，DD は デ フ ォ ル ト 距 離（Distance toて述べる。第Ⅲ節では，使用データとデフォル

Default）をそれぞれ表している。デフォルト

ト・リスクの時系列の推移について記述する。

距 離 は， 期 待 倒 産 確 率（Expected Default

第Ⅳ節においては，デフォルト・リスクが新規

Probability: EDP）とは逆の関係にあり，値が公開企業数および初期収益率におよぼす影響に大きければ大きいほど倒産確率が小さいことを関する実証分析を行う。第Ⅴ節では，総括と今意味する。

後の課題について述べる。

本稿は，上記 3 つの未知のパラメータを推計するために，（ 1 ）オプション価格決定モデ

Ⅱ．デフォルト・リスクの推計方
法ル，（ 2 ）最適ヘッジ方程式および（ 3 ）期待成長率の関係式の 3 つの非線形連立方程式を森平（2000）と同様のガウス・ザイデル法によっ

本稿は，デフォルト・リスクを測定するにあて解く。まず，オプション価格決定モデルは，

たって，Black and Scholes（1973）と Merton

株式価値 E 0 と企業資産価値 A 0 の関係式であ（1974）のオプション価格決定理論に基づくオり，下記の（ 2 ）式によって表される。

プション・アプローチを採用する8）。その基本的な枠組みの中で，株式は企業資産価値を原資

＝

0


≡

産，また負債価値を行使価格とするユーロピア

1

ン・コール・オプションであると見なされる。

20N（ 1）−

（ ）＋（

ln

0

σ

−μ

σ2
＋
2

（ 2）

）

（2）

≡ 1−σ

株主は，満期時点において企業資産価値と負債

次に，最適ヘッジ方程式は，株式価値のボラ

価値を比較した時に，前者が後者を上回った場

ティリティσE と企業資産価値のボラティリ

95マーケットのデフォルト・リスクが新規株式公開市場におよぼす影響

ティσA の関係式であり，下記の（ 3 ）式によっをそれぞれ求める。なお，オプション・アプ

て表される。

ローチに関する詳細については，森平（2009）

σE＝

A0 N（d 1 ）
σA
E0

（3）

を参照されたい。

Ⅲ．使用データ

最後に，期待収益率の関係式は株式価値の期待収益率μE と企業資産価値の期待収益率μA の関係式であり，下記の（ 4 ）式によって表され

東京証券取引所第 １ 部・第 ２ 部・マザーズ上場る。
μA＝

本稿におけるデフォルト・リスクの推定は，

E0
μ
A0 E

（4）

企業を対象として算出を行った。算出期間は，1990年 １ 月から2014年12月までの300カ月であまた，パラメータの推計に必要なその他の設る。 株 式 デ ー タ お よ び 財 務 デ ー タ は 日 経

定は，以下のとおりとする。満期時点の負債価

NEEDS-Financial QUEST（日本経済新聞デジ

値 DT は，推計時点における企業の総負債を使

タルメディア）から取得した。株価データは配用する。株式価値の期待収益率σE と株式ボラ

当・分割調整済みの日次の終値を用いた。財務

ティリティσE は，過去250日間の株価の日次対データは，久保田・竹原（2007）に基づいて，

数収益率からそれぞれ求める。また，満期時点

2000年 ３ 月以降の推定においては連結財務諸表

T は 1 年後とする。本稿は，上述の推計方法を優先し，それ以前の推定では単独財務諸表をに基づいて得られたパラメータを（ 1 ）式に代用いた。

入することで，期待倒産確率とデフォルト距離
図表 １

12
10

使用する財務データは，直近で利用可能な決

東証全体とマザーズ市場の EDP の推移（1990年－2004年）

東証全体
マザーズ

8
6
4
2

199001
199101
199201
199301199401
199501
199601
199701
199801
199901200001
200101
200201
200301
200401
200501
200601200701
200801
200901
201001
201101
201201
201301
2014010（注） 1990年から2014年の各月末（300ケ月分）における EDP（期待倒産確率）の推移を示している。マザーズ市場の EDP は，2003年10月以降の推移を示している。
〔出所〕 日経 NEED-Financial QUEST より取得したデータを用いて作成。

