証券経済研究第112号（2020.12）

バイアウト・ファンドのターゲット選択に関する実証分析
河
川
要

西
本

卓
真

弥
哉

旨

本稿では，近年世界的に活発化しているバイアウト・ファンドの行動を明らかにするため，ファンドのターゲット選択，およびその形態の決定要因に関する仮説を，包括的に取り上げ検証した。まず，ファンドのターゲット選択に関するロ
ジットモデルの推計結果から，ファンドは倒産リスクの高い企業，経営陣の持分が小さくエージェンシー・コストの発生していると考えられる企業を買収していることが明らかとなった。ファンドは “operational engineering” やインセンティ
ブ・リアライメントにより企業価値の向上を図っていると推測される。
ファンドの買収における上場維持と上場廃止の選択に関する多項ロジットモデ
ルの推計からは，株式市場における過小評価は，上場維持の選択には影響を与えないが，上場廃止の選択の可能性を高めることが示された。非上場化によりアン
ダーバリュエーションやそれに伴い発生するコストの削減がより行われるためと考えられる。また，倒産リスクは上場維持の可能性を高める一方，上場廃止の意
思決定には影響を与えないことが明らかとなった。倒産リスクが高い企業に対しては投資規模を抑えている可能性がある。その他，上場維持コストの削減を目指
し，上場廃止の選択をしている可能性が示された。海外ファンド・国内ファンドの選択に関する多項ロジットモデルの推計結果からは，国内ファンドの方が倒産リスクの高い企業を選択する傾向が見られた。
目次

Ⅰ．はじめに5 ．インセンティブ・リアライメント

Ⅱ．先行研究と作業仮説

6 ．負債の節税効果

1 ．過剰投資の抑制
2 ．アンダーバリュエーションの解消

7 ．上場維持コストの削減
Ⅲ．分析方法とデータ

3 ．倒産リスクと企業再生

1 ．データセット

4 ．従業員からの富の移転

2 ．分析方法と変数39

バイアウト・ファンドのターゲット選択に関する実証分析
3 ．記述統計量

2 ．上場維持・上場廃止の選択

Ⅳ．推計結果3 ．海外ファンド・国内ファンドの選択

1 ．バイアウト・ファンドによるバイアウトの決

Ⅴ．結論

定要因

ト・ファンドによるバイアウトは2000年代半ば

Ⅰ．はじめにから急増し，2017年末までに196件を数える（図表 1 ）。直近でも，日立国際電気に対する KKR
1）

近年，世界的にバイアウト・ファンド の活の TOB とエリオット・マネジメントの介入動が顕著になってきている。2019年の世界にお（2017年），ローン・スターグループによるユニ

けるファンドの資金調達額は前年割れしたとはゾホールディングスの EBO（Employee Buy-

言え9,570億円に達し，2018年までは 4 年連続

outs：2019年）などが世間を賑わせた。

2）

して過去最高を記録した 。こうした状況を受

こうしたバイアウト・ファンドによるバイア

け，日本国内を対象としたファンドの投資規模

ウトの活性化の背景として，世界的な低金利のも拡大傾向にある。2020年には5,000億円超を状況が指摘できる。従来の債券による投資が運記録すると試算され，2006年（5,400億円）以用難となり，代替的な投資先として，年金基金

3）

来の規模に達すると報道されている 。
実際，本などの投資家が年率二桁を超えるという高い運研究の統計でも，上場企業に対するバイアウ

用利回りを求めてファンドに資金を提供してい

図表 1
（件数）
30

バイアウト・ファンドによる上場企業の買収件数および金額
（億円）

金額
件数

9,000
8,000

25
7,000
6,000

20

5,000
15
4,000
3,000

10

2,000
5
1,000
0

2000 2001 2002 2003 2004 2005 2006 2007 2008 2009 2010 2011 2012 2013 2014 2015 2016 2017

〔出所〕 レコフデータ『レコフ M&A データベース』より作成。

400

証券経済研究第112号（2020.12）るとされる。一方，M&A の供給側の要因とし

ト・ファンドによるバイアウトが活性化する以ては，大企業によるカーブアウト案件，あるい

前の初期の検討であるとともに，非上場化型バは経営者の高齢化による事業承継案件の増加がイアウトと上場維持型バイアウトの比較，ある4）

背景となっているといわれているが ，それらいは業種と規模でマッチングさせた限定されたの多くは非上場企業の案件と予想され，上記でペア企業と非上場化案件の比較にとどまり，バ示した上場企業に対するファンドによるバイア

イアウトの対象とならない上場企業に比べ，いウト増加の十分な説明とはなっていない。

かなる特性を有する企業がターゲットとなって上場企業に対するバイアウト・ファンドや主

いるかについては，必ずしもシステマティックに未公開株式に投資を行うプライベート・エクに明らかにされてこなかった。そこで本稿でイティ・ファンド（PE ファンド）の投資先選

は，直近まで拡張されたデータセットを用いて択の要因に関しては，少ないながらもいくつか

バイアウト・ファンドによるバイアウトに関す5）の研究が存在する 。例えば，Sudarsanam et

る基礎的情報を示すとともに，上記の研究成果

al.［2011］は1997年から2005年までに非上場化を踏まえて包括的な仮説を立て，バイアウト・

し た 英 国 企 業246件 を 対 象 に， 当 該 企 業 の デファンドがいかなる上場企業を投資対象としてフォルトリスクや財務状態が PE ファンドの投いるのかについての検証を行うこととする。あ資先選択にいかなる影響を与えるかについて検わせて，先行研究や実務的にも注目されてき証し，PE ファンドがデフォルトリスクの高い

た，ファンドによる投資先選択の非上場化型バ企業を選んで投資対象としていることを明らか

イアウトと上場維持型バイアウトの差異，海外にしている。国内企業を対象とした研究についファンドと国内ファンドによるバイアウトの差ては，野瀬・伊藤［2009］，野瀬・伊藤［2011］

異についても分析を試みる。こうした検証を通などがある。野瀬・伊藤［2009］では2000年かじ，今後の日本の企業再生と M&A 市場のあら2008年までの国内企業に対するバイアウト

り方に対して新たな知見を提供することが可能

100件を対象とし，バイアウト・ファンドの投となろう。

資先選択の決定要因について検証している。そ本稿の構成は以下の通りである。第Ⅱ節での結果，上場維持型案件に比べ，非上場化型案

は，バイアウト・ファンドの投資先選択に関す

件は利払い水準や株式売買回転率が低く，ファる先行研究と実証分析における作業仮説を提示

ンドは負債の節税効果やアンダーバリュエー

する。第Ⅲ節では，実証分析に用いるデータ

ションの解消を目的として投資を行っているとセットと推計モデルを，第Ⅳ節では推計結果を報告している。一方，野瀬・伊藤［2011］は紹介する。第Ⅴ節は結論と今後の課題にあてら2010年までに実施された戦略的非公開化案件50れる。

件を取り上げ，ファンドが参画する案件としない案件の比較分析を行い，前者の方が経営者持Ⅱ．先行研究と作業仮説

分が低いことを明らかにした。
上記で示した一連の研究は，ファンドの投資

前節でも言及したように，バイアウト・ファ

先選択を扱った重要な成果であるが，バイアウ

ンドの投資先選択を扱った実証研究はそれほど

41

バイアウト・ファンドのターゲット選択に関する実証分析

多くはない。本節では，非上場化の意思決定に［2011］では買収前のキャッシュフローの多寡関する文献も援用しながら，バイアウト・ファ

はバイアウトの実施確率に有意な影響を与えてンドによるバイアウトの決定要因に関する作業いないとしている。

仮説を提示する。

1．過剰投資の抑制
経営者は自らが経営する企業の規模拡大に効仮説 1 ：フリー・キャッシュフローを多く抱える企業ほど，バイアウト・ファンドによる買収のターゲットになる。

用を得るという仮説がある。いわゆる帝国建設（empire building）の議論である。この文脈に従えば，余剰資金を有する企業の経営者は，規2．アンダーバリュエーションの解消

