2013-30
日本の第三者割当増資に関する実証分析鈴木健嗣

日本の第三者割当増資に関する実証分析†

鈴木健嗣
神戸大学大学院経営学研究科
suzukatsu@b.kobe-u.ac.jp

要旨
近年，第三者割当増資が急増した背景には，さまざまなタイプの投資家の引受けや中小規模企業による発行の増加がある．本稿は，こうした背景に注目し，発表時の株式市場の反応，引受投資家の要求するディスカウント率，発行後の長期パフォーマンス，引受先の売却行動について検証した．本稿の主な結果から，①ディスカウント率は正であるが，経営者や関連企業，銀行が引受ける場合はより低く，ヘッジファンドが引受ける場合にはより高いこと．また，ヘッジファンドの割当比率と逆 U 字関係にあること．②発表時の株価
リターンは正であるが，ヘッジファンド，株式持合い先が引受ける場合は低く，事業関連会社が引受ける場合はより高いこと．また，ヘッジファンドの割当比率と U 字関係にある
こと，③長期パフォーマンスについては，ヘッジファンドが引受先の場合には有意に負であるのに対し，経営者，既存株主，取引先，事業関連企業，株式持合い，銀行が引受ける
場合には有意な株価下落はみられないこと，また，ヘッジファンドのパフォーマンスは役
員派遣が行われ割当比率が高い時には負の長期パフォーマンスはみられなかった．④割当
後の株式売却について，ヘッジファンドが最も多く売却していることがわかった．これらの結果から，ヘッジファンドは，過大評価された株価のときに第三者割当増資を引き受け，高いディスカウントを要求し，発表時の株価リターンの正の反応は弱く，過大な株価のう
ちに売却するというラストリゾート仮説及び，多くの割当を引受けたのち役員を派遣し企
業価値を上げるモニタリング仮説が支持している．また，部分的にではあるが経営陣や事業関連企業，銀行における保証仮説や持合いによるエントレンチメント仮説が支持された．

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本稿は，阿萬弘行先生，井上光太郎先生，内田交謹先生，岡田克彦先生，加藤英明先生，コリン・マッ
ケンジー先生，白須洋子先生，保田隆明先生，安田行宏先生，柳瀬典由先生，山本達司先生及び慶応大学，
東京経済大学，名古屋大学のセミナー参加者，日本経営財務研究学会西日本部会の参加者よりコメントをいただいた．本稿は文部科学研究費補助金（若手研究（B) 23730350），および日本証券奨学財団研究助成
金から研究助成をいただいている．感謝申し上げたい．

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はじめに
近年の第三者割当増資は，90 年代以前と比べ大きな変化がみられる．90 年代以前の第三者割当増資は関係の深い系列企業や銀行等が主な引受先であったのに対し，2000 年代に入ると投資ファンドなど多様な投資家が引受先として参加し，中小規模企業が中心に利用するようになった．資金調達規模も 80 年代の 7,400 億円規模からであったのが 2000 年代には
約 6.5 兆円と急増している1,2．こうした変化に伴い第三者割当増資に関連した様々な問題が顕在化し，社会的にも大きな関心が寄せられている3．2000 年代特有にみられる第三者割当増資の実態とその影響を検証することは，学界，実務界において必要性が高いといえる．
本稿の目的は， 2000 年代の第三者割当増資について，主に多様な引受先や日本の制度的側面に注目し，その影響を第三者割当増資のさまざまな面（発表時の株式市場の反応，引受投資家の要求するディスカウント率，発行後の長期株価・営業パフォーマンス，引受先の売却行動）から検証することにある．
引受先に着目した第三者割当増資の代表的な研究として，Hertzel and Smith(1993)，
Krishnamurthy et al., (2005) Wruck and Wu (2009)，Barclay et al. (2007)等がある．Hertzel andSmith(1993)や Krishnamurthy et al., (2005)は，投資家と企業間に投資時点における情報格差の問題が第三者割当増資に及ぼす影響について説明している．彼らは，情報優位な投資家が引受けることで，市場は株価の過小評価のシグナルとして受け取り，情報生産コストが低いため要求するディスカウント率が低くなると説明している．Wruck and Wu (2009)，Barclay
et al. (2007)は，投資後の引受先の経営関与行動が第三者割当増資に及ぼす影響について着目している．積極関与する投資家はモニタリング費用が高いためディスカウント率が高く，市場ではこうした投資家の参加をモニタリングが改善するシグナルと受け取っていると説明している．
しかし，情報優位な投資家や投資後の積極的な経営関与を行う投資家であってもそのタ
イプによって企業価値に及ぼす影響は異なる可能性があるだろう．例えば，取引先が引受先の場合，情報優位者であっても割安だから引受けるというよりは自社の取引条件が有利になるメリットが大きいから引受けているかもしれない．また，積極的な経営関与においても，銀行は株主の利益を高めるというよりは債権者としての利益を高める経営関与を行う可能性が指摘されている．ヘッジファンドなどは，モニタリングの役割を果たすことが1

