増配が株価に与える短期的・長期的影響
小久保 秀俊，宮崎 浩一1…llll……lllll……lllll……llll……llll…llllll‖‖‖‖‖＝‖‖‖＝‖‖‖‖‖‖‖‖‖‖‖‖‖‖‖‖‖＝‖‖‖‖＝‖‖‖＝‖‖‖‖＝‖‖‖‖‖‖‖‖＝‖‖‖‖＝‖‖‖＝‖‖‖‖＝‖‖‖‖＝‖‖‖＝‖‖‖‖‖‖‖‖‖＝‖‖＝‖‖‖‖＝‖‖‖＝‖‖‖＝‖‖‖‖酬‖ll…lllll……lllll冊Illlllに基づいて配当政策の影響に関する理論的な考察を行

1．はじめにっている．留保された資金がいずれ株主に全て分配さ

バブル崩壊後日本経済は低迷を続け，株式市場も日れると仮定されるならば，税引き後利益の一部を配当

経平均はバブル期の3分の1程度にまで低下している

せずそれを投資資金として利用した場合にも，企業の（平成15年9月現在）．企業倒産も数多く発生してい投資政策に変更がないかぎり，配当割引モデルに基づる昨今，株佃が100円を下回るようになると倒産予備

く株価の評佃は変わらないとしている．つまり，理論

軍のレッテルを貼られかねない状況にあり，経営者は的な側面だけを見ると配当政策の変更だけで株価向上

株価向上にこれまで以上に取り組まなければならない．

を望むことは不可能ということになる．彼らが考える

現在，日銀のゼロ金利政策のおかげで，長期金利は，配当政策と株価に関する現実的な側面は次の通りであ2％を下回る環境下にあり，バブル期に6％を超えてる．

いたのとは対照的である．一方，配当利回りは，株佃

仁科［6］では，配当政策を決定するうえで現実的な自体が低下したこともあり金利との対比で興味の持て要素を重視したものとして，（1）資金調達計画の残余とる水準にまで上昇してきた．このため，配当政策と株しての配当，（2）ステイク・ホルダ（当該企業に関係し価との関係を十分調べることによって，現実の対策とている人々）の個々の条件や事情を考慮した配当，（3）しての配当政策によって株価向上を目論むことができアナウンスメント効果（配当の増減によって経営者のる可台引生が出てきたと考えられる．配当政策と株価に持っている予想や判断をシグナルとして出すというも関するわが国における文献は，バブル崩壊直後のの）としての配当の，三つを挙げている．我々が，本

1990年から1991年に数多く見られ，その後も適宜論論文において注目するのは，（3）の要素である．仁科

じられている．本論文は，配当政策と株価に関するは，アナウンスメント効果に関して，「アメリカの金2000年入り後の実証分析を行うものであるが，まず，融・資本市場において展開されたものでわが国に馴染

主な先行研究に依拠して，配当政策と株価に関する理み深いとはいえない，また，他の方法に比較して効率論的な側面を把握したうえで，現実的な側面をどのよ的かどうかの疑問点もある」としながらも，「わが国うに捉えればよいかを確認する．

の金融資本市場がアメリカ型のルールや制度を取り入

仁科［6］では，配当政策の理論的検討を行い，配当れて参加者も共通点が増えると仮定すれば，こうした政策の変更だけで株式価格をコントロールすることは考え方も一考に佃する」と述べている．1990年代か

ほとんど不可能であるとしている．倉澤［5］においてら今日まで日本の金融市場は，間接金融から直接金融

も，配当に関する経済学の基本的な見方は，「株主にへの道のり，言い換えればアメリカ型への道のりをひとって，配当の多少は無関係」というモリジアーこ／た走ってきたこともあり，2000年入り後に関してはミラーの定理（MM理論）に集約されるとしている．

先のイ反左が相応に満たされたと考えられる．つまり，また，倉澤［4］では，配当割引モデル（配当から適正配当政策におけるアナウンスメント効果も検討に価す

株価を導出するモデル，詳しくは節2を参照のこと）

るようになったといえる．

こくぼ ひでとし，みやざき こういち
電気通信大学 システム工学科〒182−8585調布市調布ヶ丘ト5−1

増減によって調整され，投資や借入額などは一定であ倉澤［5］では，「MM理論は，配当の増減が留保の

1CorrespondingAuthor
受付03．3．25 採択03．11．17
40（40）

るとの仮定のもとに成り立っている」との考察を行ったうえで，配当性向を高めるべき根拠として株主と債権者との利益分配の中立化を挙げ，「額面の一定率に© 日本オペレーションズ・リサーチ学会. 無断複写・複製・転載を禁ず.

オペレーションズ・リサーチ

定められた配当政策よりも利益に連動させた配当政策

る長期的影響を検証する必要性とその方針を示す．節のほうが有効である」として配当政策が株佃に影響す

5では，増配が株価に与える長期的な影響を考察する．

ることを指摘している．また，倉澤［4］においても，最終節では，まとめと結語を付す．

「留保された資金の一部が，さまぎまな手段を用いて最終的に経営者や労働者に分配される場合には，配当2．本論文で用いるファイナンス分野の専門用語と概念および方法論

政策の変更が配当割引モデルに基づく株佃の評価に影2．1専門用語と概念

響を与えうる」ことを指摘している．
仁科，倉澤らの文献は，配当政策と株価に関する理（1）増配のアナウンスメント効果

論的な考察が主なテーマであるが，興味深い実証分析

配当の増減によって経営者の持っている予想や判断としては，広田［7］が挙げられる．広田［7］では，日米を株主に対して，シグナルとして出す効果．本論文に企業の配当政策を比較し，「日本企業は増減益にかかおけるこの用語のポイントは，予想や判断の効果といわりなく配当を据え置く傾向があるのに対し，米国企う点である．つまり，決算期における業績（株主資本