96

証券経済研究
図表 ２

東証全体の EDP と新規公開企業数の推移（1994年－2014年）
5

250

149

4.5

204

187

200
150

175

168

165
142
107

124 121

188

4
3.5

158

3

121

2.5

86

100

77
49

50
0

第94号（2016.6）

19 22

36

46

54

94 95 96 97 98 99 00 01 02 03 04 05 06 07 08 09 10 11 12 13 14
新規公開企業数

2
1.5
1
0.5
0

東証全体のEDP（注） 棒グラフ（目盛りは左軸）は各年の全上場企業数，折れ線グラフ（目盛りは右軸）は東証全体の EDP（期待倒産確率）の各年の平均値をそれぞれ示す。
〔出所〕『株式上場白書』，日経 NEED-Financial QUEST より取得したデータを用いて作成。

算データ（本決算・中間決算・四半期決算）とから急激に倒産リスクが高まっていることがわ

し，財務データの利用可能性を確保するためかる。その後，2000年代中頃まで，倒産リスクに， ３ カ月間のラグを設けた。推定の対象企業は低下するが，2008年以降に再び急激に増加すは，少なくとも過去250日間分の株価データがることを看取することができる。また，マザー

存在することを条件としている。この条件に該ズ市場を対象とする EDP は，東証全体の数値当する2014年12月末における推定対象企業はよりも振れ幅が大きいことも確認することがで

2,388社となっている 9 ）。

きる。

図表 １ は，1990年から2014年における上記のデータを用いて推定を行った EDP（期待倒産

Ⅳ．実証分析

確率）の平均値を東証全体（第 １ 部・第 ２ 部・マザーズ）とマザーズ市場のみを対象とする場
合に分けて示している。マザーズ市場の開設
は，1999年11月であるが，市場のデフォルト・

1．デフォルト・リスクが新規公開の実施に関する意思決定に与える影響

リスクを算出するにあたり，一定数以上の対象

図表 ２ は，1994年－2014年における各年の企業を確保する必要があると考えられる。そこ

EDP の平均値と新規公開企業数の推移を示し

で，2003年 ９ 月12日にマザーズ指数の公表が開ている。棒グラフで示した新規公開企業数は，始された時点を一定数以上の対象企業が揃った

各証券取引所の本則市場，ジャスダック市場とし，2003年10月以降のマザーズ市場の EDP（2004年12月の証券取引所化以前は店頭登録市を示している。

場），および新興市場を含む，日本におけるすこの EDP の推移を概観すると1990年代後半

べての新規株式公開企業を足し合わせたもので97

マーケットのデフォルト・リスクが新規株式公開市場におよぼす影響
図表 ３

基本統計量
平均値

初期収益率

中央値
1.113

上場までの経過年数
売上高（単位 : 百万円）
売上高（自然対数）

標準偏差
0.846

1.148

9.698

8.080

7.486

3989.977

1652.500

8021.095

7.526

7.410

1.147

2858.304

1168.500

8397.285

上場時調達額（自然対数）

7.209

7.063

1.061

上場日前の市場の変化

0.001

0.002

0.080

上場日承認日前後の東証 1 部・ 2 部・マザーズの DD 平均値

4.622

4.713

1.033

上場時調達額（単位 : 百万円）

（注） マザーズ市場の市場開設（1999年11月）から2014年12月末までの352社が対象。
〔出所〕『株式公開白書』，および日経 NEED-Financial QUEST より取得したデータを用いて作成。

ある10）。

うち外国籍企業と金融業に該当する13社を除いこの新規公開企業数の推移をみると，倒産確た352社を対象に分析を行う。

率が高い1990年代後半と2000年代後半におい図表 ３ は，分析対象企業である352社の基本て，新規公開企業数が減少傾向にあることがわ

統計量を示している。被説明変数として用いる

11）

かる 。これは，新規公開の実施に関する意思

初期収益率は，公開価格と初値（売買開始日の決定において，マーケットのコンディションを終値を用いている）の変化率として算出され13），

最も重視するという Brau and Fawcett（2006）

平均値で1.113である。初値は平均的に公開価の指摘と一致するものであろう。マーケットの格の ２ 倍以上の水準で形成されており，マザー

低迷時に新規株式公開の件数が減少する理由

ズ市場における公開価格と初値の乖離は小さくは，割安に評価されることによる新規公開時にない状況であることをうかがうことができる。

おける資金調達額の減少と新規公開後の株価パコントロール変数については，以下の先行研

フォーマンスに対する不安などを挙げることが究を参考に設定を行う14）。新規公開企業と投資できる。

家間の情報の非対称性の度合いを表す変数とし

2．デフォルト・リスクが初期収益率に与える影響て，Habib and Ljungqvist（2001）が企業創立
か ら 新 規 公 開 日 ま で の 公 開 所 要 年 数 を，
Arugaslan, Cook and Kieschunik（2004） がマーケットのデフォルト・リスクが初期収益