模 拡 大 の た め に， 例 え NPV（Net Present

通常，内部者（経営者，支配的株主など）とValue：正味現在価値）が負のプロジェクトで外部者（既存少数株主，潜在的買い手など）とあっても，投資を敢行するおそれがある。そのの間には，当該企業の経営に関し情報の非対称ような投資の実行は，収益が低迷する事業を抱性が存在する。こうした非対称性は，当該企業えることをもたらし，将来的な株主価値を破壊について真の価値を知る（と考える）内部者することになろう。こうした企業に対し，バイに，現在の株価が割安に評価されていると認識

アウト・ファンドによる買収が行われることでさせる背景となる。このような株価の低評価

厳 格 な モ ニ タ リ ン グ が 実 施 さ れ， フ リ ー・（アンダーバリュエーション）の状態は，資金キャッシュによる過剰投資が抑制されることが調達を困難にさせ上場の便益を減じさせるだけ期待できる。それは株主価値の維持に寄与するでなく，敵対的買収のリスクを引き上げることことになる。

になる。このとき，バイアウト・ファンドによフリー・キャッシュフローを有している企業

るバイアウトはアンダーバリュエーションを解が非上場化やバイアウト・ファンドによる買収

消させるきっかけになることが指摘されていのターゲットになっているかについては，実証る。その理由の第 1 として，ファンドによる買的にも見方が分かれている。この説に関する先

収のアナウンスメントが，資本市場にシグナル駆的な分析である Lehn and Poulsen［1989］やを与えることで売買が活発化し，株価が修正さ

Mehran and Peristiani［2009］，Bharath andれる可能性が指摘できる（野瀬・伊藤［2009］）。

Dittmar［2010］ は， フ リ ー・ キ ャ ッ シ ュ フ

第 2 の理由として，
Kaplan and Strömberg［2009］

ローを多く抱える企業ほど非上場化を行う傾向

によって “operational engineering” と称されに あ る こ と を 主 張 し て い る の に 対 し，Lehn

たファンドによる様々な経営改革がバリュー

and Poulsen［1989］ を 追 試 し た Kieschnick

アップをもたらすという経路もある。これには［1998］では必ずしもそのような関係性を見出胥［2011］において紹介されたような，事業撤していない。ファンドの投資案件の検証に関し退や資産売却，海外事業の再構築等が含まれては，前節で紹介したいくつかの研究が存在する。こうしたアンダーバリュエーションの解消

るが，Sudarsanam et al.［2011］や野瀬・伊藤の試みを通じ，ファンドはエグジットの際の売42

証券経済研究第112号（2020.12）

却価格を上昇させ，売買益を手に入れることが機に陥っている企業を投資対象としていると主できる。アンダーバリュエーションの解消は非張している。その理由として，①財務健全企業

上場化やバイアウトの有力な動機であり，国内より安価に買収を行える，② PE ファンドが資外 の 研 究 を 問 わ ず 一 貫して 支 持され ている

金的援助を行うことにより負債の調達可能性が（Halpern et al.［1999］，Weir et al.［2005］，野

高まり，さらなる負債の節税効果を得ることが瀬・伊藤［2011］，
齋藤ほか［2017］）。

可能である，③ LBO 形態を採用することにより，負債の規律付けが働き，経営効率化が促さ

仮説 2 ：アンダーバリュエーションの程度がれる，④そもそも財務危機に陥っている企業の大きな企業ほど，バイアウト・ファンドに負債水準は高くなく（ゆえに財務危機に陥ってよる買収のターゲットになる。

いる），上記の効果を得る余地が大きい，などの理由を挙げ，バイアウト後のパフォーマンス

3．倒産リスクと企業再生改善が望めるからだと論じている。同研究では，当該企業の財務状態を確率分布に当てはめターゲット企業の財務状態は，バイアウト・てデフォルトリスクを計算し，同指標が高い企

ファンドの投資先選択にどのような影響を与え業ほど，ファンドによるバイアウトの対象にるであろうか。この点については， 2 つの見方なっていることを明らかにしている。

が対立している。その 1 つの立場は，財務危機
や倒産リスクの高い企業ほど，ファンドによる

仮説 3 ：倒産リスクが高い企業や財務危機に

投資案件にはなりにくいというものである。こ陥っている企業ほど，バイアウト・ファンの点について，Opler and Titman［1993］は，ドによる買収のターゲットになる（ならな

R&D 投資の水準を財務危機の代理変数としてい）。

検証を行っている。すなわち，R&D を積極的に行っている企業ほど成長機会が高く，必要な資金量も大きくなる。ただし，そうした企業の4．従業員からの富の移転6）提供する製品は独自性が高いため，外部者によ買収者は既存経営陣が従業員やサプライヤー

るモニターは効きにくい。そのため，必要資金などのステークホルダーと結んでいた暗黙の契を外部者から集めることが困難となり，財務危約（implicit contract）を破棄することを通じ，機に陥りやすくなる。このような前提を置いた

短期的な利益を獲得することが可能になる。例

うえで彼らは検証を行い，売上高に対する R&D

えば，年功序列型の報酬契約を結んでいた従業投資比率が高い案件ほど（すなわち，財務危機

員の解雇や賃下げをすることを通じ，将来的なに直面している企業ほど），LBO（Leveraged

コ ス ト 負 担 を 減 ら す こ と が で き る（Shleifer

Buy-outs）を行う確率が低下することを確認

and Summers［1988］）。いわゆる信頼の破壊している。

（breach of trust）の議論である。ただし，注それに対し，Sudarsanam et al.［2011］は，意が必要なのは，こうした行動がネットの利益

PE ファンドは倒産リスクが高い企業や財務危を生み出すものではなく，従業員から買収者へ

43

バイアウト・ファンドのターゲット選択に関する実証分析の富の移転に過ぎないという点である。

が小さく，買収後の経営者持分の上昇幅が大き

従来，信頼の破壊は敵対的買収の文脈で語らな案件ほど，この効果は大きくなるであろう。

れることが多かった（Gokhale et al.［1995］，

MBO のような上場廃止案件にバイアウト・

Canyon et al.［2001］）。ただし，バイアウト・

ファンドが参画するケースでは，こうした効果

ファンドによるバイアウトの文脈にも当てはまを狙って，特に経営者持分の小さな案件を選んる可能性がある。その理由として，そもそもで関与している可能性がある。

ファンドは株主価値の最大化を目指すファイナ

その一方で，ファミリー企業など，買収前のンシャルバイヤーであり，ファンドの運用期間

経営者持分が高いケースではどうであろうか。

も 3 年から 5 年程度と言われており，それだけこれらの企業群はコントロールライツへの選好

経営改善に対する圧力も短期的なものと予想さが強く，自らへのさらなる株式集中が非上場化れるからである（三定・白木［2006］）。ここかの動機となっている（Halpern et al.［1999］）。

ら，過剰雇用を抱える企業や高賃金体質の企業

実際，ファミリー主導型の MBO 案件では，支がファンドのターゲットになっている可能性も配的株主への株式集約が非上場化の主な動機で否定できない。もっとも，MBO（Managementあり，上場廃止後も継続してそのステータスを

Buy-outs）を対象とした初期の研究では，買選好する傾向にあることが確認されている（川収後に雇用削減は観察されず信頼の破壊は観察本［2019］）。上場廃止のケースでも事前の経営されていない（Kaplan［1989a］，Smith［1990］）。

者持分の高いケースでは，既存経営陣はファン

では実際，バイアウト・ファンドによるバイア

ドを関与させずバイアウトを実施している可能

ウトのケースではどうであろうか。この点につ性がある。

いては本稿に与えられた実証的な課題となる。

仮説 5 ：買収前の経営者持分の低い（高い）仮説 4 ：過剰雇用や高賃金体質の企業ほど，
バイアウト・ファンドによる買収のター案件ほど，バイアウト・ファンドによる買収のターゲットになる（ならない）。

ゲットになる。

6．負債の節税効果
5．インセンティブ・リアライメント

非上場化案件にバイアウト・ファンドが関与

本稿の上場廃止案件81件のうち，被買収企業する場合，その多くが LBO のストラクチャーの経営者が買収に参加し，買収後に経営者となを採用しているものと推察され，買収後に負債る MBO 案件は54件（約67％）あるが，そのよ比率が上昇することが予想される。そうした負うなケースでは，買収後に経営者持分が上昇す