業では，増減益にかかわりなく増配する傾向がある」

収益率）か等しい企業であったとしても，単に配当をことを指摘している．「MM理論の母国米国において増減するだけで，経営者の持つ将来の業績予想や判断

皮肉（MM理論では，配当政策は株佃に影響を与えが株主に伝わり株価に反映されるかという点である．

ないとしている）なことに増配インセンティブが高い

業績の良かった企業が増配を行い，悪かった企業が増

一つの理由として，一株あたり配当金のマイルドな持配しない場合を比較してしまうと，前者の株佃上昇が続的な成長こそが最も望まれることであるから」とし後者の株価上昇を上回ったとしても，その要因が現実ている．このため，米国経営者が，仁科で挙げた増配に前者の業績が良かったのか，アナウンスメント効果のアナウンスメント効果を多少なりとも期待しているのためであるかの判断が困難になることには注意を要ことの現れとも考えられる．

する．

本論文では，上記の先行研究を踏まえたうえで，

2000年入り彼の日本における配当政策と株価に関す（2）配当割引モデル（Dividend Discount Model，
DDM）

る現実的側面を把握するための実証分析を行う．主なファイナンスでは，二つのキャッシュフローの価値

分析内容は，（1）増配した企業としなかった企業とをを比較する場合に現在の佃値に引きなおして比較する．

比較した場合に，配当落ち彼のリターンの大小に有意

つまり，現在価値という概念を利用する．配当割引モな差が見られるか？（2）増配した企業の株価が適正株

デルは，株式そのものの現在佃値と株式が生み出す将価でみた場合に期の前後で改善したといえるか？ と来のキャッシュフロー（配当）の現在価値が等しいといったものである．（1）に関してはリターンの大きさにするモデルである．前者の価値は株価そのものであり，関する，（2）に関しては改善に関する，要因分析も合わ

後者の価値は，次のように考える．将来の配当の成長せて行った．（2）の分析の際に，適正株価を導出する必に対する仮定として，ゼロ成長，一定成長，多段階成要があるが，本論文では配当割引モデルを適用した．

長が考えられるが，本論文では，簡便さと妥当性の双適用に際しては，要求収益率として資本資産評佃モデ方を重視して，一定成長モデルを用いた．この場合，

ル（株式の要求収益率を導出するモデル，詳しくは節株式が生み出す将来のキャッシュフロー（配当）の現2を参照のこと）を利用したうえで，各銘柄について

在価値は，現実の株佃と適正株価との誤差の2乗を求めて，それらの和を最小にするように推定を行った．実証分析からは，概ね増配した方が株価に対して良い影響を与え
本論文の構成は，以下の通りである．次節では，ファイナンス分野以外の読者の関心・理解に配慮して，るファイナンス分野の専門用語，概念・方法論を説明する（1）で表される．ここで，β1，γ，gは，それぞれ，期末に支払われる配当，投資家の要求する投資収益率，将るという結果が得られた．

本論文で用い諾7十態珍十牌＋‥・＝浩
来配当の成長率である．式（1）が期初の株価月）に等しいことから．欠のDDMを得る．

鳥＝＋（1十♂）β1．（1十g）2J）1（1十γ）2 （1＋γア

＋…＝

βl
J■￣さ／

．節3では，増配が株イ削こ与える短（2）期的な影響を検討する．節4では，増配が株価に与え2004年1月号© 日本オペレーションズ・リサーチ学会. 無断複写・複製・転載を禁ず.

（41）引

配当割引モデルの特徴：DDMは，要求収益率と株をその企業のβ値と市場の超過収益率，無リスク金価が単純なモデルで結ばれているためにモデルの理解

利のみで説明できるという簡便なモデルである．しかは容易である．しかし，将来の配当の現在佃値を求めし，上記のような通常の推定方法を採用すれば，期間る際に利用する割引率は無リスク金利の割引率ではな

やデータ間隔のとり方に依存して推定結果が大きく異く，その株式のリスクに応じた要求収益率のγを利なる．また，当然の帰結として，β値の推定値に応じ用する必要があるが，その決定が，（3）資本資産評佃モて配当割引モデルから導出される適正株価が大きく変デルにおいて述べるように困難である．

わってしまう．よって，本論文における実証分析では，（3）資本資産評価モデル（CapitalAsset Pricing

この点を踏まえた推定における工夫が必要である．

Model，CAPM）

2．2 方法論
2．2．1統計的な方法論

配当割引モデルにおいて利用する要求収益率のγは，通常，資本資産評価モデル（CAPM）を用いて（1）統計的検定導出する．ここでは，資本資産評価モデルとその概念

本論文は，基本的に増配が株価に与える影響が「あのみを手短かに述べるに留める（詳細は，新井ら［8］，る」か「ない」かを，実証するものである．もちろん，

ダモグラン［9］等を参照のこと）．要求収益率のγは，判定を誤る確率が0％となるように，「ある」，「ない」

無リスク金利に株式のリスクを反映した上乗せ幅（以を判定することができれば最もよいのであるが，現実

降，リスクプレミアムと呼ぶ）を加えて求められる．

的には不可能であるため，事前に判定を誤る確率（有このリスクプレミアムは，銘柄毎に固有の値を持つが，意水準α値と呼ばれ，通常1％又は5％が用いられる

資本資産評価モデルでは，株式市場全体のリスクプレことが多い）を定めたうえで，「ある」，「ない」の判

ミアムに個別銘柄と株式市場全体との関係を示す値定を行う．具体的な手順としては，まず，帰無仮説（以降，ベータ値と呼ぶ）を乗じたものを利用すれば〃0（そうあってほしくない，つまり，棄却したい仮よいとしている．資本資産評価モデルの一般式は，次説），と対立仮説〃1（そうあってほしい，つまり，で与えられる．