直近事業年度の売上高を用いている。また，発率におよぼす影響に関する分析については，

行企業の事前の不確実性とアンダープライシン

マーケットの環境変化に対して市場第 １ 部・第グの関係に着目した Beatty and Ritter（1986）

２ 部よりも敏感に反応するマザーズ市場を対象

は，資金調達額とアンダープライシングの水準12）に実施する 。マザーズ市場では，1999年11月には負の関係があることを報告している。

の市場開設から2015年12月末までに426社が新上場までの経過年数は，企業の設立から新規

規株式公開を実施している。本稿においては，上場までに要した年数を示し，平均値（中央2014年12月までに新規上場を果たした365社の値）で9.698年（8.080年）である。売上高は，

98

証券経済研究
図表 ４

第94号（2016.6）

各変数間の相関係数（1） （2） （3） （4） （5） （6） （7） （8）（ 1 ）初期収益率

0.264

0.318

（ 2 ）上場までの経過年数－0.0331.000

0.060 －0.186 －0.186 －0.293 －0.293
1.000

0.267

0.267 －0.102 －0.102 －0.033

0.196（ 3 ）売上高（単位 : 百万円）

－0.203

0.151

1.000

1.000

0.104

0.104

0.000

0.078

（ 4 ）売上高（自然対数）－0.195

0.264

0.708

1.000

0.104

0.104

0.000

0.078

（ 5 ）上場時調達額（単位 : 百万円）

－0.154 －0.060

0.381

0.227

1.000

1.000 －0.013 －0.008（ 6 ）上場時調達額（自然対数）－0.279 －0.129

0.334

0.180

0.560

1.000 －0.013 －0.008（ 7 ）上場日前の市場の変化

0.269

0.002 －0.015

0.018 －0.066 －0.052

1.000

0.103

（ 8 ）上場承認日前後の東証 1 部・ 2 部・マザーズの DD 平均値

0.311

0.118 －0.029

0.067 －0.132 －0.055

0.095

1.000

（注） ピアソン積率相関（左下三角行列）・スピアマン順位相関（右上三角行列）。

直前期の数値であり，平均値（中央値）で39億

始日の １ カ月前を上場承認日とし，この上場承8998万円（16億5250万円）である。資金調達額

認日から最も近いタイミングの DD を各新規公

は，新規公開時の公募部分と売出部分を足し合

開企業の上場時のデフォルト・リスクとした16）。

わせた資金調達の総額であり，平均値（中央図表 ４ は，これまでに述べた分析に使用する値）で28億5830万円（11億6850万円）である。

変数間の相関係数を示したものである。注目す売上高と資金調達額については，自然対数値をる初期収益率と DD の平均値とのピアソン積率用いる。

相関は0.311であり，インデックスを用いて算

上場日前の市場の変化については，売買開始出を行った上場日前の市場の変化との相関

日前のマーケット・インデックスが初期収益率（0.269）よりも高い値が示された。コントローに正の影響をおよぼしていることを示した

ル変数である上場までの経過年数，売上高（自Hamao, Packer and Ritter（2000）に従って，

然対数），および上場時調達額（自然対数）は

売買開始日の直前営業日の10営業日前から直前

先行研究と同様に負の符号を示している。

営業日までの市場インデックスの変化率を求め

図表 ５ は，初期収益率を被説明とする回帰分ている。市場インデックスについては，2003年

析の結果を示している。本稿が注目するデフォ

９ 月12日より公表が開始されたマザーズ指数がルト・リスクに関する変数（DD）は初期収益使用可能な企業については同指数を用い，同指率に有意な影響をおよぼしていることを確認す

数が公表されていない時期に新規公開を行った

ることができる。DD は値が大きいほど倒産確

企業についてはジャスダック・インデックスを率が小さいことを意味する。マーケットのデ15）使用した 。この市場インデックスの変化率のフォルト・リスクが小さい場合は，投資家の楽平均値（中央値）は，0.001（0.002）である。