債比率上昇に伴う利払いの増加は，損金に加入ることが期待される。そうした経営者の持分上され税控除の対象となる。いわゆる負債の節税

昇は，株主との利害を一致させ（インセンティ

効果（tax shield）である。同時に，LBO 後のブ・リアライメント），株主価値向上をもたら

負債比率の上昇は，元金の返済と利払い圧力がすものと考えられる。特に，事前の経営者持分

手持ち資金の効率的利用を促し，企業価値の維

44

証券経済研究第112号（2020.12）

持に寄与する可能性もある（Jensen［1986］）。

ている。同研究でも設定されているように，年非上場化案件に投資する場合，ファンドはこれ間上場手数料，監査報酬，情報開示などの上場らの効果が大きな案件（すなわち，買収前の負維持コストは固定費の性質が強いため，企業規債依存度と利払い額が小さな案件）をターゲッ

模が小さな新興企業の企業にとって負担が重く

トとしているものと思われる。例えば，LBOなると考えられる。よって，そうした企業ほどの一形態である MBO 案件をサンプルとした

その削減を動機として非上場化を実行すると予Kaplan［1989b］は，買収プレミアムの多くの想される。

部分が負債の節税分を源泉としていると主張している。また，負債依存度や利払い水準が低仮説 7 ：新興市場の企業や企業規模が小さない，負債の節税効果や規律付け効果が働く余地

案件ほど，バイアウト・ファンドによる買の大きな案件ほど，非上場化やファンドのター

収のターゲットになる。

ゲットとなりやすいことも確認されている（Renneboog et al.［2007］，Sudarsanam etⅢ．分析方法とデータ

al.［2011］）。

仮説 6 ：買収前の負債比率や利払い額が小さな案件ほど，バイアウト・ファンドによる買収のターゲットになる。

1．データセット
分析対象となるのは，1998年から2017年12月末までの間にバイアウト・ファンドに買収された上場企業である7））。東証33業種における金7．上場維持コストの削減

融業，証券業，保険業，その他金融業に属する企業は除いており，合計172件となっている8））。

四半期決算，内部統制，コーポレートガバナ

そのうち買収により非上場化した案件は75件，ンス・コードの施行など，年々，上場を維持す

海外のファンドが国内企業の買収を行った

るコストは高まっている。これらコストが新規

Out-In 案件は38件である。案件の特定は，レ

資金調達など上場維持に係るベネフィットを上

コフデータ『レコフ M&A データベース』に回ったとき，上場企業は非上場化に踏み切るこ

よって行った。企業属性や財務に関するデータとになる。実際，Thomsen and Vinten［2014］

は，金融データソリューションズ提供の NPM

はヨーロッパ諸国の非上場化案件を調査し，投関連データサービスを利用した。原則として連資家保護についての規制やコーポレートガバナ

結データを用いたが，それが入手できない企業

ンス・コードの施行が，それら行動を促したこに関しては単独データを利用した。分析はパネとを明らかにしている。また，Martinez and

ルデータを用いて行っている。

Serve［2011］も，大陸ヨーロッパ諸国の非上場化の決定要因を分析し，相対的に上場維持の2．分析方法と変数コストが高くなるとみられる企業規模が小さな

バイアウト・ファンドのターゲット選択の決案件において，その非上場化の確率が高いとし定要因を探るため，前節で提示した仮説に基づ

45

バイアウト・ファンドのターゲット選択に関する実証分析

いて 2 種類の分析を行う。一つ目はロジットモ（ 1 ） 過剰投資の抑制に関する変数

デルを用いた分析で，被説明変数は，t ＋ 1 期

フリー・キャッシュフローを多く抱える企業にファンドのターゲットとなった場合に 1 ，そほど，バイアウト・ファンドによる買収のター

れ以外は 0 となる離散変数である。t 期は買収

ゲットになるとした仮説 1 に関しては，手元流が公表された年度の直前の決算期とする。サン

動性総資産比率×トービンの q1未満ダミーに

プルは全上場企業で，同じ企業についても年度より検証を行う。手元流動性は，現金・預金＋ごとに別の企業として扱うプールド・クロスセ

有価証券＋投資有価証券と定義する。トービン

クションデータとして推計を行い，被買収企業の q は，シンプル q と呼ばれる（株式時価総も t 期より前の被説明変数は 0 をとり，t ＋ 1

額＋有利子負債総額）÷資産総額を利用する。

期以後はサンプルから除外される9）。

成長可能性が低い企業ほど手元流動性はフ

二つ目は多項ロジットモデルを用いた分析

リー・キャッシュフローになりやすく，買収前

で，ここではさらに 2 種類の分析を行う。一つにフリー・キャッシュフローを多く抱えている目は，被説明変数が，t ＋ 1 期にバイアウト・

企業ほど将来的な経営効率化の余地が大きく，ファンドのターゲットとなり結果として上場廃ファンドのターゲットとなることが考えられ止となった場合に 2 ，ファンドのターゲットとる。よって，ここで期待される符号は正であなったが上場維持した場合に 1 ，それ以外の場る。

合に 0 をとる離散変数である。この分析ではバ
イアウト・ファンドの買収における非上場化と上場維持の間の意思決定に焦点を当てる。

（ 2 ） アンダーバリュエーションの解消に関する変数

二 つ 目 は， 被 説 明 変 数 が，t ＋ 1 期 に 海 外アンダーバリュエーションの程度が大きな企ファンドのターゲットとなった場合（Out-In）

業ほど，バイアウト・ファンドによる買収のに 2 ，国内ファンドのターゲットとなった場合

ターゲットになるとした仮説 2 に関しては，株（In-In）に 1 ，それ以外の場合に 0 をとる離散

価純資産倍率（PBR）を利用する。この変数変数である。この分析では海外ファンドと国内

は，株式市場による当該企業の過小評価の程度

ファンドの投資行動の違いに注目する。多項ロを表しており，期待される符号条件は負であ

ジットモデルを用いた分析でもサンプルは全上る。非上場化によりアンダーバリュエーション

場企業で，t 期は買収が公表された年度の直前

やそれに伴い発生するコストの削減がより行わの決算期とし，被買収企業も t 期より前の被説れると考えられるため，このような効果は非上

明変数は 0 をとり，t ＋ 1 期以後はサンプルか場化案件でより顕著にみられると期待される。

ら除外される。
以下ではバイアウト・ファンドのターゲット（ 3 ） 倒産リスクと企業再生に関する変数

選択に影響を与えると考えられる説明変数を示

バイアウト・ファンドのターゲット選択と企す。一部の例外を除き，ロジットモデル，多項

業の倒産リスクの関係について記述した仮説 3

ロジットモデルを用いた分析で説明変数は共通

に関しては，インタレストカバレッジレシオ 1

している。

未満ダミーを用いて検証を行う。このダミー変

46

証券経済研究

数は買収直前期のインタレストカバレッジレシ

第112号（2020.12）でより強く表れると考えられる。

オが 1 未満の時に 1 を取る変数である。予想され る 符 号 は，Opler and Titman［1993］ が 主（ 6 ） 負債の節税効果に関する変数

張 す る よ う に 倒 産 リ ス ク が 高 い 企 業 ほ ど，

バイアウトに伴う負債の上昇による節税効果

LBO を行う確率が低い場合は負，Sudarsanam etについて記述した仮説 6 に関しては，負債総資al.［2011］が主張するように倒産リスクが高い

産比率と支払利息売上高比率を用いて検証を行企業ほどファンドのターゲットとなる場合は正う。事前の負債依存度が低い企業ほど負債を増となる。

加させる余地が大きく，また利払い額が小さな企業ほど，追加的な利払い額の増加による税控（ 4 ） 従業員からの富の移転に関する変数除の余地が大きいと考えらえるため，バイアウ

買収前に過剰雇用・過剰賃金を抱えている企トによる節税効果を享受しやすい。よって両変業ほど，バイアウト・ファンドのターゲットと数ともに期待される符号は負である。非上場化なるという，従業員からの富の移転に関する仮

案件では負債比率の上昇幅がより大きくなるた

説 4 に関しては，従業員一人当たり売上高と従め，この効果は非上場化案件でより顕著にみら業員一人当たり人件費により検証を行う。両変れると考えられる。

数ともに同業種における中央値を減ずること
で，産業間調整を行っている。従業員一人当た（ 7 ） 上場維持コストの削減に関する変数

り売上高は過剰雇用，従業員一人当たり人件費

上場維持コストがバイアウトにおける上場維は過剰賃金を表していると考えられる。過剰雇

持・上場廃止の意思決定に与える影響について用を抱える企業は，一人当たりの生産性が低記述した仮説 7 に関しては，新興株式市場上場

く，従業員の削減により生産性の上昇が望まれダミーと企業規模（総資産の対数値）により検るため，期待される符号は負である。他方，過証を行う。新興株式市場上場ダミーは，ジャス