銀行を除く企業の普通株式の第三者割当増資においては 90 年代と比べても倍増している．
90 年代以前の第三者割当増資の特徴については鈴木(2013)を参照．
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2000 年代には特に新興市場を中心として，大規模な発行により支配関係を変動させ，既存株主の利益を毀損する取引が横行した（例えば 2007 年 12 月 17 日朝刊参照）．この問題に対応すべく，2009 年 7 月 30
日東京証券取引所は『「2008 年度上場制度整備の対応について」に基づく有価証券上場規程等の一部改正について』を発表した．主な内容は以下の 3 点である．①希釈化率が 300％を超えるとき，株主の利益を侵害するおそれが少ないと認められる場合を除き上場廃止，②支配株主が異動し、３年以内に支配株主との取引の健全性が著しく棄損された場合，株主の利益を侵害する恐れが大きいと認められる時は上場廃止，③希釈化率が 25％以上となるとき，又は支配株主が異動することになるときは，原則として独立した第三者委員会等からの客観的な意見の入手，または株主総会の決議など株主の意思確認を求める．
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言われている一方で，グリーンメーラーとして短期的に売り抜けることも言われている4．
本稿は，引受先についてヘッジファンド，経営陣，既存株主，取引先，事業関連会社，持合い，銀行に分類し，引受ける株主独自の影響を検証していく5．第三者割当増資は，新たな株主としてもしくは既存株主の持ち株比率増加のイベントとして考えることもできる．
引受先を株主のタイプごとに分類することで，株主タイプと企業価値の関係の研究にも示唆を与えることができるだろう．
日本独自の制度的な違いも，既存理論や日本の制度設計に対して示唆をもたらすだろう．
米国の第三者割当増資（Private equity placement）は，割当後一定期間保有する義務が生じる
6．しかし，日本にはこうした保有義務は存在しない7．既存の理論研究においては，割当先が長期保有することで，第三者割当増資は割安というシグナルの効果やモラルハザード問
題の緩和が生じる．短期売買規制が無い状況下で，既存研究で指摘されてきた理論仮説は同様に支持されるのか検証することができる．日本の第三者割当増資は，再販規制のないという点では米国の伝統的な PIPE (A traditional private investment in public equity)と近い性格といえる8．米国の PIPE は，適格投資家を対象に販売が可能で，20％以上の株式割当を行う
際には株主総会決議が必要となる9．日本の第三者割当増資は適格投資家に関わらず販売可
能で，25％を超える割当が数多くみられている10．こうした 25％を超える割当が不特定の割
当先に行われた場合にどのような影響を及ぼしていたのか，本稿の結果は米国の制度や日本の制度変更に対しても示唆を与えることができるだろう．
本稿の主な結果は以下の通りである．全体的にはディスカウント率や発表時の株価リターンは正であり，長期株価パフォーマンスは負であることがわかった．ディスカウント率
や発表時の株価リターンの結果は，日本の Kato and Schallheim (1993) ，阿萬(2003)，福田ブルドックソースがスティールパートナーズからの TOB に対抗するために行った新株予約権発行の差し止め訴訟の際，濫用的買収者と認定を受け抗告を棄却されている．
5 Kato and Schallheim (1993)は 70・80 年代の特徴といえる系列による引受け，阿萬(2003)はバブル崩壊後の90 年代の銀行の引受けについて，その年代に特徴的な引受先の分類を行い検証している．しかし，2000 年
代，日本で急増した急増した投資ファンドや持合い，経営陣，既存株主，取引先，事業関連企業の影響などは検証されていない．Kato and Schallheim (1993)が利用していた『系列総覧』（東洋経済社）は，2000 年以降利用できないため，系列での分類はできなかった．
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米国の第三者割当増資は発行時に同時に登録がなされない．登録までの期間は再販することができない（Rule 144）．再販制限期間は 12 ヵ月であったが 2008 年 4 月 15 日以降 6 ヶ月に緩和された．
7 日本では 2009 年 12 月に内閣府令第２号様式（23－3）の項目として長期保有方針の公表が項目に加えられた．しかし，この公表方針に対する罰則規定は無い．
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PIPE は通常，連邦証券法（Securities Act）における 4.2 項（Section 4(2)）における，公募増資からの適用
除外規定の対象となる．公募増資ではないため，発行登録に必要な情報開示やロードショーといった情報公開をせずに発行できる．実際，連邦証券法には公募についての条項が定義されていないが，SEC の Rule 506（Section 4(2)の除外対象（Safe harbor））をもとに適用されている．PIPE は Rule 506 に従っているならば，
Section 4(2)の除外条件として考えることができる．割当先が適格投資家と 35 非適格投資家である場合に，4.2 項の除外対象となる．私募の場合，短期売買は通常できない．しかし，PIPE においては発行企業が PIPE
発行後，転売のための届出を SEC に行い，届出の効力発生（2 週間ほど）を待って割当先が割当株の売買できるようになる．
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ニューヨーク証券取引所 Rule 312.03(c)，ナスダック証券取引所 Rule 5635 を参照．
10 東京証券取引所は 2009 年 8 月 24 日に 25％以上の割当には第三者の適正意見を加えること，もしくは株主総会決議が必要となる東京証券取引所ルールを設けた．
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(2010)，保田(2011a)，欧米の Hertzel and Smith (1993), Krishnamurthy et al. (2005), Wruck and Wu(2009)，Barclay et al. (2007)らの結果と整合的な結果といえる．長期パフォーマンスに関しては，欧米の Krishnamurthy et al., (2005), Wruck and Wu (2009), Barclay et al. (2007)らと整合的であったが，長期株価パフォーマンスは非負と主張する日本の保田(2011b)とは異なる結果が得られた．保田(2011b)の結果との違いは，保田(2011b)が投資ファンドの引受や中小規模企業の増資をサンプルに加えていないことに起因すると考えられる．
次に，引受先別の結果について説明する．ヘッジファンドが引受を行う場合，他の第三者割当増資と比べ企業規模は小さく，収益性が低いことがわかった．ヘッジファンドが引き受けた企業の長期株価パフォーマンスは悪く，ディスカウントは高く，発表時の株価リ
ターンの正の反応は弱く，引受後すぐに売却することがわかった．これは，ヘッジファン
ドは株が割高な状態時に高いディスカウント率で引受け，割高な時期に売り抜けるという投資手法を用いているというラストリゾート仮説と整合的な結果と言える．こうしたヘッジファンドの行動は，Brophy et al. (2009)が指摘する米国 PIPE 市場におけるヘッジファンド
行動と同様である．しかしながら，割当比率が 25％を上回るにつれ，発表時の株価リター
ンやディスカウント率は高くなり，長期パフォーマンスは負にならないことがわかった．
25％以上の割当時に長期パフォーマンスが上昇するのは役員を派遣した時であり，役員を派遣していない場合，長期パフォーマンスは負となることがわかった．こうした結果は，持ち株比率が高いほどモニタリング効果が高まるという Shleifer and Vishny(1986)や役員派
遣等を通じてヘッジファンドが効果的なモニタリングを行うという Brav et al. (2006),
Clifford (2008), Klein and Zur(2009)らのモニタリング仮説と整合的な結果と言える．
経営陣が引受ける場合，発表時の株価リターンは高く，ディスカウント率が低く，長期
パフォーマンスは非負であることがわかった．この結果は Hertzel and Smith(1993)らの主張している保証仮説と整合的である．米国の経営陣への割当ての影響を検証した Barclay et al.
(2007)の平均 24.2％のディスカウント率と比べ，本稿のディスカウント率の結果は 3.44％と大きく下回る結果といえる．この結果は，日本の経営者は，米国の経営者より第三者割当
増資時に有利な価格で発行しがちではないという考えと整合的である．事業関連企業が引受先の場合，ディスカウント率は低く，発表時の株価反応は高く，長期株価パフォーマンスは非負であった．こうした結果は，保証仮説や M&A を通じたシナジー仮説と整合的な結果といえる．株式持合いのための第三者割当増資は，発表時の株価リターンが他の引受先と比べ低いが，長期パフォーマンスやディスカウント率は他と大きな違いはみられなかった．発表日リターンは他の引受先と比べ低く，互いに持合いを行うため有利な価格での発行を行わない可能性があるため，エントレンチメント効果が反映した可能性がある．しかし，長期パフォーマンスが悪化していないことから，必ずしもエントレンチ効果が高いわけではないことが考えられる．
検証結果における制度的な示唆としては，長期保有が義務付けされていなくとも，企業との関係が長期間にわたる経営陣や事業関連会社などにおいて保証効果が存在しているこ
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とがわかった．これは，短期売買を行うことによる名声の失墜の可能性が高い引受先ほど，引受時のコミットメントとなっている可能性がある．その一方，ヘッジファンドは割当後半年以内に売却する確率が高く，事前に中長期保有を表明していても売却確率が高いことがわかった．こうした結果は，2009 年 12 月に内閣府令第２号様式（23－3）の項目として
長期保有方針の公表が義務付けられても，罰則規定は無いため機能していない可能性が高いことが示唆されている．また，ヘッジファンドの割当において，25％以上の割当でも役員を派遣する割当であれば企業価値を高める効果があるが，派遣しない割当では投資後の企業価値が著しく低下することがわかった．こうした結果から，25％を規制は，著しく過大評価された価格での大量発行を未然に防ぐ効果がある一方で，モニタリング効果を伴った企業価値に有益な出資を妨げている可能性を示唆している．
本稿の構成は以下のとおりである．次節で既存研究について，第 3 節で本稿の仮説について説明する．第 4 節で，データについて説明し，第 5 節で実証分析を行う．そして，第 6
節で本稿の結論を述べる．
2. 既存研究2.1. 保証効果
Myers and Majluf (1984)は，公募による株式発行と経営者・投資家間の情報格差との関係について説明している．経営者と投資家間に情報格差が存在する場合，既存株主の利益を最大化する経営者は，株価が過大評価されているときに公募増資を行い，過小評価されているときに公募増資は行わない．結果として，公募増資の発表は，経営者が自社の株価が過大評価と認識しているというシグナルを市場に送る（発表時の株価反応は負）．そのため，
現在の株価が過小評価されている企業は，公募増資を行うことができず，有望な投資機会へ投資を行うことができない（過小投資問題）．
Hertzel and Smith(1993)は，Myers and Majluf (1984)の過小投資問題を緩和するメカニズムとして第三者割当増資が機能しており，第三者割当増資の発表時の株価反応，ディスカウン
ト率の決定要因は公募増資とは異なっていると説明している．発表時の株価反応について，
特定の投資家がコストをかけ情報生産・新株引受けを行うことで，市場に対し現在の株価は過小評価されているというポジティブなシグナルを送ると説明している．つまり，情報
優位な投資家は過小評価されているときのみ購入するため，情報優位な投資家が株式を購入することで株価は割安であると保証する効果がある．また，彼らは引受先の投資家による情報生産コストを補償するためにディスカウント率が用いられていると指摘している．
したがって，情報生産コストが高い企業（情報格差が深刻な企業）ほどディスカウント率が高いことが予想される．
保証効果に関して多くの実証研究が行われている．Hertzel and Smith (1993)は，発行企業と投資家間の情報格差が大きいほど，アナウンスメントリターン，ディスカウント率が高いことを明らかにした．Krishnamurthy et al. (2005)は，引受る投資家を発行企業と関連のあ5