採択したい仮説）を準備する．次に，有意水準α値

且（克）＝斤′＋βg［E（点Mト斤′］，（3）でもって帰無仮説ガ。を棄却するという手順を踏む．

ここで，且（岳），尺′，E（点M），βォは，それぞれ，株

ここでは，統計的検定のなかでも基本的な2項検定を式ダの要求収益率，無リスク金利，株式市場（Mar−用いる．より詳細な内容は，東京大学教養学部統計学ket）全体の期待収益率，株式グのベータである．特教室編［10］を参照のこと．

に，株式gのベータ値β∫は，
βi＝（2）定量的要因分析（回帰分析）

cov（克，風1）

ファイナンスにおける要因分析では，回帰分析が利（4）撼

用されることが多い．回帰分析とは，次のようなモデで与えられる．ここで，COV（風，点M）は，株式Zの要ルに基づく分析である．

求収益率と株式市場全体の期待収益率との共分散，回帰モテリレ：撼は，抹式市場全体の期待収益率の分散．

㌢＝β0＋β1芳〜＋β2ス気＋…＋β乃ズ云オ＋ど∫

資本資産評佃モデルにおけるβ値は通常次のよう

ここで，㌢は非説明変数，一芯オ（ノ＝1，‥・，犯）は説明変にして推定される．式（3）は，橡乱項ざぎを含めること

数，β0は回帰切片，＆は各説明変数の回帰係数であによってる．本論文では，非説明変数である株式リターン㌢島＝αォ＋β才斤M十さォ（5）と表すことができる．式（5）の克として個別企業の株式リターン，風−としてTOPIX（東証市場第一部上
場全銘柄の時価総額が，基準日の時価総額に比較してどのくらい増えたか減ったかということを通して市場全体の株価の動きを表すもの）のリターンを採り，これらの時系列データを用いて，線形回帰をすることによりベータ値が推定できる．

を説明する変数先gとして，増配要因を含む企業財務上の指標（要因）をいくつか取り上げて回帰分析を行い，各説明変数の回帰係数の大きさそのものや有意度（f値，回帰係数が0ではないと言い切れる強さ，詳
しくは東京大学教養学部統計学教室編［10］を参照のこと）を比較する．回帰係数の大きさそのものや有意度が大きい説明変数の要因が，株式リターンに与える影響が大きいことになる．

資本資産評価モデルの特徴：個別企業の要求収益率
42（42）© 日本オペレーションズ・リサーチ学会. 無断複写・複製・転載を禁ず.

オペレーションズ・リサーチ（6）

が，ここでは簡便のため，増配企業以外に関しては全（3）2値データに関する要因分析（プロビットモデてをまとめてTOPIXで代用することにした．もちろル）

回帰分析は，説明変数，非説明変数ともに連続変数

ん，増配企業もTOPIXに含まれるため一部重複を許である場合には適用可能であるが，それらの変数に2すことになるのだか，増配企業はTOPIX全体の1割

値データを含む場合には，（例えば，株価に改善が程度に過ぎず節4における実証分析の結果にそれ程大「見られた」，「見られない」）には，直接回帰分析を適きな影響は与えないと考えられる．増配企業以外に関用することはできず，プロビットモデルに基づく分析

しては全てをまとめてTOPIXで代用するにあたってを行う．ここでは，プロビットモデルの概念のみを提は，現在の東証一部上場銘柄数が約1500であること示する．プロビットモデルの詳細に関しては，東京大を勘案し，パラメー

学教養学部統計学教室編［11］を参照のこと．例えば，

値と実際のTOPIX値との誤差の2乗に関しては非説明変数㌢は，株佃に「改善がある：1」，「改善1500倍の加重を与えておく．さらに，パラメータのがない：0」の2値とし，説明変数を先，先の2変安定性を調べるために1000，2000の加重に関しても数として説明する．プロビットモデルでは，まず，非推定を行った．無リスク金利を表現する月′は0とし，説明変数nが「1」，「0」を示す判断材料となる連続

個別企業才の成長率g〜は，サステイナブル成長率♂ど

変数量i？を導入し，y＊＞0の場合にyが「1」を，＝ROEX（1一配当性向）を用いた．サステイナブル㌢＊≦0の場合にilが「0」をとるものとする．次に，成長率とは，増資を行わず内部留保によって株主資本

連続変数量y＊を非説明変数とする通常の回帰モデルの成長を図るときに維持可能な株主資本（配当）成長

i？＝β。＋β1先∫＋β2義i＋どざ（7）

タを含む形で表現されたTOPIX率のことである．またROEは，ReturnonEquityのを考えて，一己〜≦β。＋β1芳≠＋β2ス気であれば，Ⅰ？＞0

略で，株主資本利益率のことであり，株主資本の運用となり，yを「1」とする．β。＋β1凡ど＋β2義〜の分布

利回りを表す指標である．これらを踏まえたうえで，として標準正規分布を採用したものがプロビットモデ

以下の数理モデルを用いてベータ値βfおよび株式市

ルである．

場全体の期待収益率且（点M）の推定を行った．

2．2．2 適正株価導出の方法論

推定に利用する数理モデル

節2．1の（2）配当割引モデル，（3）資本資産評価モデル

目的関数：において示したように，配当割引モデルでは適正株価の導出に際して株式の要求収益率のγを利用しており，その導出のためには，適切なべ一夕値β∫および

適切な株式市場全体の期待収益率E（点M）が必要であった．また，そこでは，ベータ値や株式市場全体の期待収益率は，期間やデータ間隔のとり方に依存することを指摘した．この間題点を克服するために，ここでは，CAPMの評価式（3）から得られる株式の要求収益率を市場データから推定したうえでDDMの評価式（2）乃 ∑［（摺〜一凡才）2十（摺オー凸，r）2］＋T→β∫，盃琵z，M・