剰賃金を支払っている企業では買収実施後に賃

ダック，マザーズ，ヘラクレス，セントレック

金の圧縮を行うことを前提に買収を行うことがス，アンビシャス，Q-Board，店頭市場上場企

考えられ，期待される符号は正である。

業に 1 ，その他市場に上場の企業に 0 を与える
ダミー変数である。新興株式市場はアナリスト（ 5 ） インセンティブ・リアライメントに関する変数のカバレッジも低いため上場維持コストは割高になり，また新興市場上場の企業規模が小さな

経営者持株比率が低いほどエージェンシー・

新興企業にとって上場維持コストは相対的に負コストの改善の余地が大きく，バイアウト・

担が重くなると考えられるため，期待される符ファンドのターゲットとなることを予想する仮号は，非上場化案件において，規模に関しては

説 5 に関しては，経営者持株比率の代理変数と負，新興株式市場上場ダミーは正である。推計

して役員持株比率を用い検証を行う。ここで期サンプルにおける被買収企業172社中96社が新待される符号は負である。このような効果は，

興株式市場上場企業である。

経営者持分の上昇幅が大きくなる非上場化案件

この仮説は，バイアウト・ファンドの買収に

47

バイアウト・ファンドのターゲット選択に関する実証分析

おける非上場化と上場維持の間の意思決定の分

ウト・サンプルの方が有意に低く，上場企業の析でおいてのみ検証を試みる。企業規模に関し中で比較的小規模な企業がターゲットとなってては，コントロール変数としてすべてのモデル

いることが分かる。社齢に関しては，バイアウに加えられているが，その解釈は当仮説の検証

ト・サンプルの社齢対数値の平均値は3.232時においてのみ行う。

（ 約25年 ）， 非 バ イ ア ウ ト・ サ ン プ ル は3.714

その他にコントロール変数として，総資産の（約41年）であり，バイアウト・サンプルの方

対数値，製造業に属する企業に 1 を与える製造が有意に低く，比較的若い企業がターゲットと業ダミー，社齢（設立年からの年数）の対数なっている11））。

値，年次ダミーを加える。ダミー変数を除く説

その他の仮説に関する変数では，倒産リスク

明変数は上下各 1 ％で winsorize し，異常値のに関わるインタレストカバレッジレシオ 1 未満処理を行った。

ダミーにおいては，バイアウト・サンプルの方が 3 倍以上高くなっており，倒産リスクの高い

3．記述統計量企業の方がターゲットとなっていることが分か

以上の変数の記述統計量は図表 2 ，図表 3 にる。

まとめられている。まずは，バイアウト・ファ

次に，上場維持と上場廃止の選択に関する多ンドの投資先決定要因のロジットモデルのサン

項ロジットモデルのサンプルを確認する（図表

プルを確認する（図表 2 ）。企業規模に関して

3 パネル A）。以下ではバイアウトされた企業

は，バイアウト・サンプルの総資産対数値の平の中で比較を行う。上場廃止サンプルは総資産

均値は9.665（約158億円），非バイアウト・サの平均が約256億円，上場維持サンプルは約102

10）ンプル ）は10.382（約323億円）と，バイア
図表 2億円で，上場廃止サンプルの方が有意に高く，

記述統計量（バイアウト・ファンドの投資先決定要因）
バイアウトサンプル

非バイアウトサンプル
最大値

N

平均

標準偏差 最小値

最大値

t 検定
結果

N

平均 標準偏差 最小値

172

0.090

0.158

0.000

0.611 64,134

0.122

0.151

0.000

0.611 ＊＊＊

172

1.750

2.355

0.200

12.375 64,134

1.509

1.826

0.200

12.375

172

0.366

0.483

0.000

1.000 64,134

0.108

0.310

0.000

1.000 ＊＊＊

従業員一人当売上高

172

5.984

55.784 －73.618 260.306 64,134

9.897

47.467 －73.618 260.306

従業員一人当人件費

172

0.727

3.130

－4.8759.469 64,134

0.345

2.267

－4.875

9.469

172

0.088

0.128

0.000

0.537 64,134

0.094

0.141

0.000

0.641

負債総資産比率

172

0.596

0.272

0.084

0.965 64,134

0.510

0.214

0.084

0.965 ＊＊＊

支払利息売上高比率

172

0.008

0.011

0.000

0.044 64,134

0.005

0.007

0.000

0.044 ＊＊＊

総資産（対数値）

172

9.665

1.500

7.041

13.663 64,134 10.382

1.611

7.041

14.926 ＊＊＊製造業ダミー

172

0.331

0.472

0.000

1.000 64,134

0.480

0.500

0.000

1.000 ＊＊＊

社齢（対数値）

172

3.231

0.767

1.386

4.454 64,134

3.714

0.680

1.386

4.682 ＊＊＊

過剰投資の抑制
手元流動性総資産比率×トービンの q1未満ダミー
アンダーバリュエーションの解消
株価純資産倍率
倒産リスクと企業再生
インタレストカバレッジレシオ 1 未満ダミー
従業員からの富の移転

インセンティブ・リアライメント
役員持株比率
負債の節税効果

コントロール変数（注） 1 ） t 検定結果は，バイアウト・非バイアウトサンプル間の平均値の差の検定結果（t 検定）を表す。
2 ） t 検定結果における，＊，＊＊，＊＊＊はそれぞれ有意水準10％， 5 ％， 1 ％で有意であることを表す。

48

証券経済研究第112号（2020.12）

ターゲット企業の中ではより大きな企業の方がOut-In と In-In サンプルの比較では，Out-In

上場廃止されていることが分かる。社齢に関しサンプルは総資産の平均が約265億円，In-Inては，上場廃止の平均が約27年，上場維持が約

は 約136億 円 と， 有 意 水 準10 ％ で は あ る が，23年で，上場廃止の方が若干古いが，統計的に

Out-In サンプルの方が高く，海外ファンドの有意な差ではない。新興株式市場上場の比率に方が規模の大きい企業をターゲットとしてい関しても上場維持サンプルの方が高いが，このる。社齢に関しては，Out-In の平均が約24年，差も統計的に有意ではない。

In-In が約25年で，差がない。手元流動性総資

アンダーバリュエーションの代理変数である

産比率×トービンの q1未満ダミーは In-In サ

株価純資産倍率は上場廃止サンプルの方が有意ンプルの方が高い12））。インタレストカバレッに低い。上場廃止サンプルの方が，株式市場のジレシオ 1 未満ダミーは Out-In サンプルの方評価が低いというのは，上場廃止に関する先行が有意に低く，海外ファンドの方が財務的に健研究で取り上げられてきた仮説と一致する。倒全な企業をターゲットとしている。従業員から産リスクに関しては，インタレストカバレッジの富の移転に関する変数は，従業員一人当たり

レシオ 1 未満ダミーは上場廃止サンプルで有意

売上高については，有意水準10％ではあるが，に低くなっている。負債比率に関しては，上場

Out-In サンプルの方が高い。役員持株比率と廃止サンプルの方が有意に低く，負債増加の余負債比率に有意な差は見られない。

地を残している。

以上は他の要因をコントロールしていない単最後に，海外ファンド（Out-In）・国内ファ純な比較であるため，以下の推計結果でそれぞンド（In-In）の選択に関する多項ロジットモ