観度が増し，Helwege and Liang（2004）が指上場承認日前後の東証 1 部・ 2 部・マザーズ

摘するように，初期収益率が高水準となると解の DD 平均値については，以下の基準により該釈することができる。

当する DD の平均値をピックアップしている。

上記は市場全体のデフォルト・リスクを説明

今回の研究においては，デフォルト・リスク

変数として用いたが，マザーズ市場のみを対象（DD）の値は，日次では持ち合わせておらず，とするデフォルト・リスクを用いた場合，説明

月次（各月末）のデータのみ存在する。売買開力は高まるのであろうか。図表 ６ では，2003年

99マーケットのデフォルト・リスクが新規株式公開市場におよぼす影響
図表 ５

マーケットのデフォルト・リスクが初期収益率におよぼす影響

定数項

モデル 1

モデル 2

4.154 ***

2.691 ***

（9.465）（6.039）0.326 ***

上場承認日前後の東証 1 部・ 2 部・マザーズの DD 平均値（6.011）

上場までの経過年数
売上高（自然対数）－0.004－0.008（－0.504）（－1.213）－0.149 ***（－3.192）

資金調達額（自然対数）－0.163 ***（－3.485）－0.262 ***（－4.832）

上場日前の市場の変化－0.247 ***（－4.645）

3.705 ***

自由度調整済決定係数
観測企業数3.319 ***

（5.446）（4.906）

0.157

0.240

352

352

（注） 被説明変数は初期収益率である。*** は，有意水準１％で平均０を帰無仮説（両側）とする仮説検定を棄却できることを表す。括弧内の数値は t 値を示す。t 値の算出にあたっては，White（1980）の分散不均一性を考慮した標準誤差を用いている。

図表 ６

基本統計量（2003年10月以降の新規公開企業を対象）
平均値

初期収益率
上場までの経過年数
売上高（単位 : 百万円）

中央値
1.242

標準偏差
0.980

1.151

10.143

8.500

7.731

3898.649

1806.000

6946.366

売上高（自然対数）

7.599

7.499

1.099

2367.457

1204.000

3632.496

上場時調達額（自然対数）

7.207

7.093

0.988

上場日前の市場の変化

0.005

0.006

0.083

上場承認日前後の東証 1 部・ 2 部・マザーズのDD 平均値

4.961

4.878

0.775

上場承認日前後の東証マザーズの DD 平均値

3.526

3.503

0.616

上場時調達額（単位 : 百万円）

（注） マザーズ市場の2003年10月から2014年12月末までの291社が対象。
〔出所〕『株式公開白書』，および日経 NEED-Financial QUEST より取得したデータを用いて作成。

10月から2014年12月までにマザーズ市場においる。

て新規株式公開を実施した291企業を対象とす

図表 ８ は，図表 ６ の変数を用いて行った回帰

る基本統計量を示している。マザーズ市場開設

分析の結果を示している。マザーズ市場のみを（1999年11月）から2014年12月末までの上場企対象とするデフォルト・リスクは，決定係数お業を対象とする図表 ３ の数値と大きな違いはな

よび DD の係数と t 値の大きさから，マーケッ

いことが確認できる。図表 ７ は，図表 ６ に示し

ト全体のデフォルト・リスクよりも初期収益率

たのと同様の各変数間の相関係数を示していに大きなインパクトがあることが示唆される。

100

証券経済研究
図表 ７

第94号（2016.6）

各変数間の相関係数（2003年10月以降の新規公開企業を対象）（1）（ 1 ） 初期収益率（ 2 ） 上場までの経過年数

（6）

（7）

（8）

1.000 －0.031 －0.289 －0.289 －0.370 －0.370

（2）

0.214

0.161

0.298

0.221 －0.135 －0.135 －0.094

0.117

0.050

－0.083

（3）

1.000

（4）

0.221

（5）

（9）

（ 3 ） 売上高（単位 : 百万円）

－0.239

0.152

1.000

1.000

0.115

0.115 －0.005 －0.049 －0.070（ 4 ） 売上高（自然対数）－0.254

0.239

0.720

1.000

0.115

0.115 －0.005 －0.049 －0.070（ 5 ） 上場時調達額（単位 : 百万円）

－0.244 －0.076

0.519

0.266

1.000

1.000

0.009 －0.033

0.049（ 6 ） 上場時調達額（自然対数）－0.327 －0.154

0.329

0.179

0.782

1.000

0.009 －0.033

0.049

0.233 －0.027

0.019

0.021 －0.017 －0.042

1.000

0.016

0.088

0.192

0.038

0.007 －0.038 －0.055 －0.049 －0.003

1.000

0.650

0.288

0.004 －0.028 －0.048

0.748

1.000

（ 7 ） 上場日前の市場の変化（ 8 ） 上場承認日前後の東証 1 部・ 2
部・マザーズの DD 平均値（ 9 ） 上場承認日前後の東証マザーズの DD 平均値