！、＝1

制約条件：

E（点た，∠）＞g帰．
ここで，変数は以下のように定義した．

乃：サンプル企業数．2000年と2001年のケースでは，261社，2001年と2002年のケースでは，
170社．

f管∫，（点＝1，2）：企業才の実際の株価，ゑ＝1は増配が行われた期を示し，カニ2は，増に代入するという通常の方法論は採用せず，パラメー配が行われる前の期を示す．以下のタ推定前のCAPMの評価式（3）を直接DDMの評価式（2）に代入してパラメータを含む形の適正株価を求め，それが現実の株イ酎こ近くなるようにパラメータ推定を記法で用いる々は全て同じとする．
鳥，ざ，（々＝1，2）：企業才のDDMの式（2）に基づく適正株価でありf㌔，i＝行うような方法論を採用した．具体的には，パラメー

タを含む個別企業の適正株佃と実際の株佃との誤差の2乗和の最小化を行うことで，βと市場のリターン
βMの推定を行う．ただし，無リスク金利の水準は外β々，∠，（々＝1，2）：増配が行われた期の企業ダの配当

E（点々，i），（k＝1，2）：CAPMの式（3）による要求収益率であ り E（点た，ど）＝斤烏，′生的に与えておく．ここでの推定方式では，市場の超過リターンも同時に推定するものであるから，誤差の♪烏．∫，

且（点烏，Z）一夕烏，∫＋βど［月々，〃一尺烏，′］．
♂々，〜・，（カ＝1，2）：企業ダの成長率．

2乗和は全ての個別銘柄に関してとることが望ましい
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（43）43

表1収益性，安定性，成長性の選択指標

1人当たりの売上高
流動比率
売上高増減率

r＝11 ＼

r（）PJ＿Yl−r（）P／一＼ち−
＋（

1人当た
固定比率
1株益

りの経常利益
株主資本比率
当期利益増減率

表2 増配企業と非増配企業の平均ROE〃1．′仰′．、・
β1，〟一夕l，mPば

期間1 期間2増配企業
非増配企業

β2，rOPば斤2，〝一助，rOP⊥ズ

平均誤差

Ⅳ：TOPIXの加重値．1000，1500，2000．

平均

8．53％ 7．16％ 7．85％
7．61％ 6．90％ 7．26％
1．25％ 0．62％

rOfサ方，（々＝1，2）：各期のTOPIXの値．
β烏，rOPば，（々＝1，2）：TOPIXの配当額．
軋mpば，（々＝1，2）：サンプル企業の平均成長率．

つまり，株主資本利益率（ROE）が等しいという条件をつけたのは，節2．1の（1）で指摘したように，増配が与える影響のみの比較を可能にするためである．分

3．増配が株価に与える短期的な影響

析2では，累積リターンの大きさに影響を与える要因
として上記の増配要因を増配率としたものとROE要

3．1分析結果のまとめ
増配が株価に与える短期的な影響に関する主な分析

因と収益性，安定性，成長性からあらたな指標を加え，回帰分析を行うことによって，累積リターンに与える

結果は，以下の通りである．

・増配の影響が株佃に織り込まれるのは，決算から増配要因が他の要因と比較して，どの程度であるかを検証した．

6週間後から8週間後程度である．
・増配率の株式リターンに与える影響は無視できな

3．3 データおよび分析の手法
3．3．1データ

い

分析対象となるのは次の2期間とする．増配の有無

3．2 分析の方針
節3では，二つの分析を行う．分析1は，増配が株価に与える短期的な影響が，「ある」か「ない」かを判断する分析であり，分析2は，短期的な影響がある
場合には，増配要因が他の考えられる要因と比較してどの程度重要であるかを見極める分析である．よって，分析の方法論としては，前者に関しては，節2．2．1の（1）統計的検定を，後者に関しては，（2）定量的要因分析を確認する期間として2000年から2001年を期間1，
2001年から2002年を期間2とする．この期間の3月期決算を比べて，東京証券取引所上場会社の中で増配した企業をリストアップする．増配企業数は期間1で261社，期間2で170社存在した．各企業に対する，増配率，ROEの指標をとり，さらに，収益性，安定性，成長性の指標の中から表1に示す8指標に関する
データセットを用意する．

（回帰分析）を用いる．
分析1では，増配が株価に与える短期的な影響を見るために，決算期末となる3月末を基準としてその2週間後，4週間後，6週間後，8週間後までの各累積リターンに関して増配企業と非増配企業（配当が変化しなかった企業もしくは減配を行った企業）の比較を行う．その際，ROEが等しいという条件をつけた．
ROEが等しいという条件を入れずに同業種の中から無作為にサンプルをとって比較したところ，増配企業の累積リターンが優れているという結果が出た．これは，無作為サンプルでは，増配企業の方が，非増配企業よりも高い収益，収益性を持つ企業が多い可能性があり，収益力が高まったことが株式リターンに反映されたのか，単に増配の影響であるかの判断がつかない．