る投資家（Affiliated investor）と関連の無い投資家に分類し，発表時の株価リターンと長期
株価パフォーマンスについて検証した11．発表時の株価リターンは関連・無関連いずれも正で有意なインパクトがみられたが，関連投資家への割当の方がより強い正の反応がみられた．長期株価パフォーマンスにおいては，無関連な投資家が引受けた企業にのみ有意なア
ンダーパフォーマンスがみられた．さらに，関連のある投資家に割り当てた場合，ディス
カウント率が低下することを報告している．この結果は，関連のある投資家は情報優位な投資家であり，情報生産コストが小さくなるためと説明している．Goh et al.(1999)は，第三者割当増資時の発表時株価リターンと発行後のアナリストの業績予想修正との間の関係において正の関係があることを検証した．これは，第三者割当増資によって市場に未知の情報生産されたという考えと整合的である．Maynes and Pandes (2011)は，カナダにおける再販規制が緩和されて以降，情報格差の深刻な企業の第三者割当増資が低下したことを報告し，
この結果は再販規制の緩和が保証効果を低下させたためと指摘している．いずれの結果も，保証効果仮説を支持する結果といえる．
2.2. アラインメント
経営者は必ずしも株主の利益を最大化するような行動をとるわけではない．株主の利益を犠牲にして，自らの私的利益（浪費，私的利用，努力不足等）を優先することがある（モラルハザード問題）．こうした問題は，株主の利益と経営者の利益が完全に一致していないために生じる．第三者割当増資では，経営者が株式を引き受ける場合がある．経営者が自社の株式保有を行うことは，投資家の利益（利益，株価の上昇）と経営者の利益を一致させ，企業価値最大化行動をとらせる効果がある（Jensen and Meckling, 1976)．したがって，経営陣へ割り当てを行う第三者割当増資は，経営陣への割当を通じた第三者割当増資の発表は，株価に正の影響を及ぼすことが予想される．
2.3. モニタリング
モラルハザード問題を緩和する手段として，大株主によるモニタリングが機能する可能性がある．効果的なモニタリングを行うためには，さまざまなコストが発生する．持ち株比率が小さい投資家は，モニタリングによって得られるメリット（株価上昇による収益）が少ない．そのため，こうしたコストに見合うメリットを享受することは難しい．その一方で，大株主はこうしたメリットが大きいため，モニタリングを行うインセンティブが高い（Shleifer and Vishny（1986））．また，Kahn and Winton (1998)は，長期間の保有を促す再販
制限は株主にモニタリングを行うインセンティブをもたらすと主張している．再販制限により大株主の所有が長期的に行われるのであれば，モニタリングによる企業価値向上が予想される．モニタリング仮説では，第三者割当増資発表時の株価リターンは割当規模と正11Krishnamurthy et al. (2005)は Affiliated investor として，①経営陣，②経営陣関係者，③企業のコンサルタ
ント，弁護士，④割当前の大株主，⑤企業と関係する機関投資家，⑥企業と取引関係者としている．

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の関係が予想される．また，ディスカウント率はモニタリングを行う投資家に対する報酬として考えることができるため，モニタリング仮説ではモニタリングを行う投資家に割り当てた第三者割当増資のディスカウント率はより高いことが予想される．
Wruck and Wu (2009)は，新たな関係を結ぶ投資家が引受ける場合，よりガバナンス（取締役会，大株主）が強化される傾向にあると指摘し，モニタリング仮説の検証を行っている．
新たな関係を結ぶ投資家が引受ける場合，ディスカウント率，発表時の株価リターンが高いことがわかった．また，増資後の長期株価パフォーマンスにおいては，新たな関係を構築する場合には有意なアンダーパフォーマンスはみられないが，新たな関係が構築されない場合には平均で-6%の株価下落が確認された．これらの結果から，モニタリング仮説が支持されていると主張している．Kato and Schallheim(1993)は，系列関係企業に割り当てを行っている企業の発表後の株価パフォーマンスが良いことを示している．この結果に対し，系列企業グループにおけるモニタリング効果が反映していると説明している．
2.4. エントレンチメント
エントレンチメントとは，経営者が株主の利益を犠牲に自らの利益を最大化する行動をとっても，解雇等のペナルティを受けない安定した地位を作り出すことをいい，結果として経営者のモラルハザードを促す．第三者割当増資においては，新株を企業経営に積極的に関与しない投資家に割り当てることで，経営者は地位の安定を図ることができる．したがって，割当先が経営者の地位を安定するような株主であれば，発行企業に対する市場の評価は低下（発表時の株価リターンは低下）することが予想される．積極的に経営に関与しない投資家は，経営に関与しないことによって生じる企業価値低下分の報酬（ディスカウント率）が保証されない限り出資を行わないだろう．したがって，積極的に経営関与を行わない投資家への第三者割当増資ほどディスカウント率は高くなることが予想される．
そして，積極的に経営関与しない投資家への割り当ては，長期的パフォーマンスに負の影響を及ぼすことが予想される．
Barclay et al. (2007)は，投資家を第三者割当増資後 2 年以内に経営関与に影響を及ぼした
投資家をアクティブな投資家，及ぼしていない投資家をパッシブな投資家，そして経営陣の 3 タイプに分け，発表日の株価リターン，ディスカウント率，長期パフォーマンスを検証した．パッシブな投資家へ割り当てている企業の平均アナウンスメントリターンは 1.4%とアクティブな投資家へ割り当てている企業の 5.0%よりも低いことが明らかになった．また，増資前日から増資後 120 日間の長期パフォーマンスをみても，パッシブな投資家へ割り当てた企業はアンダーパフォーム（－13％，1%水準で有意）するのに対し，アクティブな投資家へ割り当てた企業はアンダーパフォームしていないことがわかった．さらに，ディスカウント率においてもパッシブな投資家へ割り当てた方がアクティブな投資家に割り当てるより約 19%高いことを示した．こうした結果は，パッシブな投資家への割当に際しては，エントレンチメント効果が生じているという考えと整合的である．
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2.5. シナジー
事業関連企業を割当先とする第三者割当増資の場合，事業が関連することで生じるシナジー効果が発生する可能性がある．もし，他の割当先よりも事業関連性のあるシナジー効果
が企業価値を高めるのであれば，アナウンスメント時の株価リターンは正の影響が予想される．シナジー効果と株価リターンの関係については合併・買収（M&A）の論文で多くの研究が行われている．しかし，事業が関連することによるシナジー効果は，ほとんど検証
されていない（特に被買収側）．Morck et al. (1990)は，事業の関連性が高い企業同士の M&A
における短期的な株価リターン，3 年間の長期的な営業・株価リターンに違いはないことを示している．日本における検証では，井上・加藤(2003)があるが，水平的関係と非水平関係の M&A 時のアナウンスメントリターンにおいて買収・被買収企業いずれも有意な違いはみられなかった．
2.6. ラストリゾート
公募増資市場にアクセスできず，情報優位な投資家の引受もできない企業が，追加的な資本増強のためのラストリゾート（最後の資金の出し手）として再販制限のない第三者割
当増資を用いる可能性がある12．Brophy et al. (2009)は，将来的に財務的に困窮する企業は，再販制限のない PIPE (private investment in public equity)をヘッジファンドに割り当てていると指摘し，ヘッジファンドとって PIPE は短期間に収益を稼ぐ魅力的なメカニズムであると述べている．そのメカニズムとは，まずヘッジファンドはファンダメンタルズが悪く，情報格差が大きい企業へ投資を行う．そして，多くのディスカウント率を要求し，ファンダ
メンタルズまで株が下落する前に株式を売り抜けることで収益を得る13,14．既存投資家にとって過大評価されている価格で株式を調達できることは，新規株主から既存株主への富の移転といえる．その一方で，ファンドが過大評価されている時点で株式を売却することは，ファンドへの富の移転も意味する．結果的に，ファンドの売却先からファンド・発行前の既存株主への富の移転をもたらすこととなる．Brophy et al. (2009)はまた，ヘッジファンドが出資した企業は長期的に株価パフォーマンスは低いことを示している．これはファンダ
メンタルズの悪い企業へヘッジファンドが出資を行うというラストリゾート仮説と整合的
である．

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Chen et al.(2010)は，PIPE と公募増資の選択問題を検証し，営業パフォーマンスが悪く，情報の非対称性の問題が深刻な企業ほど，PIPE を選択していることを明らかにし，ラストリゾートとして PIPE が選択されていると解釈している．
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引受が確定された段階で空売りを仕掛け，ディスカウントされた新株で貸株の返済を行う場合もある．
こうしたヘッジファンドの行動は，特に価格修正条項付 PIPE によく見られる．
14
Gerard and Nanda(1993)は，公募増資時において，投資家が割当を受けやすいと考える企業ほど，株価下落を目的とした思惑的な空売りが行われ，投資家間の情報の非対称性により生じる逆選択問題を悪化させるため，ディスカウント率を高めると主張している．Suzuki (2010)は日本の公募増資時において発効日に空売りの返済率が高いほど思惑的な空売りが生じていることを明らかにしている．