図表 ８

0.007

0.039

0.074

マーケットのデフォルト・リスクが初期収益率におよぼす影響（2003年10月以降の新規公開企業を対象）

定数項

モデル 1

モデル 2

モデル 3

5.321 ***

3.936 ***

3.493 ***

（10.105）（6.911）（6.782）0.259 ***

上場承認日前後の東証 1 部・ 2 部・マザーズのDD 平均値（3.346）

上場承認日前後の東証マザーズの DD 平均値

0.519 ***
（5.703）

上場までの経過年数－0.012－0.013－0.013（－1.486）（－1.712）（－1.810）

売上高（自然対数）－0.196 ***（－3.382）

資金調達額（自然対数）－0.346 ***（－5.459）

上場日前の市場の変化
自由度調整済決定係数
観測企業数3.072 ***

－0.188 ***（－3.323）－0.339 ***（－5.446）
3.077 ***

－0.176 ***（－3.291）－0.365 ***（－5.850）
2.771 ***

（4.342）（4.340）（4.074）

0.192

0.220

0.266

291

291

291

（注） 被説明変数は初期収益率である。*** は，有意水準 １ ％で平均 ０ を帰無仮説（両側）とする仮説検定を棄却できることを表す。括弧内の数値は t 値を示す。t 値の算出にあたっては，White（1980）の分散不均一性を考慮した標準誤差を用いている。

るグレイ・マーケットの取引状況などの入手可

Ⅴ．おわりに能性が高いとは言い難いデータが用いられていることが多い。本研究では，オプション・アプ

新規株式公開市場のセンチメントの計測を試

ローチを用いて，入手が比較的容易である株価

みた先行研究では，ブックビルディングにおけ

データを主に利用することにより計測したデる投資倍率のデータや売買開始日前の市場であフォルト・リスクをセンチメントの代理変数と101

マーケットのデフォルト・リスクが新規株式公開市場におよぼす影響

して用いて，分析を実施した。
マーケットのデフォルト・リスクは，新規公開の実施に関する意思決定と初期収益率の水準に影響をおよぼすことが示された。マザーズ市
場の新規公開企業を対象とする分析においては，同市場のみを対象とするデフォルト・リス
クは，マーケット全体のデフォルト・リスクよ2） Google に お け る 検 索 頻 度 を 示 す Google Search
Volume Index を 用 い て い る。Da, Engelberg and Gao（2011）はアメリカ，Jiang and Li（2013）は，香港市場を対象とする研究である。
3） 船岡・増田（2010）は，過去の新規公開企業の株価データのみを用いて新規公開市場のセンチメントの計測を試みている。
4） Ritter and Welch（2002）は，市場のコンディション
が，新規公開の実施に関する意思決定を行う際の最も重要なファクターであると結論づけている。
5） Brau and Fawcett（2006）の調査は，336社の最高財

りも初期収益率に大きなインパクトがあること

務責任者からの回答に基づいている。調査対象の336社が示唆された。

（212社），既に株式公開を実施した企業（87社），上場申は，規模の大きな企業であるものの上場していない企業

今回は，デフォルト・リスクの測定に関し請を行ったものの申請後に取り消しを行った企業（37社）て，Black and Scholes（1973）と Merton（1974）

い」を １ ，「とても重要」を ５ とする ５ 段階で回答を求めのオプション価格決定理論に基づくオプショから構成されている。一つの質問に対して，「重要ではなている。新規株式公開のタイミングとして，最高財務責任者が最も重視するファクターのスコア（平均値）は，

ン・アプローチを採用したが，他のモデルによ以下のとおりである（高い順に記載）。「マーケット全体

り計測を行ったデフォルト・リスクの新規株式（3.87）」，「成長を継続するための資本の必要性（3.82）」

公開市場への適用は今後の課題である。

「他の優良企業が新規公開を実施している（2.53）」，「最北 島（2016） は，Shumway（2001） の ハの コ ン デ ィ シ ョ ン（4.21）」「 産 業 の コ ン デ ィ シ ョ ン

近の新規公開における売買開始日の株価パフォーマンス
（2.17）」。

ザードモデル17）により求めたデフォルト・リス

6） Dunbar and Forester（2008）は，SEC への申請から

クは，オプション・アプローチにより求めたも7） 日本の株式市場を対象とするデフォルト・リスクに関のよりも倒産予測能力が高いことを報告してい8） ただし，本稿は森平（2000）に依拠して，Merton 型