増配企業と比較対照となる非増配企業は，その増配企業と同業種に属し，ROEがほぼ等しい企業を選択する．このような形で比較企業を選択する．増配企業と比較非増配企業のROEの平均は表2の通りである．
これら非増配企業に対しても10指標を用意する．
分析2を行うサンプルは，期間1で522社，期間2で340社を用いた．
3．3．2 分析1の手法（統計的検定）
期間1のケースついて述べると，2001年3月期末の株価を基準とし，決算から2週間後，決算から4週間後，決算から6週間後，決算から8週間後までのリターンを計測し，増配企業と非増配企業とで各時点までの累積リターンを比較した．期間2に対しては2002年3月期末の株価を基準とし，同様の分析を行

44（44）© 日本オペレーションズ・リサーチ学会. 無断複写・複製・転載を禁ず.

オペレーションズ・リサーチ

った．増配が株価リターンに与える影響をより直接的

これらの時点における結果を合計したものも全体的なに計量するためには，伊藤［3］が行ったように，増配

結論を見る目的から追加した．比較においては，次ののアナウンス日を基準として計量することが望まれる

仮説を，有意水準5％で検定した．
帰無仮説〃。：増配企業のリターンが非増配企業ののであるが，広田［7］が指摘しているように，サンプ

リターンと比べて変わらない．

ル数が少ないこと，また収益とは独立に増配が株佃に対立仮説〃1：増配企業のリターンが非増配企業の反映されているかの吟味がなされていないなどの指摘がある．本論文では，広田による二つの指摘に配慮す

リターンより上回る．

るため，計量の基準日は3月末とした．

3．3．3 分析2の手法（回帰分析）

具体例を用いて説明しよう（表3参月別．決算から累積リターンの大きさに影響を与える要因として，2週間後まで，4週間後まで，8週間後までの累積リ増配要因が他の要因と比較してどの程度なのかも検証

ターンは増配企業Aが非増配企業Bよりリターンがするために，各時点までの累積リターンの大きさを被高く，決算から6週間後までは逆に非増配企業Bが説明変数とし，先に示した増配率を含む10指標を説

増配企業Aよりリターンが高くなっていることを示

明変数として節2．2．1統計的な方法論の（2）定量的要因している．このような比較をROEが等しい増配企業

分析（回帰分析）で示した回帰モデルに基づく回帰分と非増配企業とのペア（期間1では261ペア，期間2析を行った．

では170ペア）について，決算から2週間後，4週間

3，4 分析結果と考察

後，6週間後，8週間後，の各時点で行った．また，

表4によると，期間1は，決算から2週間後と決算
表3 比較例から4週間後から2週間後から8週間後から6週間後株価 株価リターン 株価リターン 株価リターン 株価リターン

増配企業A lOOO lOO5 1．005 1010 1．010 1008 1・008 1015 1・015
非増配企業B lOO2 1006 1．004 1007 1．005 1012 1・010 1005 1・003

表4 期間1（2001年と2000年）分析1の結果
決算から2週間後増加

決算から4週間後
133
128

128
133

261
261

261

261

522

Z＝ 0．437688
α＝ 0．330806

125
136
261

261
261
522

Z＝ 0．962914
α＝ 0．167795

決算から6週間後
増加

136
125
261

増加

決算から8週間後
141
120
261

120
141
261

261
261
522

増加

Z＝ 1．83829
α＝ 0．03301

146
115

115
146

261
261

261

261

522

Z＝ 2．713666
α＝ 0．003327

合計
増加

減少
計

556
488
1044

488
1044
556
1044
1044 2088

Z＝ 2．976279
α＝ 0．001459

注：2週間を例にとると，増配企業と高リターンが交差する場所の133という値は，増配企業が
非増配企業より高リターンをあげたのが133社ということである．
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（45）45表5 期間2（2002年と2001年）の分析1の結果
決算から2週間後決算から4週間後
87
83
170