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3. 引受先別に予想される影響
本稿は引受先に注目し，その影響を既存研究で指摘されてきた効果について検証していく．表 1 は，引受先別に予想される符号を，既存研究で指摘されている効果と交え示している．
3.1. ヘッジファンド
ヘッジファンドは企業価値を高めるモニタリングを行う可能性がある．Brav et al. (2006),
Clifford (2008), Klein and Zur(2009)らは，大株主としてヘッジファンドが積極的にモニタリン
グや経営関与を行うことで，営業業績や配当が増加することをあきらかにしている15．また，もしヘッジファンドが企業業績を高める積極的なモニタリングを担うのであれば，第三者割当増資発表時の正のシグナルは高いだろう．また，モニタリングコストを補償するディ
スカウント率も高くなることが予想される．長期パフォーマンスにおいては，アナウンス時に株価にモニタリング効果が織り込まれているのであれば，非負となることが予想される．
ラストリゾート仮説に従えば，ヘッジファンドは過大な価格がついた株式を購入する見返りに多くのディスカウントを要求し，過大評価されているうちに売出しを行う．もしヘッジファンドがこうした行動をとっているのであれば，ヘッジファンドが引受先の第三者割当増資のディスカウントは高く，長期株価パフォーマンスは低下するであろう．ヘッジ
ファンドがこうした行動をとる可能性を，第三者割当増資の発表時に市場が予見しているのであれば，他の投資家の引受と比べ発表時の株価リターンは低いことが予想される．市場がヘッジファンドの行動を十分に理解し，発表時にファンダメンタルズまで株価が下落するのであれば，長期パフォーマンスは非負で，ヘッジファンドはこうした機会主義的行動をとるメリットは無い．こうした機会主義的行動をファンドがとるのは，発表時にヘッジファンドの行動を市場は十分に株価に織り込めないためであり，長期株価パフォーマン
スは低いことが予想される16．
3.2. 経営者陣（経営者・役員・親族・親族企業）
保証仮説に従えば，経営者は将来の利益について情報優位な立場にあるため，経営者の引受は市場に対し，正のシグナルを発することになる（発表時株価リターンが正）．経営者の情報生産コストが低いため，要求するディスカウント率は他の投資家と比べ低くなるだ
ろう．情報優位者は株価が過大評価されていない株式を引き受けるため，増資後の長期株
価リターンの下落はみられないことが予想される．
アラインメント仮説に従うと，経営者への割当は経営者のモラルハザードを解消する働
15

年金基金やミューチュアル・ファンドにおけるモニタリングが企業価値に及ぼす研究についてはWoidtke(2002)，McConnel and Servaes(1990) Karpoff, et al (1996)を参照．
16
資本構成におけるタイミング仮説の前提としても，公募増資による資金調達時に直ちに過大評価を株価に織り込めないことを取り上げている．

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きがある．Morck et al.(2000)は，日本における経営者の株式保有と企業価値間の関係は，正の線形関係にあることを明らかにしている．保証効果同様に第三者割当増資の発表時の株
価リターンは正の影響を及ぼすことが予想される．
経営者への割当は，エントレンチメント効果を高める可能性がある．Morck et al. (1988)
や McConnell and Servaes (1995)は，米国において一定の持ち株比率以上であれば経営者の持ち株比率と企業価値には負の関係があることを報告し，こうした関係はエントレンチメン
ト効果によるものであると指摘している．エントレンチメント仮説が支持されるのであれ
ば，経営者への割当は発表時の株価リターンに負の符号が予想され，ディスカウント率に対しては正の符号が予想される．
3.4. 取引先・事業関連企業
既に取引関係にある企業は情報優位な投資家と考えることができる．保証仮説に従えば，取引関係にある企業への割当は，発表時の株価リターンに正，ディスカウント率に負，増資後の長期パフォーマンスは下落しないことが予想できる．
取引先企業や発行企業と事業が関連している会社は，シナジー効果が生じる可能性が高い．そのため，シナジー仮説に従えば，取引先企業や事業関連会社への割当は，アナウン
スメントリターンに正，増資後の長期パフォーマンスは下落しないことが予想できる．
3.5. 株式持ち合い
2 社による株式持ち合いにおいて，単に相互に株式の引受けを行い合うのみであれば，保
有資産を等価資産と交換することを意味するため企業価値に影響を及ぼさない．しかし，株式を持ち合うことは企業にとってメリット，デメリットが存在することが指摘されている．主なメリットとして，取引関係等における協調行動による外部効果の内部化（米澤(1995）），企業価値を低下する敵対的買収の防止（橘木・長久保 (1997)）などがあげられるのに対し，経営者の意図しない企業価値を高める買収を妨げるエントレンチメント効果がデメリットとして考えられることができる17,18．株式持ち合いの企業価値に及ぼす影響に関する実証分析においては，株式持ち合いと企業価値間の関係は負の関係がみられることが報告されている（Hiraki et al. (2003), 西崎・倉澤 (2003))．
もし，持合いによるメリットが高いのであれば，市場が発表時に正の反応を示し，長期
パフォーマンスの下落はみられないであろう．その一方で，株式持合いがエントレンチメ
ントの手段と市場が認識しているのであれば，発表時のリターンは負となり，ディスカウ
ント率は正，長期パフォーマンスは負となるだろう．
17

宇野・神山 (2009)は株式持合いに対し，流動性の悪化の面から企業価値に負の影響を指摘している．株
式持合い目的の第三者割当増資においては，長期保有を行う投資家への割当が多いが，持合い以外の第三者割当増資も長期保有が多いため，本稿は持合いと流動性の関係についての仮説を考慮していない．
18
宮島・黒木（2003）は株式持ち合いの解消が行われているが，市場の圧力が有効に働いて持合い解消を進展させる企業群と，企業間関係を重視して持合いの維持を継続する企業群とが併存していることを明らかにしている．

10

3.6. 銀行
銀 行 は企 業の 日 々の 取引 を 監視 する こ とが でき 情 報優 位な 立 場に ある (Admati and
Pfleidere (1994))．保証効果仮説に従えば，銀行への割当は発表時の株価リターンに正の影響を，ディスカウント率に負の影響を及ぼすことが予想される．また，長期株価パフォーマンスの下落はみられないであろう．
銀行の株式保有は企業のモニタリングを高める可能性もある．Prowse (1990)は，銀行の株式保有を通じたモニタリングは債権者と株主の間のエージェンシーコストを低下させることを報告している．また，企業の業績悪化や財務危機に陥った場合，メインバンクは役員を 派遣 や企業 のリ ストラ への 関与を 通じ て企業 価値 を高め る行 動をと る（ Kang and
Shivdasani (1995)，Morck and Nakamura (1999), Hoshi et al.(1990)）．したがって，第三者割当増資を通じた銀行の株式保有はモニタリング効果を高めると考えられる．モニタリング仮説に従うのならば，発表時の株価リターンとディスカウント率に正の符号が，長期パフォ
ーマンスは非負が予想されるであろう．
一方で，銀行が債権者の立場に立った経営を企業に強いる可能性もある．Morck et al. (2000)
は，低レベルの銀行による株式所有は企業価値と負の関係にあることを明らかにし，低レベルの銀行の株式保有は債権者の利益を最大化させる行動を促している可能性があると解釈している．もし，債権者と株主の利害対立仮説に従えば，銀行への割当は発表時の株価
リターンに対し負の影響を及ぼすことが予想される．
3.3. 既存株主
既存株主は情報優位な状況にある．保証仮説に従えば，既存株主の情報生産コストは低
く，ディスカウント率は低いだろう．また，情報優位な投資家が引受を行う場合，正のシ
グナル効果は大きくなることが予想できる．株を保有し続けるのであれば情報優位な投資家は過大評価された株式を引受けないため，長期パフォーマンスは非負が予想される(Krishnamurthy et al. (2005))．
4. サンプル及び記述統計量
4.1. サンプル及びデータ
本稿は，はじめに 2001 年 1 月から 2010 年 12 月までに日本で行われた第三者割当増資を
日経 Financial Quest を用いて特定を行った．2001 年 1 月から 2010 年 12 月までに日本で行われた第三者割当増資 2,261 サンプルであった．引受先の特定も日経 Financial Quest をもちいた．日経 Financial Quest では上位 3 位までの引受先が記載されている．次に，引受先と発行企業間の関係について，eol Esper で公表しているプレスリリースを用いた．プレスリリ
ースには，発行企業と引受先の関係について，資本関係，取引関係，人的関係が記載されている．
11