る。この Shumway（2001）のハザードモデル
が新規株式公開の実施に関する意思決定や初期収益率の説明に対して，オプション・アプロー
チよりもアドバンテージを有するのかについては実施してみたいと考えている。

２ カ月後のリターンを用いている。
する研究として，北島（2014, 2016）などが存在する。
モデルではなく，リスクフリーレートを企業資産価値の期待収益率に置き換えた Bonnes 型モデルを採用している。
9） 2013年 ７ 月以降の推定においては，同年同月より実施された東京証券取引所と大阪証券取引所の現物株の統合が反映されている。
10） TOKYO PRO Market 市場における新規株式公開は含めていない。

また，今回の検証では，デフォルト・リスク

11） 1999年に東京証券取引所にマザーズ，2000年に大阪証の測定において，マーケット全体を観測対象と1999年以降において各証券取引所にベンチャー企業向け

券取引所にナスダック・ジャパンが開設されるなど，するよりも，マザーズ市場のみを対象とした場の市場が開設された。1999年以降における各証券取引所

合のほうが説明力が向上したように，測定対象

は，2011年までの13年間はジャスダック市場（2004年12の企業をどのように構成するのかについても重要な検討課題の一つである。
注1） グレイ・マーケットとは，仮条件公表日から売買開始日までの期間において，新規公開株式を先渡取引により取引を行う市場である。Löffler, Panther and Theissen（2005），Aussenegg, Pichler and Stomper（2006） に お
いても Grey market を扱った研究を行っている。

102の新規公開企業数の推移について，早瀬・後藤（2015）
月の証券取引所化以前は店頭登録市場）の新規公開企業
数が最も多く，2012年以降はマザーズ市場の新規公開企業数が最も多いというデータを提示している。
12） マザーズ市場は，従来の東京証券取引所における市場
第 １ 部および第 ２ 部とは異なり，利益の額など過去の実
績に関する数値基準を求めていない。
13） 初期収益率は，公開価格で新規公開株式を取得し，売買開始日において売却を行った投資家が得られるリターンを示す。初値は公開価格を上回ることが多い。この現象は，新規公開企業からみると，公開価格の過小値付け（アンダープライシング）が生じているとされ，本来であ証券経済研究れば調達可能であった資金を獲得できなかった現象として捉えられる。過小値付けは，新規公開企業が負う新株式発行にかかる諸費用や監査法人に支払う監査費用などの直接的コストに対して，Ritter（1987）により新規株式公開の間接的コストと呼ばれている。
14） Butler, Keefe and Kieschnick（2014）では，アンダー
プライシングに影響をおよぼす諸変数について包括的なサーベイを行っている。
15） 具体的には，2003年 ９ 月22日に上場を果たしたマック
ガーデン社以前の新規公開企業に関してはジャスダッ
ク・インデックス，2003年10月 ３ 日に新規公開を行った
イーアクセス社以降についてはマザーズ指数をそれぞれ用いた。

第94号（2016.6）

森平爽一郎（2000），「信用リスクの測定と管理―第3 回：オプションモデルによる倒産確率推定：
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16） 具体的には，売買開始日の １ カ月前を上場承認日とAussenegg, W., P. Pichler and A. Stomper（2006）,

し，この上場承認日が １ 日から15日までの場合は前月，

IPO Pricing with Bookbuilding and a When-Is-

16日から末日の場合は当月のそれぞれの DD をピックアップしている。上場承認日を基準としているのは，上sued Market, Journal of Financial and Quantita-

場承認日に公開価格算定の出発点となる想定発行価格がtive Analysis, 41, pp.829-862.

開示されることに依拠する。日本の公開価格は，想定発
行価格→仮条件→公開価格というプロセスで価格形成がBeatty, R.P. and J.R. Ritter（1986）, Investment

行われ，想定発行価格の水準は最終的な公開価格の決定

Banking, Reputation, and the Undepricing ofに大きな影響を持つ（Kutsuna, Smith and Smith, 2009）。

Initial Public Offerings, Journal of Financial

17） ハザードモデルとは，別名「離散時間ロジット・モデル」とも呼ばれ，近年デフォルト・リスクの推計方法として高い評価を得ている。その大きな特徴として，株価情報と会計情報の両方を考慮していること，また利用可
能なすべてのデータを活用していることなどが挙げられる。詳しくは，Shumway（2001）を参照されたい。

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参

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文

献

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船岡健太（九 州産業大学商学部准教授・
当研究所客員研究員）
北島孝博（大阪市立大学商学部特任講師）