れの変数の効果を確認する。

デルのサンプルを確認する（図表 3 パネル B）。

パネル A

図表 3 記述統計量（多項ロジットモデル）
上場維持・上場廃止の決定要因
上場廃止サンプル
N 平均 標準偏差 最小値

上場維持サンプル
最大値

N

平均

0.611

91

0.077

標準偏差 最小値

最大値

t 検定
結果

非バイアウトサンプル
N

平均

標準偏差

最小値

最大値

64,134

0.122

0.151

0.000

0.611

64,134

1.509

1.826

0.200

12.37564,134

0.108

0.310

0.000

1.000

過剰投資の抑制
手元流動性総資産比率×トービンの q1未満ダミー

81 0.104

0.164

0.000

0.152

0.000

0.611

アンダーバリュエーションの解消
株価純資産倍率＊＊

81 1.315

1.095

0.200

7.377

91

2.137

3.025

0.200

12.37581 0.086

0.283

0.000

1.000

91

0.615

0.489

0.000

1.000 ＊＊＊

従業員一人当売上高

81 10.541 59.553 －73.618 260.306

91

1.928 52.199 －73.618 250.996

64,1349.897 47.467 －73.618 260.306

従業員一人当人件費

81 0.335

2.981－4.875

9.469

91

1.075

3.233

－4.8759.469

64,134

0.345

2.267

－4.8759.469

81 0.080

0.104

0.000

0.333

91

0.095

0.147

0.000

0.537

64,134

0.094

0.141

0.000

0.641

負債総資産比率

81 0.478

0.210

0.084

0.965

91

0.702

0.278

0.084

0.965 ＊＊＊

64,134

0.510

0.214

0.084

0.965

支払利息売上高比率

81 0.005

0.009

0.000

0.044

91

0.011

0.011

0.000

0.044 ＊＊＊

64,134

0.005

0.007

0.000

0.044

新興株式市場上場ダミー

81 0.519

0.503

0.000

1.000

91

0.593

0.494

0.000

1.000

64,134

0.318

0.466

0.000

1.000

総資産（対数値）

81 10.152

1.197

7.549

12.991

91

9.231

1.612

7.041

13.663 ＊＊＊64,134 10.382

1.611

7.041

14.926

製造業ダミー

81 0.370

0.486

0.000

1.000

91

0.297

0.459

0.000

1.000

64,134

0.480

0.500

0.000

1.000

社齢（対数値）

81 3.314

0.772

1.386

4.431

91

3.157

0.760

1.386

4.454

64,134

3.714

0.680

1.386

4.682

倒産リスクと企業再生
インタレストカバレッジレシオ 1 未満ダミー
従業員からの富の移転

インセンティブ・リアライメント
役員持株比率
負債の節税効果

上場維持コストの削減

コントロール変数49

バイアウト・ファンドのターゲット選択に関する実証分析
パネル B

Out-In・In-In の決定要因
Out-In サンプル
N 平均 標準偏差 最小値

In-In サンプル
最大値

N

平均

標準偏差 最小値

最大値

t 検定
結果

非バイアウトサンプル
N

平均

標準偏差

最小値

最大値

過剰投資の抑制38 0.039

0.081

0.000

0.292 121

0.100

0.167

0.000

0.611 ＊＊＊

54,400 0.123

0.154

0.000

0.611

38 2.074

2.081

0.200

9.865 121

1.636

2.312

0.200

12.37554,400 1.522

1.814

0.200

12.375

インタレストカバレッジレシオ 1 未満ダミー 38 0.237

0.431

0.000

1.000 121

0.413

0.494

0.000

1.000 ＊＊

54,400 0.099

0.299

0.000

1.000

従業員一人当売上高

38 20.682 70.892 －73.618 260.306 121－1.181 46.659 －73.618 250.996 ＊

54,400 10.090

48.039 －73.618 260.306

従業員一人当人件費

38 1.287

3.223－4.1969.469 121

0.584

3.222

－4.8759.469

54,400 0.339

2.289－4.8759.469

38 0.068

0.121

0.000

0.000 121

0.097

0.134

0.000

0.000

54,400 0.094

0.142

0.000

0.000

負債総資産比率

38 0.594

0.253

0.126

0.965 121

0.597

0.273

0.084

0.965

54,400 0.499

0.211

0.084

0.965

支払利息売上高比率

38 0.010

0.013

0.000

0.044 121

0.008

0.010

0.000

0.044

54,400 0.004

0.007

0.000

0.044

総資産（対数値）

38 10.185

1.737

7.041

12.991 121

9.521

1.434

7.041

13.663 ＊54,400 10.351

1.633

7.041

14.926

製造業ダミー

38 0.342

0.481

0.000

1.000 121

0.306

0.463

0.000

1.000

54,400 0.471

0.499

0.000

1.000

社齢（対数値）

38 3.198

0.842

1.386

4.344 121

3.203

0.752

1.386

4.454

54,400 3.706

0.703

1.386

4.682

手元流動性総資産比率×トービンの q1未満ダミー
アンダーバリュエーションの解消
株価純資産倍率
倒産リスクと企業再生
従業員からの富の移転

インセンティブ・リアライメント
役員持株比率
負債の節税効果

コントロール変数（注） 1 ） t 検定結果は，平均値の差の検定（t 検定）の結果を表す。パネル A では，上場廃止・上場維持サンプル間の平均値を比較。パネル B では，Out-In・In-In サンプル間の平均値を比較。
2 ） t 検定結果における，＊，＊＊，＊＊＊はそれぞれ有意水準10％， 5 ％， 1 ％で有意であることを表す。

ンシー・コストの発生していると考えられる企

Ⅳ．推計結果業を買収し，インセンティブ・リアライメント
により企業価値の向上を図っていると解釈でき

1．バイアウト・ファンドによるバイア
ウトの決定要因

る。
バイアウト・ファンドはフリー・キャッシュフローによる過剰投資の可能性のある企業を買バイアウト・ファンドのターゲット選択に関収し株主価値の向上を図るとする仮説 1 ，買収

するロジットモデルの推計結果は，図表 4 にま前に過剰雇用・過剰賃金を抱えている企業をとめられている。ファンドのターゲット選択とターゲットとするという仮説 4 は，支持されな企業の倒産リスクの関しては，インタレストカ

かった。株式市場における過小評価の解消を買

バレッジレシオ 1 未満ダミーはすべてのモデル

収の目的とするという仮説 2 に関しては，株価において 1 ％水準で有意に正となっており，

純資産倍率が 2 つのモデル（（ 1 ）と（ 2 ））にSudarsanam et al.［2011］の結果と同様，ファおいて仮説の予想通り有意に負となっている

ンドは倒産リスクの高い企業をターゲットとしが，有意水準10％であり，その他のモデルではていることが明らかとなった。倒産リスクの高

非有意であることから，仮説が支持されたとはい企業を買収し，“operational engineering” に言い難い。また，バイアウトに伴う負債の上昇

よってパフォーマンスの改善を目指しているとによる節税効果に関する仮説 6 については，負考えられる。その他，役員持株比率もすべての

債総資産比率と支払利息売上高比率の係数は，モデルにおいて 1 ％水準で有意に負となってお予想と異なり有意に正となった。それらの変数

り，ファンドは経営陣の持分が小さくエージェ

が倒産リスクを代理している可能性が考えられ

50

証券経済研究
図表 4第112号（2020.12）

バイアウト・ファンドの投資先決定要因

過剰投資の抑制
手元流動性総資産比率×トービンの q1未満ダミー
アンダーバリュエーションの解消
株価純資産倍率
倒産リスクと企業再生
インタレストカバレッジレシオ 1 未満ダミー
従業員からの富の移転
従業員一人当売上高

⑴

⑵

⑶

⑷

－0.587（0.781）－0.563（0.771）－0.907（0.741）－0.900（0.734）－0.082＊（0.048）－0.086＊（0.049）－0.082（0.052）－0.085（0.053）

1.111＊＊＊（0.174）1.120＊＊＊（0.174）1.135＊＊＊（0.186）

1.146＊＊＊（0.187）－0.002（0.002）

従業員一人当人件費
インセンティブ・リアライメント
役員持株比率
負債の節税効果
負債総資産比率－0.001（0.002）0.037（0.034）－2.801＊＊＊（0.670）－2.672＊＊＊（0.654）

1.578＊＊＊（0.432）

1.572＊＊＊（0.433）

支払利息売上高比率
コントロール変数
総資産（対数値）
製造業ダミー
社齢（対数値）
定数項
サンプルサイズ
疑似対数尤度
疑似決定係数0.020（0.034）－2.707＊＊＊（0.665）－2.641＊＊＊（0.652）32.678＊＊＊（6.845）31.909＊＊＊（6.946）－0.220＊＊＊（0.058）－0.256（0.167）－0.721＊＊＊（0.080）－3.104＊＊＊（1.047）－0.227＊＊＊（0.056）－0.246（0.167）－0.707＊＊＊（0.080）－3.131＊＊＊（1.026）－0.194＊＊＊（0.056）－0.315＊（0.166）－0.689＊＊＊（0.083）－2.800＊＊＊（1.025）－0.199＊＊＊（0.054）－0.309＊（0.165）－0.678＊＊＊（0.083）－2.804＊＊＊（1.007）64,306－1063
0.107