83
87
170

増加

減少
計

170
170
340

81
89
170

増加
減少
計

Z＝ −0．43386

決算から6週間後
ロ

170
170
340

Z＝ −0．86772
α＝ 0．807227

α＝＝ 0．667805

減少

89
81
170

決算から8週間後
80
90
170

90
80
170

170
170
340

85
85
170

増加

減少

Z＝1．084652
α＝ 0．139038

170
170
340

85
85
170

Z＝

0

α＝

0．5

合計

減少

339
341

341
339

680
680

計

680

680

1360

増加

Z＝ −0．10847
α＝ 0．543187

表6 分析2の結果
重相関R
重決定R2
補正R2

切片
増配率
ROE2001

1人当り売上高（千円）

1人当り経常利益（千円）
流動比率
固定比率
株主資本比率
売上高増減率

1株益（円）
当期利益増減率

重相関R
重決定R2
補正R2
標準誤差

から2週

から4週

から6週

0．23240．05400．02430．06940．24800．2482

0．06150．0321
0．0926

0．06160．0322

係数
1．04E十00
2．63E−02

ROE2002

1人当り売上高（千円）
1人当り経常利益（千円）
流動比率
固定比率
株主資本比率
売上高増減率

1株益（円）
当期利益増減率46（46）

0．0936係数㈲
1．08E＋00
4．18E−02

8．70E十01
3．70E＋00

1．09E＋00
4．18E−02

係数7．85E＋01
1．10E＋00
5．74E＋01
3．04E＋00
3．33E＋00
3．96E−02
2．29E＋00−4．87E−04 −5．92E−01 −1．82E−04 −1．69E−01 −1．22E−03 −1．02E＋00 −1．07E−03 −6．49E−01
4．48E−08
1．33E＋00
8．17E−08
1．16E＋00
5．70E−08
1．85E＋00
1．32E−07
1．95E＋00
8．25E−08
3．23E−01
1．76E−07
5．29E−01
5．04E−01 −2．82E−08 −5．52E−02
1．87E−07−6．68E−05 −2．32E＋00 −8．35E−05 −2．22E＋00 −1．11E−06 −2．65E−02 −2．68E−05 −4．64E−01−3．94E−06 −1．46E−01
9．82E−06 2．79E−01
1．99E−05
5．09E−01
3．26E−01
1．76E−05−8．68E−06 −5．79E−01
2．69E−06
1．37E−01
3．41E−05
4．72E−06
2．16E−01
1．14E＋00−4．73E−04 −1．84E＋00 −9．48E−04 −2．83E＋00 −4．62E−04 −1．24E＋00 −3．49E−04 −6．79E−01−4．95E−05 −1．50E＋00 −3．49E−05
7．78E−06
1．60E−05
6．98E−01−8．08E−01
1．10E＋00

2．58E−05
3．41E−06t

1．09E＋02ttt

5．37E−01
2．11E−01−3．13E−06 −4．72E−02
9．74E−01
2．18E−05

0．16960．02880．14110．01990．12030．01450．1428−0．00170．0544−0．0108
0．2129−0．0164
0．2110−0．01030．2387

乍‡決
切片
増配率0，24070．05790．02840．1240t

1．00E＋00
9．61E＋01−1．56E−04 −1．33E−02
1．21E−03
1．41E＋00

係巨
1．03E＋00

t

2．51E＋01

J手札

1．04E＋00

0．0204や土工こtt

2．56E＋01

1．08E＋00
2．36E＋01
8．22E−02
1．80E＋00
5．76E−02
1．27E＋00
4．86E−02
9．49E−01
1．94E−03
5．78E−01
1．62E−03
4．88E−01
3．45E−03
9．16E−01−3．82E−08 −1．51E＋00 −2．64E−08 −2．67E−01 −3．93E−09 −4．01E−02
5．85E−08
5．28E−01
2．86E−07
8．02E−01 −7．58E−07 −5．43E−01 −2．41E−07 −1．74E−01 −8．32E−07 −5．31E−01
1．19E−05
1．17E＋00
4．86E−01
1．12E−04
1．07E＋00
1．01E−04
7．25E−05
6．74E−01
1．42E−05
7．99E−01 −9．95E−06 −1．43E−01 −2．74E−05 −3．97E−01
2．91E−05
3．73E−01−9．87E−05 −7．75E−01 −7．02E−04 −1．41E＋00 −7．69E−04 −1．56E＋00 −9．05E−04 −1．62E＋00
2．64E−01 −5．15E−06 −2．60E−02
1．34E−05
2．43E−05
1．24E−01
6．86E−05 3．08E−01−3．26E−05 −1．34E十00 −4．96E−05 −5．20E−01 −5．30E−05 −5．61E−01 −6．63E−05 −6．20E−01−3．07E−05 −1．60E＋00 −3．15E−05 −4．20E−01 −2．49E−05 −3．34E−01 −2．65E−05 −3．15E−01© 日本オペレーションズ・リサーチ学会. 無断複写・複製・転載を禁ず.

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から4週間後に関して帰無仮説が採択されている．決い．その理由として次のようなものが考えられる．（1）

算から6週間後，決算から8週間後，合計に関して帰累積株価リターンの計測期間が比較的短いため増配以

無仮説は棄却されている．このことより，新しい決算

外のテクニカルな要因がより顕著に出たことが考えら期に入ってから，前期に行った増配が投資家から好まれる．（2）同業種間のペアを構成したとはいえ，同じ業

れて新期の株価に表れるのが決算から6週間，決算か種であっても実際に業務を行っている分野が一つとはら8週間程度であると考えられる．また，合計に関し限らず，どのような分野をどのような割合で行っていても有意であるということから全体的に増配が株価にるかが異なること，（3）全ての企業の株価が3月期末時

好影響を与えていると考えられる．表5によると，期点において適正な株価であったとはいえない，つまり，間2は，決算から2週間後〜決算から8週間後，合計

その時点で割安であったものが修正されてその後のリの時点を対象とした検定においても帰無仮説は採択さターンが高くなったのが増配の影響なのかがわからな

れ，ROEが等しい企業同士の比較であると，増配のいなどである．

有無がリターンに有意に影響を与えるとはいえない．

節5で考察する増配が株価に与える長期的な影響でしかしながら，決算から2週間後と決算から4週間後

は，上記の三つの問題点をある程度排除した形で行う

では増配と非増配が逆転しているものの，期間2におために，次のような比較を行うことにした．まず，比いても決算から6週間後においては，有意水準5％で較する時点を増配した期の3月末とその前の3月末とは有意であるとはいえないが決算から2週間後と決算してリターン計測期間を1年間とすることによって，から4週間後に比べれば，増配企業の方が非増配企業