また，プレスリリースから，普通株による第三者割当増資を特定した．その中から公募
増資，優先株，新株予約権付社債など同時に他の発行が生じたサンプル（987 サンプル）19，
金融業（銀行，証券，保険，その他金融，投資法人）（244 サンプル），eol Esper においてプ
レスリリースを利用できない，もしくは発行企業との関係が記載されていないサンプル（176 サンプル），発表後中止となったサンプル（176 サンプル）を除いた．また，発表時の株価リターン，ディスカウント率，長期株価パフォーマンスにおける異常値を取り除く
ため，それぞれの値の上下 1%以上のサンプルを除いた．最終的なサンプルは 883 サンプルである．
4.2. 引受先の分類
日経 Financial Quest では上位 3 位まで引受先が記載されている．全引受株数に対する上位
3 位までの引受け株数は平均値で 94.3%（上位 3 位引受株数／発行株数の平均値）を占めており，概ね上位 3 位までにおいて主要な引受先はカバーされていると考えられる．引受先の分類を行うため，引受先名，プレスリリースの資本関係，取引関係，人的関係の項目を利用した．
ヘッジファンドは，プレスリリースに記載されている人的関係の伴わない「ファンド」，「投資事業組合」，「リミッテッドパートナー（L.P.）」，「インベストメント」，「キャピタル」の名前の付く引受先とした20．しかし，経営者自らが出資・運用しているファンドなどは，
ヘッジファンドではなく，経営陣に分類した．また，（財）ベンチャー・エンタープライズ・センターの定義に従い，ベンチャーキャピタルを特定し（11 サンプル），ヘッジファンドから除いた．経営陣の分類はプレスリリースの人的関係から特定を行った．企業の人的関係において経営者本人，経営者の親族，経営者が社長の企業，経営者が出資・運営している
ファンドなどはすべて経営陣の分類とした．既存株主については，プレスリリースの資本関係の項目において，引受先による株式の保有があれば既存株主とした．取引関係について，プレスリリースにおいて営業取引関係が記載されていれば取引関係とした．営業取引関係には，出資や融資など金銭の取引関係は含まれていない．事業関連企業は日経 Financial
Quest に収録されている日経中分類を用いて引受先の産業と発行企業が同じ産業に属しているものとした．引受先上位 3 社に未公開の事業関連企業が含まれている可能性があるが，特定が恣意的となるため事業関連企業は公開企業からのみ判別した．株式持合いについて
は，プレスリリースの資本関係において，発行企業が引受企業の株式を保有している場合に株式の持ち合いとした．発行企業が引受企業の株式を持っていない場合においても，プレスリリースの調達目的・資金使途に，引受先の株式を購入するためと明記されていれば株式持合いとしている．銀行の特定は，国内普通銀行を銀行に分類した．
表 2 は，分類した引受先の企業数と対象サンプルに占める割合が示されている．ヘッジ
19
20

特に，公募増資のオーバーアロットメントオプションの付与に伴った第三者割当増資が多い．
投資信託口，年金基金などは含まれていない．

12

ファンドを引受先とした企業は上位 3 位において 237 社（全体サンプルの 26.84％）であった．2005 年が最も多く 48 社（2005 年サンプル中 36.1％）であった．2005 年以降徐々に減
少し 2010 年では 16 社（2010 年サンプル中 23.2%）となっている．経営陣への割当は 73 社と全体のサンプルの 8.68％を占めていた．既存株主や取引関係からの出資が最も多くそれ
ぞれ 328 社（全体サンプルの 37.2％），323 社（全体サンプルの 36.6％）であった．銀行から出資を受けたサンプルは 3.06％（27 サンプル）であった．90 年代の阿萬（2003）が全体の 24％であるのに対し，大きく異なっていることがわかる21．持合いは 78 社（全体のサン
プルの 8.83％）あり，そのうち銀行との持合いは 7 社あった．上位 3 位と筆頭株主のみで分けたが，傾向に大きな違いはみられなかった．
4.3. 記述統計量
表 3 は発行内容と発行企業の特徴を示した記述統計量である．発行内容の特徴として，割当比率（＝新規発行株式数／増資後発行総株数），引受先別割当比率（＝引受先割当株数／増資後発行済み株式数），発行総額（＝発行価格×新規発行株式数），引受先数，発行日数（発表から発行日までの日数（営業日ベース）），株価乖離率（（発表直前 1 ヶ月間の平均株価－発表 2 日前の終値）／発表 1 か月間の平均株価）を用いた22．割当比率は 19%であり，投資家別でみるとファンドや経営陣，既存株主，事業関連企業で平均 18%を超えているのに対し，持合いや銀行などは 15%であった．引受先別割当比率をみると，最も高いのはヘッジファンドで平均 17％（中央値 13％）であることがわかった．発行総額は平均 24.8 億円
で事業関連，持合い，取引先，既存株主が引受先となる場合に高いことがわかる．引受先の数では，銀行が引受ける場合が最も多く平均で 13.67 人，全体の平均で 4.72 人（中央値 1人）であることがわかった．1 か月間の株価乖離率は-0.87％であった．最も高いのは銀行，
最も低いのは VC であった．これは，VC は株価が上昇傾向にあるタイミングで第三者割当増資が発表され，銀行では株価が下落傾向にあるタイミングで第三者割当増資が発表されることを意味している．発行日数は平均で 18.54 日，銀行が引受ける場合は短く 14.44 日であることがわかる．
発行企業の特徴として，企業の時価資産規模（＝株式時価総額＋負債簿価），負債比率（＝
負債簿価／簿価総資産），TobinQ（＝（株式時価総額＋簿価負債）／簿価総資産），ROA（＝営業利益／簿価総資産）を用いた．時価資産規模は平均 501 億円（中央値 140 億円）であり，持合いを行う場合の時価資産規模が約 1000 億円と比較的規模が大きいことがわかる．
その一方で，
その他投資家が引受ける企業の規模は約 234 億円と最も小さいことがわかる．
ヘッジファンドが引受ける企業は，ROA が低い平均値-0.06（中央値-0.02）が，比較的割高
又は成長性が高いと評価されている企業（TobinQ，平均値 2.61，中央値 1.45）ということ
21

本稿では金融機関の第三者割当増資を除いた影響もあると考えられる．
3 ヶ月，6 ヶ月でも検証を行った．3 ヶ月は 1 ヶ月同様の影響がみられたが，6 ヶ月となるとディスカウ
ント率に有意な影響がみられなかった．表 4 は最も有意な影響がみられた 1 ヶ月の株価乖離率のみ掲載し
ている．

22

13

がわかる．ヘッジファンドの企業特徴は，収益性が低く割高な株価の企業というラストリ
ゾート仮説と整合的な特徴といえる．
5. 実証分析
5.1. ディスカウント率
はじめにディスカウント率について検証する．ディスカウント率は，ディスカウント率の発表日（第三者割当に関する取締役会決議日）の前日の終値から発行価格を差し引いた値を発行日の前日終値で除した値である．
表 4 はディスカウント率の記述統計を示している．ディスカウント率は平均 7.23％と 70～80 年代の Kato and Schallheim (1993)の 11.7％，90 年代の阿萬（2003）の 10.24％と比べ 3～4%ほど低いことがわかる．90 年代以前の方がディスカウント率は高く，ディスカウント率は低下傾向にあることが示唆される．90 年代から 00 年代を検証した保田（2011）の平均
5.74％と比べては約 1.5%高いことがわかる．割当先のタイプ別でみると，最も多いのはファンド（平均値 11.83％，中央値 10％）であるのに対し，最も低いのは経営陣や銀行の平均3.4％とその差は約 8％開いていた．また，ファンド以外の引受先は皆平均値を下回っていた．特に経営陣や銀行が引き受ける場合にディスカウント率が低いことがわかる．
次にディスカウント率の決定要因について回帰分析を行う．回帰式は以下のとおりである．

ディスカウント率
引受先タイプ
割当ての特徴直前株価乖離
企業の特徴

割当日数

年次ダミー

東証 1 部ダミー

被説明変数は，ディスカウント率 i で i 企業のディスカウント率を示している．引受先のタイプは，本稿の仮説検証において最も重要な変数である．ヘッジファンド，経営陣，既存株主，取引先，事業関連企業，持合い，銀行で，上位 3 位以内にそれぞれの投資家が引き受けていたら 1，そうでなければ 0 のダミー変数である．ダミー変数に代わり，それぞれの引受け先の割当比率を用いる検証も行う．
コントロール変数として，株価乖離率，発行日数，割当比率，拒否権ダミー，引受投資家数，時価資産規模，負債比率，ROA，TobinQ，年次ダミーを用いた．株価乖離は，第三者割当増資のディスカウント率算定の根拠として広く用いられる直前期間の平均株価との取締役会直前株価との乖離を示し，予想される符号は負である23．表 4 ではファンドや関連取締役会で決定される第三者割当増資は，有利発行とならない根拠を発表する23．ディスカウント率の根拠の公表は，第三者割当増資発表時に行われ，その主な根拠は第三者割当増資発表前の株価動向である．
こうした慣例は日本証券業協会が 1992 年 6 月「中間発行増資及び第三者割当増資の取り扱いに関する指針」の中で自主ルールとして定められた．日本証券業協会（2010）の自主ルールにおいては，「払込金額は、株式の発行に係る取締役会決議の直前日の価額（直前日における売買がない場合は、当該直前日からさかの23