64,306－1063
0.108

64,306－1063
0.107

64,306－1063
0.107（注） 1 ） 括弧内は，企業レベルでクラスタ修正された標準誤差。
2 ） ＊，＊＊，＊＊＊はそれぞれ有意水準10％， 5 ％， 1 ％で有意であることを表す。

る。その場合は，上述の仮説 3 の結果と整合的も有意に負となっており，若い企業の方がターである。

ゲットとなりやすいことが明らかとなった。

コントロール変数に関しては総資産の対数値
は有意に負となっており，規模の小さい企業ほ2．上場維持・上場廃止の選択

どバイアウト・ファンドのターゲットとなる傾バイアウト・ファンドの買収における上場維向があることが示された。また，社齢の対数値

持と上場廃止の選択に関する多項ロジットモデ

51

バイアウト・ファンドのターゲット選択に関する実証分析
図表 5

上場維持・上場廃止の決定要因⑴⑵

1 上場維持 2 上場廃止

1 上場維持 2 上場廃止

1 上場維持⑶
2 上場廃止1 上場維持 2 上場廃止⑷

過剰投資の抑制
手元流動性総資産比率×トービンの q1未満ダミー

0.332－1.5280.390－1.530－1.045－1.168－1.036－1.158（1.173）（1.039）（1.138）（1.039）（1.100）（1.050）（1.073）（1.051）－0.060－0.285＊＊－0.065－0.284＊＊－0.038－0.267＊＊－0.041－0.266＊＊（0.047）（0.118）（0.048）（0.118）（0.055）（0.107）（0.056）（0.107）

アンダーバリュエーションの解消
株価純資産倍率
倒産リスクと企業再生
インタレストカバレッジレシオ 1 未満ダミー

1.778＊＊＊ －0.370（0.273）（0.396）－0.002（0.003）1.790＊＊＊ －0.364（0.273）（0.395）2.042＊＊＊ －0.536（0.270）（0.426）－0.001－0.002－0.001（0.003）（0.003）（0.003）2.062＊＊＊ －0.532（0.271）（0.426）

従業員からの富の移転
従業員一人当売上高
従業員一人当人件費

0.067－0.0140.041－0.011（0.042）（0.058）（0.043）（0.057）

インセンティブ・リアライメント
役員持株比率－2.754＊＊＊ －2.955＊＊＊ －2.494＊＊＊ －2.955＊＊＊ －2.530＊＊－3.049＊＊＊ －2.395＊＊－3.043＊＊＊（1.003）（0.989）（0.825）（0.812）39.908＊＊＊

11.771（0.811）（0.967）（0.798）（0.963）

負債の節税効果
負債総資産比率

3.560＊＊＊ －0.726（0.767）（0.537）3.550＊＊＊ －0.751（0.762）（0.545）

支払利息売上高比率（8.273） （15.802）

38.210＊＊＊ 11.910（8.467） （15.782）

上場維持コストの削減
新興株式市場上場ダミー

0.081（0.288）

総資産（対数値）

0.896＊＊＊（0.322）0.892＊＊＊

0.086（0.282）（0.321）0.079（0.297）0.853＊＊＊（0.319）0.079（0.290）0.847＊＊＊（0.318）－0.363＊＊＊0.072－0.362＊＊＊0.066－0.275＊＊0.028－0.276＊＊0.019（0.128）（0.076）（0.120）（0.073）（0.121）（0.076）（0.112）（0.074）－0.269－0.192－0.253－0.186－0.447＊－0.130－0.443＊－0.120（0.245）（0.230）（0.245）（0.229）（0.239）（0.226）（0.238）（0.225）

コントロール変数
製造業ダミー
社齢（対数値）－0.667＊＊＊ －0.707＊＊＊ －0.647＊＊＊ －0.704＊＊＊ －0.584＊＊＊ －0.724＊＊＊ －0.567＊＊＊ －0.719＊＊＊定数項－17.186＊＊＊ －4.439＊＊＊ －17.340＊＊＊ －4.377＊＊＊ －16.304＊＊＊ －4.467＊＊＊ －16.375＊＊＊ －4.401＊＊＊（0.125）（0.114）（0.125）（0.114）（0.138）（0.110）（0.138）（0.110）（1.588）（1.327）（1.514）（1.301）（1.415）（1.306）（1.344）（1.280）サンプルサイズ64,30664,30664,30664,30664,30664,30664,30664,306疑似対数尤度

－1116

－1116

－1115

－1115

－1129

－1129

－1128

－1128

疑似決定係数

0.148

0.148

0.148

0.148

0.138

0.138

0.138

0.138

（注） 1 ） 括弧内は，企業レベルでクラスタ修正された標準誤差。
2 ） ＊，＊＊，＊＊＊はそれぞれ有意水準10％， 5 ％， 1 ％で有意であることを表す。

ルの推計結果は，図表 5 にまとめられている。

化によりアンダーバリュエーションやそれに伴上述のファンドのターゲット選択に関するロ

い発生するコストの削減がより行われるためとジットモデルの結果同様，過剰投資の抑制に関考えられる。

する仮説 1 は，支持されなかった。アンダーバ

倒産リスクに関する仮説 3 に関しては，倒産

リュエーションの解消に関する仮説 2 に関してリスクが上場維持の可能性を高める一方，上場は，株式市場における過小評価は，上場維持の廃止の意思決定には影響を与えないという結果

選択には影響を与えないが，上場廃止の選択のとなった。バイアウト・ファンドは倒産リスク

可能性を高めることが明らかとなった。非上場が高い企業に対しては投資規模を抑えている可52

証券経済研究

能性があり，その意味では Opler and Titman［1993］の結果に整合的であると考えられる。

第112号（2020.12）

3．海外ファンド・国内ファンドの選択

従業員からの富の移転に関する仮説 4 について

海外ファンド（Out-In）
・国内ファンド（In-は，いずれの変数も非有意であり，上場維持，In）の選択に関する多項ロジットモデルの推計

上場廃止いずれの場合も買収前に過剰雇用・過結果は，図表 6 にまとめられている。まず，国剰賃金を抱えている企業をターゲットとしてい内ファンドのターゲット選択の決定要因についる事実は確認されなかった。

て確認する。推計結果は，バイアウト・ファン

インセンティブ・リアライメントに関する仮

ドのターゲット選択に関するロジットモデルの説 5 については，上場維持，上場廃止の両者にものとほぼ同様であった。国内ファンドには倒対して有意に負となっており，いずれのケース

産リスクが高く，役員持株比率が低い企業を買においてもバイアウト・ファンドはインセン収する傾向が見られる。アンダーバリュエー

ティブ・リアライメントによる企業価値の向上

ションの解消仮説に関する株価純資産倍率と従を目指していると考えられる。負債の節税効果

業員からの富の移転仮説に関する従業員一人当に関する仮説 6 については，負債総資産比率とたり売上高は，いくつかのモデルにおいて，仮支払利息売上高比率の係数は，上場維持の選択説の予想通りの符号で，統計的に有意となったに対してのみ有意に正となった。これはファン

が，いずれも10％水準であり，それらの仮説がドのターゲット選択に関するロジットモデルに

ロバストに支持されたとは言い難い。

おける結果と同様，それらの変数が倒産リスク

次に，海外ファンドのターゲット選択についを代理している可能性が考えられる。これは上て確認する。仮説の予想通りの符号で統計的に述の倒産リスクに関する結果を補強するものと有意となった変数は，役員持株比率である。海考えられる。

外ファンドは，国内ファンドと同様に，インセ

上場維持コストの削減に関する仮説 7 についンティブ・リアライメントによる企業価値の向ては，新興株式市場上場ダミーは，上場廃止に上を目指していると考えられる。過剰投資の抑おいてのみ有意水準 1 ％で正となっており，他

制仮説に関する手元流動性総資産比率×トー

方総資産の対数に関しては上場維持においてのビンの q1未満ダミーは，仮説の予想に反し，み有意に負となっている。上場維持の選択にお負に有意となった13））。倒産リスクと企業再生