リターン計測期間が短いために生じる（1）で述べたよのリターンよりも高い傾向にあることがうかがえる．

うなテクニカルな要因を排除した．次に，同一企業によって期間2においても，前期に行った増配が投資家

おいて，増配した期の3月末とその前の3月末の株価から好まれて新期の株価に織り込まれるのは，決算かを比較することによって（2）で述べた問題点を考慮する

ら6週間後〜決算から8週間後程度であると考えられる．

必要をなくした．最後に，株価の比較を単純に増配し分析1の統計的検定では増配の有無によるリターン

た期の3月末とその前の期の3月末の株佃を用いて行の大小を考察したが，分析2の回帰分析では各週の累うのではなく，増配が行われた期の株価と適正株価の積リターンの大きさを説明する要因のなかで，増配要差とその前の期の株価と適正株価の差で比較を行い，因がどの程度のインパクトを持つかを興味の対象とし改善がなされたとみなされれば，増配が好影響を与えた．表6の回帰分析の結果によると，期間1の相関係たと考えた．ここでいう改善とは，増配の前の期の株数は0．17から0．27，決定係数は0．030から0．064と価と適正株価との差より増配が行われた期の株価と適小さな値となっている．期間2の相関係数は0．12か

正株価の差が正の方向に大きいこととした．このよう

ら0．17，決定係数は0．015から0．029とさらに小さな比較により，（3）において示した問題点，つまり適正な値となっており，先に述べた10指標を用いて株価

価格への修正という要因を取り除いた．適正株価の推のリターンの大きさを把握できることにはならないこ定においては，節2．2．2適正株佃導出の方法論で提案とがわかった．しかし，期間1では，増配率のt値がした数理モデル（8）を採用した．この分析を節3と同様

3以上あり，他の要因との比較のうえでは増配率の株に分析1と呼ぶ．さらに，分析2として，増配要因以

価リターンに与える影響は無視できないと考えられる．

外の主な指標として安定性と成長性の指標から，それ期間2では増配率とROEが他の指標より大きくなっ

ぞれ，株主資本比率と当期利益増滅率を取り上げ，こており，ここでも増配率の株価リターンに与える影響

れらの指標によっても株価の改善の有無が説明可能では無視できないといえる．

あるかどうかに関しても検討する．

4．増配が株価に与える長期的影響を検証する必要性とその方針

5．増配が株価に与える長期的な影響
5．1分析結果のまとめ

節3の分析結果に基づけば，期間1の6週間後，8週間後，合計の三つのケースにおいてのみ，増配が株

増配が株佃に与える長期的な影響に関する主な分析
結果は，以下の通りである．

価に与える好影響が表れており，増配の有無が株価の・増配は，長期的には株価に好影響を与える．

リターンに与える短其舶勺な影響は必ずしも明白ではな

・株主資本比率，当期利益増滅率に関係なく，増配

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（47）47

の有無のみが主に株価に影響を与えた．

業を「0」で表現したうえで，節2．2．1の（1）統計的検・収益性が高い企業に関しては，企業収益を配当に定を下記の仮説に対して行う．

まわすのではなく内部留保することによる今後の帰無仮説〃。：増配企業の実際の株佃は，改善しな

さらなる成長を市場は求めている．

しヽ

5．2 データおよび分析手法

対立仮説〃．：増配企業の株価は，改善する．

5．2．1データ

5．2．3 分析2の分析手法（2値データに関する要節3と同じ増配企業，期間1で270社，期間2で

因分析）170社を対象とした．各企業に対する，今期と前期そ増配企業において改善される，されないの差が，増れぞれの配当，抹価（3月期末），ROE，配当性向，株配要因以外のどの要因からくるものなのかを分析する．

主資本比率，当期利益増減率を利用する．

改善の有無㌢（「0」，「1」）の判断材料となる連続変5．2．2 分析1の分析手法（統計的検定）

数量y＊を被説明変数とし，株主資本比率（見），当

まず，節2で示した数理モデル（8）に基づいて，β，期利益増減率（義）を説明変数とする回帰モデル（7）βMを推定する．TOPIXの加重を変化させた推定を利用して，節2．2．1の（3）2値データに関する要因分（加重：1000，1500，2000）も期間1，2で行う．この析（プロビットモデル）に基づく分析を行う．

推定に基づき適正株価を求め，節4で示した改善の定

5．3 分析結果と考察

義に別して，改善した企業を「1」，改善しなかった企（1）分析1の結果

表7 期間1（2001年と2000年）

1500T：TOPIXの加重値を1500とした時
改善
非改善

160
110
270

110
160
270

270
270
540

Z＝ 4．303315
α＝ 0．0005

2000T：TOPIXの加重値を2000とした時1000T：TOPIXの加重値を1000とした時
改善
非改善

165
105

105
165

270
270

270

270

540

改善

Z＝ 5．163978
α＝0．0005

165

105

270

105

165

270

270

270

540

Z＝ 5．163978
α＝0．0005

表8 期間2（2002年と2001年）
1500T：TOPIXの加重値を1500とした時
改善
非改善

98
72
170

72
98
170

170
170
340

Z＝ 2．820096
α＝

0．005

2000T：TOPIXの加重値を2000とした時1000T：TOPIXの加重値を1000とした時
改善
非改善

97
73
170

73
97
170

Z＝ 2．603165
α＝

48（48）

0．005

170
170
340

改善
非改善

101
69

69
101

170
170

170

170

340

Z＝ 3．470887
α＝0．0005© 日本オペレーションズ・リサーチ学会. 無断複写・複製・転載を禁ず.