14

企業が負となっており，比較的株価が上昇傾向にあるタイミングで第三者割当増資が発表されていることがわかる．
発行日数は取締役会決議日から発行日までの日数である．日本の第三者割当増資は，長期保有の方針が示されるものの，別途契約を結んでいない限り原則的に割当後売却することが可能である．取締役会決議日に購入価格は決定されているため発行日までの日数が長いほど流動性のリスクを負うことになる．流動性リスクが高いほどより高いディスカウン
トを要求するだろう．価格決定から発行日までの期間と公募増資のディスカウント率においては正で有意な関係がみられている（Corwin(2003), 加藤・鈴木(2012)）．割当日数の予想される符号は正である．
割当ての特徴については，3 つの変数を用いた．1 つは割当比率である．福田(2011)は既存資産に比べ投資機会の方が一般的に価値評価は困難であるため，発行済み株式数に対す
る発行株数が多いほど投資家はよりコストを負担する必要があると指摘している．したがって，割当比率が高いほどディスカウント率も大きくなることが予想される．次に用いたのは割当先の数である．割当先が多いほどより小規模な投資家にも新株を引受けてもらうことを意味する．情報やモニタリングのメリットが小さい小規模投資家に新株を購入してもらうためには，ある程度ディスカウントする必要があるだろう．したがって，割当先の予想される正である．最後に用いたのは拒否権ダミーである．33.34％以上の持ち株比率の株主は株主総会において重要な決議に対し拒否権を持つことができる．拒否権のオプションがつく場合，そのプレミアムとしてより高い価格で株式の購入を行うだろう．本稿では
ディスカウント率に対し拒否権は負の関係を予想している．
企業の特徴については，時価資産の自然対数，ROA，負債比率，TobinQ を用いた．時価
資産は除法の非対称性の代理変数といえる．規模が大きければ投資家と企業間における情報格差は小さくなるため予想されるディスカウント率は負となる．財務困窮企業においては引受リスクが高まるため，ROA が低いほど，負債比率が高いほど要求されるディスカウ
ント率は高いであろう．TobinQ は成長機会がある企業ほど投資機会に対する情報の非対称性が低くなる．結果としてディスカウント率は小さくなる可能性がある．そのほか，年ごとの年次ダミーも加えた．
表 5 パネル A は，引受先のダミー変数を用いた回帰分析の結果を示している．Model 2 か
ら 8 はそれぞれコントロール変数に引受投資家を別々に加えたモデルである．Model 8 は引受投資家のタイプをすべて加えたモデルである．Model 2，9 においてファンドは有意に正で有意であることがわかる．係数は 3.59，3.12 と分類されていない引受先と比べ 3%ほど高いディスカウントを要求していることがわかる．情報優位な引受先として，経営者，事業

ぼった直近日の価額）に 0.9 を乗じた額以上の価額であること。ただし、直近日又は直前日までの価額又は売買高の状況等を勘案し、当該決議の日から払込金額を決定するために適当な期間（最長６か月）をさかのぼった日から当該決議の直前日までの間の平均の価額に 0.9 を乗じた額以上の価額とすることができる。 (2) 株式の発行が会社法に基づき株主総会の特別決議を経て行われる場合は、本指針の適用は受けない。」とある. 6 ヶ月以内とあるがこの期間の短縮については議論が行われている（日本証券業協会, 2010b）．

15

関連企業，銀行は有意に負の関係がみられた．特に，最も情報優位な投資家といえる経営陣は 3.68%ディスカウント率が低いことがわかる．こうした結果は，情報生産コストの対価としてディスカウント率が用いられる保証仮説と整合的な結果といえる．取引先や持合い，
事業関連会社は，特に他の投資家と同様のディスカウント率を要求していることがわかった．これらの投資家はいずれも情報優位な投資家と考えられているが，エントレンチメン
トや交渉力を通じて高いディスカウント率を要求した結果，その他の情報優位な投資家よりも高いディスカウント率を要求している可能性がある（情報効果による負の影響とエントレンチによる正の影響が相殺されている可能性）．
その他コントロール説明変数については，株価乖離率が最もディスカウント率に影響を及ぼしていることがわかる（Model 9 の t 値 10.44）．発行日数，割当比率，ROA は本稿の予想と同様の符号が得られた．拒否権ダミーは Model 3，5～8 において負で有意であったが, その他の Model では有意な結果は得られなかった．また，調整済み R2 は 39%と保田(2011)の検証時の 3.7％と比べて大きく上昇している．
表 5 パネル B は引受先ごとの割当比率を説明変数に加え分析を行っている．ファンドへの割当は，ファンド割当比率は正，(ファンド割当比率)2 は負で有意な関係にありファンド割
当比率に対しディスカウント率は逆 U 字関係にあることがわかる．最もディスカウント率が高くなる割当比率は 32％である．ファンド割当比率はディスカウント率に対し，逓減増加する関係に近いと言える．この結果は，割当比率が高くなると取引コストが高まるため
多くのディスカウント率を要求するラストリゾート仮説やより多くのモニタリングコストを負担するためディスカウント率を要求するモニタリング仮説と整合的な結果といえるだ
ろう．
経営陣や持合いへの割当は割当比率が高いほどディスカウント率が減少していることがわかる．経営陣・持合いについては保証仮説と整合的な結果と考えられる．経営陣の結果はダミー変数を用いた場合とほぼ同様の結果と言えるだろう．しかし，持合いに関しては，
ダミー変数の結果とは異なっている．
5.1. 発表時の株価リターン
第三者割当増資発表時の株価リターンを検証するにあたり，発表時の市場状況等をコン
トロールするため異常株価リターンを検証する必要がある．はじめに，発行企業の株価リターンから加重平均市場リターンを差し引いた市場調整後の累積市場調整株価リターンを作成した．図 1 は，発表日前後 150 日間の累積市場調整株価リターンの推移を示したものである．発表日に向けて株価は下落し，発表日に株価が上昇，発表日後また下落するという傾向がみられる．標準的なイベントスタディは発表日前の期間，もしくは発表日後の一定期間を推定期間とする．しかしながら，推定期間が特定の傾向にある場合，イベント日前後の推定期間における Market model，3 factor model 等を用いたイベントスタディには問題があることが指摘されている（Ahern, 2009）．そのため，本稿では Ahern (2009)の推奨して16

いるイベント企業の株価リターンから同時期のマッチング企業の株価リターンを差し引いたマッチング法を用いて異常株価リターンを算出した24．マッチング企業の特定においては，
年ごとに第三者割当増資を行った企業の傾向スコアをプロビット分析で算出し，その傾向が最も近い 5 社を用いた．プロビット分析における被説明変数はその年に第三者割当増資が行われていれば 1，行われていなければ 0 のダミー変数である．説明変数は直前決算期のROA，負債比率，簿価時価比率，時価資産総額（負債簿価＋株式時価総額），日経中分類の産業ダミーである．
表 4 の CAR[AD-1 to AD+1]は，発表日前後 3 日間の累積異常株価リターンを示している．
AD は発表日（Announcement day）を意味している．全サンプルでは，CAR[AD-1 to AD+1]の平均値は 5.58％（1%水準で有意）といずれも高い値であることがわかる．引受先のタイ
プ別にみると銀行・VC を除きすべての CAR において正で有意な値が得られた．銀行の結果は阿萬(2003)の結果と整合的な結果といえる．
次に，発表時の市場反応を検証するため本稿は以下のような回帰式を用いて検証していく．

引受先タイプ年次ダミー

ディスカウント率

割当ての特徴企業の特徴

東証 1 部ダミー

被説明変数は，CARi で i 企業の累積超過リターンを示している25．説明変数として，逆選択仮説を検証するため企業規模と CAR の関係を検証する．説明変数の引受先のタイプは，
本稿の仮説検証において最も重要な変数である．ヘッジファンド，経営陣，既存株主，取引先，事業関連企業，持合い，銀行で，上位 3 位以内にそれぞれの投資家が引き受けていたら 1，そうでなければ 0 のダミー変数である．ダミー変数に代わり，それぞれの引受け先の割当比率を用いる検証も行う．
ディスカウント率は株式の希薄化の影響を及ぼすことが考えられる（阿萬，2003）26．ディスカウント率が高いほど，新株主に対しより割安な価格で新株を発行することを意味する．したがって，既存株主にとってディスカウント率が高いほど保有株式価値の希薄化が生じることを意味する．そのため，ディスカウント率は CAR に対し負のインパクトが予想される．
割当ての特徴については，割当比率と割当先の数，拒否権獲得ダミーを用いた．情報優位な投資家が，より多くの株式の引受を行うということは，現在の株価は割安であるとい
24