いても上場維持コストの削減を動機とする仮説

仮説に関するインタレストカバレッジレシオ 1の予想する符号が得られたが，少なくとも上場

未満ダミーと従業員からの富の移転仮説に関す

廃止の選択に対して上場維持コストがある程度る従業員一人当たり人件費は，いくつかのモデ影響を及ぼしていると解釈することができると

ルで仮説の予想通りの符号となっているが，ロ思われる。コントロール変数である社齢の対数

バストな結果とは言い難い。推計サンプルにお値はいずれの選択に対しても有意に負の係数をける海外ファンドによるバイアウト案件は38件取っており，バイアウト・ファンドは若い企業のみであり，件数が増加することでより正確なをターゲットとしていることが示された。

検証ができる可能性がある。
インセンティブ・リアライメントによる企業

53

バイアウト・ファンドのターゲット選択に関する実証分析
図表 6

Out-In・In-In の決定要因⑴
1 In-In⑵
2 Out-In⑶

1 In-In

2 Out-In

1 In-In⑷
2 Out-In

1 In-In

2 Out-In

過剰投資の抑制－5.474＊＊＊ －0.067－5.244＊＊＊ －0.563－5.223＊＊＊ －0.534－5.114＊＊＊（0.891）（1.979）（0.875）（1.915）（0.835）（1.939）（0.825）（1.885）－0.119＊－0.038－0.123＊－0.045－0.117－0.042－0.120－0.046（0.067）（0.071）（0.068）（0.072）（0.074）（0.073）（0.074）（0.075）手元流動性総資産比率×トービンの q1未満ダミー －0.081
アンダーバリュエーションの解消
株価純資産倍率
倒産リスクと企業再生
インタレストカバレッジレシオ 1 未満ダミー

1.256＊＊＊（0.205）0.772＊（0.421）1.292＊＊＊（0.203）0.742＊（0.430）1.332＊＊＊（0.215）0.623（0.466）1.360＊＊＊（0.215）0.629（0.472）

従業員からの富の移転
従業員一人当売上高－0.005＊0.002－0.005＊0.002（0.003）（0.003）（0.003）（0.003）

従業員一人当人件費

0.014

0.108＊－0.001

0.083（0.043）（0.059）（0.044）（0.058）

インセンティブ・リアライメント
役員持株比率－2.528＊＊＊ －3.757＊＊－2.363＊＊＊ －3.576＊＊－2.396＊＊＊ －3.727＊＊－2.298＊＊＊ －3.627＊＊（0.771）（0.751）（0.765）（1.749）（0.745）28.808＊＊＊44.101＊＊＊（1.733）（1.687）（1.725）

負債の節税効果
負債総資産比率

1.710＊＊＊（0.517）1.361（0.849）1.667＊＊＊（0.516）1.475＊（0.879）

支払利息売上高比率（8.193） （13.714）

28.624＊＊＊ 41.294＊＊＊（8.264） （14.042）

コントロール変数
総資産（対数値）
製造業ダミー
社齢（対数値）－0.248＊＊＊ －0.049－0.275＊＊＊ －0.027－0.208＊＊＊ －0.055－0.236＊＊＊ －0.028（0.072）（0.095）（0.070）（0.086）（0.069）（0.090）（0.067）（0.083）－0.343＊－0.132－0.336＊－0.110－0.419＊＊－0.131－0.410＊＊－0.149（0.202）（0.350）（0.202）（0.353）（0.200）（0.339）（0.200）（0.333）－0.710＊＊＊ －0.743＊＊＊ －0.685＊＊＊ －0.751＊＊＊ －0.677＊＊＊ －0.728＊＊＊ －0.653＊＊＊ －0.726＊＊＊（0.093）（0.154）－2.092＊＊－4.390＊＊＊ －1.946＊＊－4.759＊＊＊ －1.755＊－3.922＊＊＊ －1.601＊－4.226＊＊＊（0.944）（1.264）（0.939）（1.221）（0.898）（1.249）（0.900）（1.197）

サンプルサイズ54,55954,55954,55954,55954,55954,55954,55954,559疑似対数尤度

－1032

－1032

－1034

－1034

－1032

－1032

－1034

－1034

疑似決定係数

0.121

0.121

0.120

0.120

0.121

0.121

0.120

0.120

定数項

（0.092）（0.155）（0.098）（0.159）（0.097）（0.159）（注） 1 ） 括弧内は，企業レベルでクラスタ修正された標準誤差。
2 ） ＊，＊＊，＊＊＊はそれぞれ有意水準10％， 5 ％， 1 ％で有意であることを表す。

価値の向上を目指している点は海外ファンド，

Ⅴ．結論

国内ファンドで共通しているが，国内ファンドの方が倒産リスクの高い企業を選択する傾向が見られる。企業規模に関しても In-In では有意

近年，世界的にバイアウト・ファンドの活動に負となっているが，Out-In では非有意であが増加しているが，本稿ではバイアウト・ファ

り，海外ファンドの方がより保守的な選択をしンドの行動を明らかにするため，ファンドのている可能性がある。

ターゲット選択およびその形態の決定要因に関する仮説を，可能な限り包括的に立てて検証した。
まず，バイアウト・ファンドのターゲット選

54

証券経済研究第112号（2020.12）

択に関するロジットモデルの推計結果から，あり，倒産リスクが高く，役員持株比率が低い

ファンドは倒産リスクの高い企業をターゲット

企業をターゲットとして選択していることが明としていることが示された。倒産リスクの高いらかとなった。海外ファンドのターゲット選択

企 業 を 買 収 し，“operational engineering” にに関しては，役員持株比率が有意に負であり，

よってパフォーマンスの改善を目指していると海外ファンドはインセンティブ・リアライメン

考えられる。また，ファンドは経営陣の持分がトによる企業価値の向上を目的にターゲットを

小さくエージェンシー・コストの発生している

選択していることが明らかとなった。インセンと考えられる企業を買収していることが明らか

ティブ・リアライメントによる企業価値の向上となった。インセンティブ・リアライメントにを目指している点は海外ファンド，国内ファン

より企業価値の向上を図っていると推測されドで共通しているが，国内ファンドの方が倒産る。その他，規模の小さい企業，若い企業ほどリスクの高い企業を選択する傾向が見られ，企ファンドのターゲットとなる傾向が見られた。

業規模に関しても In-In では有意に負となって次に，バイアウト・ファンドの買収におけるいるが，Out-In では非有意であり，海外ファ上場維持と上場廃止の選択に関する多項ロジッ

ンドの方がより保守的な選択をしている可能性

トモデルの推計から，株式市場における過小評が示された。ただし，推計サンプルにおいて海価は，上場維持の選択には影響を与えないが，外ファンドの案件は少ないため，件数を十分確

上場廃止の選択の可能性を高めることが明らか保してからの再推計が望まれる。

となった。非上場化によりアンダーバリュエー

最後に，今後の研究課題について述べる。本ションやそれに伴い発生するコストの削減がよ

分析では，バイアウト・ファンドの特性としり行われるためと考えられる。倒産リスクに関て，海外ファンドか国内ファンドかのみを考慮

しては，倒産リスクが上場維持の可能性を高めした。しかし，ファンドの国籍を問わず，ファる一方，上場廃止の意思決定には影響を与えなンド間で，これまでの経験，得意とする分野・いという結果となった。倒産リスクが高い企業

地域，投資先企業への関与の程度は異なる。そに対しては投資規模を抑えている可能性があのようなファンドの異質性を変数として追加しる。また，上場維持，上場廃止のいずれのケーた上で分析を行うことが望まれる。

スにおいてもファンドはインセンティブ・リア
ライメントによる企業価値の向上を目指してい注1） バイアウト・ファンドは，主に未上場企業や上場企業るという結果が得られた。その他に，上場廃止の過半数の株式を取得し，企業価値の向上によりキャピの選択に対して上場維持コストの削減を目指

データ提供元のレコフデータの定義に従い，バイアウト

タルゲインを目指すファンドである。本研究では，使用し，上場廃止の選択をしている可能性が示されは買収により経営権を取得する行為のことを指し，バイ

た。

資金やファンドを利用して投資を行い，株式の売却や公海外ファンド（Out-In）
・国内ファンド（InIn）の選択に関する多項ロジットモデルの推計結果から，国内ファンドのターゲット選択の決定要因は，ロジットモデルのものとほぼ同様で