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（2）分析2の結果

表9 期間1（2001年と2000年）
1500T
β値

β0 株主資本比率 当期利益増減率 Y0．264506−0．000495
0．000203βをかけた平均値−0．033802

0．026365 0．257069

表10 期間2（2002年と2001年）
1500T
β値

βをかけた平均値

β0 株主資本比率 当期利益増減率 Y
0．192222
0．000891−0．001399
0．050003−0．0657210．176503

表7，8の統計的検定の結果を見る限り，TOPIXして得られる将来のキャッシュフローのイ剛直）を反映の加重付けに関して，加重を変化させて行ったがどのしているから，配当として多く株主に支払うことが，値で加重であっても大きな差はなく，パラメータの安必ずしも「企業利益の株主への還元」とはならない」

定性の危惧はそれほどないことが見て取れる．

ことが実際に示されたものである．また，株主資本比

表7を見ると，Tの加重に関係なく帰無仮説が棄率に関しては，Y＊の30％程度を占め，負債などによ却されており，αの値も非常に小さい．増配企業におる資金調達ではなく，負債より安定した株主資本によいて，実際の株価と適正株価の差が増配を機に正の方る資金調達のほうが好感を与えて株価を上昇させる要向に変化している企業が多いことがいえ，それは，増因となっていると考えられ，これに関しては予想通り

配を踏まえた適正株価より実際の株価が大きく評価さの結果が得られた．

れているといえる．すなわち，市場は増配を好材料と判断していると考えられる．

6．まとめと結語

表8を見ると，期間1と同様にTの加重に関係な

本論文では，増配が株価に与える影響を，短期的なく帰無仮説が棄却されている．αの値は0．5％と有意影響と長期的な影響にわけ，分析を行った．短期的なになっており，期間1に比べるとαの値は大きい．

分析においては，10通りの検定のなかで，期間1の6

2001年から2002年の1年間より2000年から2001年

週間後，8週間後，合計の3通りにおいてのみ，増配の1年間の方が，増配が株佃に与える影響があったとが株価に与える好影響が表れており，増配の有無が株より有意にいえる．

価のリターンに与える短期的な影響は必ずしも明白で

表9を見ると，Y＊が0．26と小さい．しかも定数はない．そこで，短期的な分析において問題となった項でY＊が説明できるほど，数値が似通っており他の

主に三つの点を排除したうえで，増配が株イ削こ与える

指標がY＊に占める割合が小さく説明変数になりえな

長期的な分析を行った．分析に際しては，個別銘柄のい可能性が高い．株主資本比率，当期利益増減率に関適正株価が必要となるため，CAPMとDDMとを融係なく，増配の有無のみが主に株価に影響を与えたと合する統計的手法を提案した．分析結果としては，期考えられる．

間1，2の全ての場合において，増配は株価の改善に

表10を見ると，Y＊は0．18と先と比較して小さい

貢献するものとなった．しかし，より詳細に要因分析

上，定数項が0．19となっており，その他の要因が影を行ったところ期間2において収益性が高い企業に関響を与えている可能性があることを示唆している．影

しては，企業収益を配当にまわすのではなく内部留保

響度は小さいものの，当期利益増減率の平均値がマイすることにより株価が改善されるという興味深い結果

ナスとなっており，収益性が高い企業に関しては，企も得られた．

業収益を配当にまわすのではなく内部留保することにゼロ金利政策や株価自体が低下したこともあり，配より，今後のさらなる成長を市場は求めていると考え

当利回りは，金利との対比で興味の持てる水準にまでられる．これは，仁科［6］で指摘されている，「配当を上昇してきた．配当政策は株価に何ら影響を与えない

行わない場合でも，株価は，配当として支払わずに企との理論もあるが，現実的には本論文で示したように，業内に留保された部分の価値（厳密には，それを投資配当政策が株価向上に好影響をもたらすことも考えら© 日本オペレーションズ・リサーチ学会. 無断複写・複製・転載を禁ず.

2004年1月号（49）49

れる．企業経営者が株価向上のための配当政策を決定するに際して，本論文の結果が少しでも参考になれば［4］倉澤賛成：「配当評価モデルとPERの修正」，証券アナリストジャーナル1990年8月号，Pp．1−8，1990．

［5］倉澤資成：「配当政策のあり方」，証券アナリストジャ幸いである．

ーナル1991年7月号，pp．ト8，1991．

謝辞 本論文を改善する方向性をご教示下さった2人のレフリーには感謝致します．また，成践大学工学部の上田徹先生からは本論文の修正にあたり，ご指導いただきました．この場を借りて，心からお礼申し上げます．

［6］仁科一彦：「株主の利益配当と自社株買い取り」，証券アナリストジャーナル1995年11月号，pP．2−12，1995．
［7］広田真人：「日米企業の配当政策の実証分析」，証券ア

ナリストジャーナル1991年7月号，pp．17−33，1991．
［8］新井富雄，渡辺茂，太田友之：「資本市場とコーポレー
トファイナンス」，中央経済社，2000．
［9］ダモグラン：「コーポレートファイナンス 戦略と応

参考文献

用」，束洋経済新報社，2001．

［1］Miller，M．and F．Modigliani： Dividend Policy，Growth and the Valuation of Shares ，Journalof
Business，Vol．34：411−433，1961．

［2］Sharp，William F∴ CapitalAssetPrices‥A The−
oryofMarketEquilibriumunderConditionsofRisk
JournalofFinance，19：425−442，1964．
［3］伊藤正之：「配当情報の意味内容−わが国の配当政策［10］東京大学教養学部統計学教室編：「基礎統計学Ⅰ統計学入門」，東京大学出版会，1992．
［11］東京大学教養学部統計学教室編：「基礎統計学ⅠⅠⅠ自然科学の統計学」，束京大学出版会，1992．

，［12］会社四季報2002年夏版，東洋経済新報社，2002．
［13］株佃データ倉庫，http：／／www．asahinet．Or．jp／〜
Ⅹq7m−endu／

に関する分析−」，証券経済，No．167，1989，

50（50）© 日本オペレーションズ・リサーチ学会. 無断複写・複製・転載を禁ず.

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