発表前-21 日～-150 日を推定期間とした Market model・3 factor model や市場調整株価リターンを用いて分析を行っても大きな違いはみられなかった．
25
Wruck(1989)の方法により，ディスカウント率調整後の超過リターンを用いても結果に大きな違いはみられない．本稿は近年の研究 Krishnamurthy et al., (2005), Wruck and Wu (2009), Barclay Holderness, and Sheehan(2007)同様，ディスカウント率を調整しない超過リターンを用いて検証している．
26 ディスカウント率が内生変数となっている場合が考えられる．ディスカウント率の検証において外生変数として株価乖離率，発行日数を用いて 2 段階最小二乗法を行ったが検証結果に違いはみられなかった．

17

う自信の裏返しと考えることができるだろう．また，割当比率が高いほどモニタリングのインセンティブが高いことが考えられる．割当比率を用いた日本の既存研究，阿萬(2003)，
福田(2010)，保田(2011a)のいずれも正で有意な結果が得られている．本稿でも，割当比率が高いほど CAR に正の符号が予想している．引受企業数については阿萬(2003)が支援・提携のインセンティブの低下による負の影響と多様な引受を通じた取引関係の強化による正の影響を指摘している．阿萬(2003)は引受企業数の自然対数は負の影響がみられることを報告しているのに対し，福田は影響を及ぼしておらず，保田(2011a)は弱いながら正の影響を及ぼしていることを明らかにしている27．拒否権獲得する株主は，通常の株主より強い権利を有することを意味する．もし，ガバナンスに強い影響を及ぼすことが予想されるのであれ
ば拒否権の獲得は正の影響を及ぼすだろう．これに対し，エントレンチメント効果が強いと市場が認識するのであれば負の影響を及ぼすことが予想される．
企業の特徴については，時価資産の自然対数，ROA，負債比率，TobinQ を用いた．時価
資産は除法の非対称性の代理変数といえる．規模が大きければ投資家と企業間における情報格差は小さくなるため予想される CAR は負となる．財務困窮企業においては保田(2011a)
が財務レスキュー仮説を立て，財務困窮企業が第三者割当増資を行うほど正のインパクトを予想している．したがって，ROA が低いほど，負債比率が高いほど CAR は高いであろう．
TobinQ が高いほど調達資金を NPV が負の投資案にまわされる可能性が低くなる．
その結果，成長機会の高い企業の株式発行ほど，市場の反応は正となる可能性がある．そのほか，年ごとの年次ダミーも加えた．
表 6 のパネル A は CAR を被説明変数とし，説明変数として引受先ダミーを用いた回帰分析の結果を示している．Model 1 から 7 はそれぞれコントロール変数に引受投資家を別々に加えたモデルである．Model 8 は引受投資家のタイプをすべて加えたモデルである．ヘッジ
ファンドや株主持合いが行われるほど，市場は負の反応を示していることがわかる．ヘッ
ジファンドに関しては，ファンドは過大評価された株式を引き受け，過大評価されている
うちに売り抜ける行動をとると市場がある程度認識しているというラストリゾート仮説と整合的な結果といえる．持合いにおいては情報効果というよりはむしろエントレンチ仮説と整合的な結果といえる．一方で事業関連企業が引受を行う場合には，株価は正のインパクトを受けることがわかった．これは，情報効果もしくはシナジー効果と整合的な結果といえるだろう．経営陣，取引先，銀行においてはその他の投資家と CAR において有意な違いはみられなかった．
表 6 のパネル B は引受先ダミーの代わりに割当比率を用いた回帰分析の結果を示している．Model 1 のファンド割当比率は CAR に対し有意な影響を及ぼしていなかったが，Model2, 9 においてファンド割当比率は負，(ファンド割当比率)2 は正で有意であることがわかった．
これはファンド割当比率 0.28 を最小とする U 字型の関係であることがわかる．これは，割当比率が 28％まではラストリゾート仮説と整合的であるが，28％以上になると，モニタリ27

福田(2010)と保田(2011)は，引受先が 1 社であるか否かのダミー変数を用いている．

18

ング効果の影響が強くなるという考えと整合的な結果と言える．事業関連企業・持合い企
業は，ダミー変数を用いた検証時と同様の結果が得られた．
5.3. 長期パフォーマンス
保証効果，モニタリング，アラインメント，エントレンチメント，シナジー効果等において，発表時に株価リターン（短期的な株価リターン）にその影響が織り込まれているのであれば，第三者割当増資発行後の長期的な株価パフォーマンスに有意な変動はみられないだろう．その一方で，ラストリゾート仮説はアナウンスに十分に反映されず割高な状態で株を売り抜けることが前提となっている．ラストリゾート仮説に従えば，ヘッジファン
ドが第三者割当増資に出資を行うのであれば，長期株価パフォーマンスは低いことが予想される．一方で，アナウンスメントリターンの結果からは，ヘッジファンドの割当比率が25％以上になるとモニタリング仮説を支持するような結果が得られている．もし，割当比率が高まるほど，モニタリング仮説が支持されるのであれば，25％以上の割当時の長期パ
フォーマンスは非負，もしくは良くなることが予想される．
長期株価パフォーマンスを検証するために本稿は，第三者割当増資後 2 年間の累積長期
超過リターン（ABHR）を検証した．ABHR は第三者割当増資企業の長期バイアンドホール
ドリターンから CAR を検証する際求めたマッチング企業 5 社の同時期のバイアンドホール
ドリターンの平均を差し引いた値である28．表 7 は 6 ヶ月，12 ヶ月，18 ヶ月，24 ヶ月の ABHRを示している．長期 ABHR6，12，18，24 ヶ月のいずれにおいても負で有意な影響がみられた．しかし，引受先のタイプ別でみるとヘッジファンドは 12 ヵ月で-16.50％，18 ヶ月で-27.01％，24 カ月で-39.90％と一貫して負の影響がみられることがわかる．この結果は，ファンドが過大評価されている時点で株を購入するというラストリゾート仮説と整合した結果といえる．その他の特定の引受先では同様の一貫した負の影響はみられることはなかった．しかし，その他の投資家においてはヘッジファンド同様に株価が下落していることがわかる．その他の投資家は，株式の短期売買を行っても名声の失墜につながらないために，
ヘッジファンド同様に割高株を購入し売り抜けている可能性がある．また，発行企業との関係は比較的薄く，個人投資家も多くおり，比較的情報劣位にあり割高株をつかまされたとの解釈もできるかもしれない．
次に，カレンダータイムポートフォリオ法（CTP 法）を用いた長期株価パフォーマンス
を検証した．表 8 は，第三者割当増資後 2 年間の月次株価リターンを用いて CTP 法で検証した結果である29．全サンプルでみると，第三者割当増資後 2 年間で統計的に有意な下落はみられなかった．次に，これをファンドに出資を受けたサンプルとファンド以外に出資を受けたサンプルに分けそれぞれ CTP 法を行った．検証結果は，ABHR を用いた結果同様にファンドに割り当てた企業の月当たりの株価リターンは単純平均加重平均で-1.32％と有意
28
29