アウト・ファンドはそのようなバイアウトを行う，自己開により資金回収を図る投資会社と定義する。買収の判
断は，50％超の株式取得，50％以下の場合は実質支配力基準によりなされている。
2）「投資ファンド拡大

頭打ち」『日本経済新聞』2020年

1 月16日。なお，同記事におけるファンドにはバイアウ
ト・ファンド以外の種類のファンドも含まれている。

55

バイアウト・ファンドのターゲット選択に関する実証分析3）「国内ファンド

参最高に迫る」『日本経済新聞』2020年

3 月12日。同記事においてもファンドとは上記脚注 2 と

考

文

献

同様の扱いだと思われる。
4） 同上。
5） アクティビストやヘッジファンドのターゲット企業の川本真哉［2019］「非公開化型 MBO の異質性に関す特徴，あるいはバイアウト・ファンドによる買収後のパる実証分析：動機・買収プレミアム・エグジッ

フォーマンスに関する検証は国内外の研究において蓄積ト」『証券経済研究』第107号，63-81頁

されているが，バイアウト・ファンドの投資先選択に関する実証分析は多くはない。
6） ステークホルダーから買収者への富の移転として，既存債権者やサプライヤーからの経路も想定できるが，変数化が難しいため，今回の分析では見送った。
7） 後述の，海外ファンド（Out-In）・国内ファンド（InIn）の選択に関する多項ロジットモデルの推計について
は，海外ファンドによる国内上場企業の買収が見られるようになった2002年度決算期以降をサンプル期間とする。
8） 複数回買収されたケースが18件あり，それらのケースでは最初のケースのみを分析対象とした。

齋藤隆志・河西卓弥・川本真哉［2017］「日本企業の非公開化型 MBO に関する実証分析」宮島英昭
編『企業統治と成長戦略』東洋経済新報社，
191-224頁
胥鵬［2011］「日本における経営権市場の形成：バイ
アウトを中心として」宮島英昭編『日本の企業
統治』東洋経済新報社，151-177頁

9） Sudarsanam et al.［2011］同様，同業種の売上高が最

野瀬義明・伊藤彰敏［2009］「バイアウト・ファンド

も近い企業をコントロールサンプルとした推計も行ったによる買収のインパクトに関する分析」『現代が，全上場企業をサンプルとした推計と同様の結果を得た。
10） 非バイアウト・サンプルは，バイアウト・サンプル以外の上場企業（金融業，証券業，保険業，その他金融業に属する企業を除く）である。非バイアウト・サンプルの中には，バイアウト・ファンドが買収を試みたが，経営権の獲得に至らなかったものも含まれている。
11） 上述のように，推計サンプルは同じ企業についても年度ごとに別の企業として扱うプールド・クロスセクショ
ンデータであり，バイアウトされた企業は以後サンプルから外れる。そのため，バイアウト・サンプルの方が社
齢が若く出やすくなっている。
12） 表掲していないが，手元流動性総資産比率に関しては，
平均値は Out-In，In-In でそれぞれ0.249，0.247と統計的に有意な差はない。しかし，トービンの q1未満ダミーにファイナス』No.26，49-66頁
野瀬義明・伊藤彰敏［2011］「株式非公開化の決定要
因」『証券経済学会年報』第46号，39-55頁
光定洋介・白木信一郎［2006］『投資ファンドのすべて：投資信託，バイアウト，ヘッジファンドなどの全容』金融財政事情研究会
Bharath, S. T. and A. K. Dittmar［2010］“Why Do
Firms Use Private Equity to Opt Out of PublicMarkets?,” Review of Financial Studies, Vol.23,
pp.1771-1818.

関しては，0.263，0.421と，有意水準10％ではあるが（平Canyon, M., S. Girma, S. Thompson and P. Wright

均値の差の検定（t 検定）），Out-In サンプルの方がトー［2001］“Do Hostile Mergers Destroy Jobs?,”

ビンの q が低い企業が少ないため，手元流動性総資産比率×トービンの q1未満ダミーは In-In の方が大きくなっていると考えられる。
13） これは，海外ファンドが手元流動性の少ない企業をターゲットとしているというより，比較的成長性の低い

Journal of Economic Behavior & Organization,
Vol.45, pp.427-440.
Gokhale, J., E. Groshen and D. Neumark［1995］“Do

企業を避けた結果という可能性がある。表掲していない

Hostile Takeovers Reduce Extramarginal Wage

が，Out-In サンプルの手元流動性総資産比率の平均値はPayments?,” Review of Economics and Statistics,

0.249，非バイアウト・サンプルの平均値は0.258で，統計的に有意な差はない。他方，トービンの q1未満ダミーに関しては，Out-In サンプルの平均値は0.263，非バイア
ウト・サンプルの平均値は0.521で，平均値の差の検定（t検定）によると有意水準 1 ％の差が見られる。

Vol.77, pp.470-485.
Halpern, P., R. Kieschnick and W. Rotenberg［1999］“On the Heterogeneity of Leveraged Going Pri�vate Transactions,” Review of Financial Studies,
Vol.12, pp.281-309.
Jensen, M. C.［1986］“Agency Costs of Free CashFlow, Corporate Finance and Takeovers,”

56

証券経済研究第112号（2020.12）

American Economic Review, Vol.76, pp.323-329.

“Why do Public Firms Go Private in the UK?

Kaplan, S.［1989a］“The Effects of Management

The Impact of Private Equity Investors, Incen�

Buyouts on Operating Performance and Value,”

tive Realignment and Undervaluation,” Journal

Journal of Financial Economics, Vol.24, pp.217254.

of Corporate Finance, Vol.13, pp.591-628.
Sudarsanam, S., M. Wright and J. Huang［2011］

Kaplan, S.［1989b］“Management Buyouts: Evidence“Target Bankruptcy Risk and Its Impact onof Taxes as a Source of Value,” Journal of Fi-

Going Private Buyout Performance and Exit,”

nance, Vol.44, pp.611-632.

Corporate Governance: An International Jour-

Kaplan, S. and P. Strömberg［2009］“Leveraged
Buyouts and Private Equity,” Journal of Economic Perspectives, Vol.23, pp.121-146.

nal, Vol.19. pp.240-258.
Shleifer, A. and C. H. Summers［1988］“Breach of
Trust in Hostile Takeovers,” in A. J. Auerbach

Kieschnick, R. L.［1998］ “Free Cash Flow anded., Corporate Takeovers: Causes and Conse-

Stockholder Gains in Going Private Transac�

quences, Chicago, IL: University of Chicago

tions Revisited,” Journal of Business Financeand Accounting, Vol.25, pp.187-202.

Press.
Smith, A.［1990］“Corporate Ownership Structure

Lehn, K. and A. Poulsen［1989］“Free Cash Flowand Performance: The Case of Management

and Stockholder Gains in Going Private Trans�

Buy-outs,” Journal of Financial Economics,

actions,” Journal of Finance, Vol.44, pp.771-787.

Vol.27, pp.143-164.

Martinez, I. and S. Serve�������������������������
［������������������������
2011］“The Delisting De�

Thomsen, S. and F. Vinten［2014］“Delistings andcision: The Case of Buyout Offer with Squeeze-

the Costs of Governance: A Study of European

out（BOSO）,” International Review of Law andStock Exchanges 1996-2004,” Journal of Man-

Economics, Vol.31, pp.229-239.

agement & Governance, Vol.18, pp.793-833.

Mehran, H. and S. Peristiani�����������������������
［����������������������
2010］“Financial Visi�Weir, C., D. Laing and M. Wright�����������������
［����������������
2005］“Underval�

bility and the Decision to Go Private,” Review

uation, Private Information, Agency Costs andof Financial Studies, Vol.23, pp.519-547.

the Decision to Go Private,” Applied Financial

Opler, T. and S. Titman［1993］“The Determinantsof Leveraged Buyout Activity: Free Cash Flow
vs. Financial Distress Costs,” Journal of Finance,
Vol.48, pp.1985-1999.

Economics, Vol.15, pp.947-961.

河西卓弥（熊本県立大学総合管理学部
准教授）
川本真哉（南山大学経済学部准教授）

Renneboog, L., T. Simons and M. Wright［2007］57