上場廃止等により株価が得られない月の株価リターンは，マッチング企業の平均値を利用している．
CTP 法については山崎・山口(2011)を参照．

19

に下落していることがわかる．一方，ファンド以外に出資を仰いだ企業の株価の有意な下落は検証できなかった．こうした結果は，ラストリゾート仮説と整合的な結果といえる．
営業パフォーマンス（ROA）の推移比較を行ったのが表 9 と図 2，図 3 である．t 期は第三者割当増資発行直前の決算期を示している．サンプル数が期によって異なるのは，未公
開時点や上場廃止時点，データ入手困難期間は欠損として取り扱ったためである．図 2 をみてもわかるように，ｔ期以降 ROA が最も下落しているのはファンドであることがわかる．
経営陣，銀行，既存株主は t 期以降増加傾向にある．しかしながら，ROA の水準は同時期の経済状況等にも影響を受ける．そのため，そうした影響をコントロールするためディファレンス・イン・ディファレンス（DID，Difference in difference）法を用いて t 期以降の ROAの増加について検証していく．DIDt+2 とは，第三者割当増資企業 i の t+2 期後の ROA の増加率（ROAi,t＋2－ROAi,t）からマッチング企業の t 期以降の ROA の平均増加率（ROAM,t＋2－
ROAM,t）を差し引いた値である30．表 10 は引受先別 DID を示している．DID が有意に負になったのはファンドのみである．こうした結果は，将来の見通しが悪い企業がファンドに出資を仰ぐというラストリゾート仮説と整合的な結果といえる．また DID が有意に正となったのは既存株主による追加出資の場合である．既存株主による追加出資が ROA の改善がみられたが，そのほかの引受先においては統計的に有意な ROA の増加はみられなかった．
アナウンスメントリターンの検証においてファンドの割当比率が 28％より高まるほどア
ナウンスメントリターンは正の反応を示すことがわかった．これは，割当比率が高まるほどモニタリング効果が高まるというモニタリング仮説を支持する結果と考えることができる．しかし，表 7，8，10 ではファンドの長期パフォーマンスはネガティブであることがわ
かった．しかし，それらの結果は，モニタリング効果の影響が検証できていない．モニタ
リング効果を検証するためにファンド引受後役員が派遣されているか否か調べた．役員が派遣されていれば，出資した上でモニタリングを行っていると考えることができるだろう．
ファンド割当比率と役員派遣についてみたのが表 11 である．パネル A は 24 カ月の ABHRである．役員派遣が行われていたのは 54 サンプル，行われていないサンプルは 180 サンプ
ルである．役員派遣の ABHR24 は-6.4%で t 値は-0.42 と，0 と統計的に有意に違いはなかった．一方で役員派遣が無かった場合，ABHR24 は-49.89％（t 値：7.89）と統計的に有意に負であることがわかった．また，ヘッジファンドへの割当比率をみると 10%までの割当が-41.23%，割当比率 10~25%をみると-50.04％，25%以上をみると-19.83％と 25%以上の割当比率の場合に減少分が小さくなることがわかる．25%以上の割当比率の場合を役員派遣の有無で分けると， 派遣有りでは有意ではないものの＋33.57%であることがわかった．派遣無しでは-60.34％と比べても有意な差がみられた．こうした結果は，モニタリング仮説と整合的な結果といえるだろう．パネル B の DIDt+2 でもほぼ同様の結果が得られた．

30

2010 年までの期間のデータを用いているため t＋3 期は入手できないサンプルが多く含まれており t＋2
期とした．

20

5.4. 再販行動
ディスカウント率，株式市場における反応，長期パフォーマンスにおいて一貫してヘッジファンドのラストリゾート仮説が支持される結果が得られた．ラストリゾート仮説が支持されるのであれば，割高株を株価が下落す前に売却しているか否かについて検証する必要があるだろう．本稿は 2003 年以降の大量保有報告書のデータをもとに，第三者割当増資後
どのタイミングで売却を行ったか調査した．大量保有報告書を利用するため，売却タイミ
ングは 5%以上保有している株主が対象となる．したがって，本稿は割当株数が 5%以上の引受先を対象に検証を行った．表 12 のパネル A は，全投資家，引受投資家別の売却行動について示したものである．5%以上割り当てを受けた投資家 751 者のうち，発行後 2 年以内に売却を行った投資家は 216 者で 28.8%であった．最も売却数が多く，売却比率が高いのはヘッジファンドで，売却した割合は 190 者中 114 者，60.0％であることがわかった．これは他の投資家と比べても非常に高い値であることがわかる．特に，114 者売却したうち半数以上の 63 者は半年以内に売却を行っていた．ヘッジファンドは，より早い段階で他の投資家よりも売却しやすいことがわかる．こうした結果は，ヘッジファンドのラストリゾート仮説と整合的な結果といえる．
長期保有方針の公表は，2009 年 12 月 11 日に施行した「企業内容等の開示に関する内閣
府令第２号様式（23－3）」の項目として加えられた．発行企業が，「割当先は長期保有の方針である」と公表しても，割当を受けた投資家には長期保有の義務は発生しない．こうした公表が機能しているのか否か検証する必要がある．表 12 パネル B は施行前から自主的に公表を行っている企業も含め，長期保有方針の公表と売却行動の関係を分析している．パネル B は，アナウンスメント時に公表された長期保有方針が実際の売却行動に影響を及ぼしているかをみている．長期保有，中長期保有と方針を行っている企業は 331 者，方針無しは 420 者であった．長期保有方針のうち 1 年以内に売却した投資家数は 53 者（16%）であり，長期保有方針無しで 1 年以内に売却した投資家は 98 者（23.3%）であった．ファンドに限ってみると半年以内に売却する割合は，長期保有方針があった場合 29.7％，なかった場合 35.3％と約 5%の違いがみられたが，依然として短期売買が行われていることがわかる．これはファンドが長期保有方針を示していても，必ずしも長期保有を行っているわけではないことがわかる．これは，保有方針の公表では必ずしもアナウンス時には予測できないことがわかる31．
パネル C は，売却行動とディスカウント率，アナウンスメントリターン，ABHR，DID の関係についてみている． 1 年以内に売却した場合，ディスカウント率，CAR，DID に統計的に有意な違いはみられなかった．しかし，ABHR においては弱いながらも売却と非売却において違いがみられた．ABHR24 において，売却をしていなくとも有意に負の影響がみられたが，売却せずに取締役を派遣している場合は正の影響がみられた．こうした結果は，
31

第三者割当増資公表時の株式市場の反応も，長期保有方針の公表により有意な反応はみられていないことも確認している．

21

ヘッジファンドのラストリゾート仮説，モニタリング仮説を支持する結果といえる．
6. 結論
本稿は，近年急増した第三者割当増資の特徴といえる，さまざまなタイプの投資家の引受けや中小規模企業による発行の増加が，発表時の株式市場の反応，引受投資家の要求するディスカウント率，発行後の長期パフォーマンス，引受先の売却行動に及ぼす影響ついて検証した．本稿の主な結果は，第 1 に，ディスカウント率や発表時の株価リターンは正であるが，長期パフォーマンスは負であることがわかった．次に引受投資家別でみると，発表日の株価リターン，ディスカウント率，長期パフォーマンスに大きな影響を及ぼしているのはファンドへの割当ということがわかった．ファンドは高いディスカウント率を要求し，発表時の市場からの正の反応は小さく，長期パフォーマンスが悪く，引受後売却する傾向が強いことがわかった．また，ファンド割当比率と発表日リターンや長期パフォー
マンスとは U 字型の関係にあり，概ね 20％後半の割当比率以降パフォーマンス等が改善することがわかった．特に長期パフォーマンスが上昇するのは役員派遣を行い，ファンドが即時に売却しない銘柄であり，一方下落する銘柄は，ヘッジファンドが即座に株式を売却する銘柄であることがわかった．
事業関連会社へ割り当てを行う場合，ディスカウント率が低く，発表時の株価リターンが高く，割当後売却行動をとらず，長期パフォーマンスは負にならないことがわかった．
こうした結果は，保証効果もしくはシナジー仮説と整合的な結果といえる．経営陣においては，ディスカウント率は低く，割当比率が高いほど発表時の株価リターンは負となることがわかった．この結果は，ディスカウント率に関しては保証効果と整合的であるが，発表日の株価リターンや長期パフォーマンス等においては一貫した結果は得られていない．
株式持合いにおいては発表日の株価リターンにおいて負の影響がみられた．これの結果か
ら市場は持合いに対しエントレンチメントの評価を行っていると考えられる．しかし，ディスカウント率において持合いと有意な関係はみられなかった．この結果は，市場は持合いに対しエントレンチメントの評価をしているが，持ち合うことでエントレンチによる費用が発生するが，割当先引受先の両方に発生するため互いにディスカウントとしてエント
レンチメント費用を要求しないとも考えることができるだろう．銀行はディスカウント率
に対し負の関係がみられた．この結果は情報生産コストが低いためという保証仮説と整合的な結果といえる．しかし，市場はそのように認識しているわけではないことがわかった．
これは，銀行は割安であるため株式を購入する，もしくは購入後株主価値を最大化する行動をとるというよりはむしろ債権者の利益を優先する行動をとるために投資を行っている可能性がある．そのため，株式市場からの反応は高くない可能性がある．
こうした結果は，欧米の研究や日本の制度設計に対しいくつかの示唆を与えている．第三者割当増資後長期間保有する規制が無くとも，事業関連会社など企業との関係が強い場合には長期保有のコミットメントが形成され，結果として保証効果がみられる．その一方で，
22

ヘッジファンドなどへの割当は，短期的な市場での売買を通じて取引に応じる投資家の利益を犠牲にする可能性がある．情報劣位な投資家を保護するためには，米国のような長期保有規制が必要かもしれない．日本では，長期保有の意思確認を行う必要があるが，罰則規定が無いせいか意思確認は長期保有行動には結びついていない．短期的な市場売買を行うヘッジファンドへの割当を認めることは，高いディスカウント率を払うことになるが収益性の低い発行企業（既存株主）の資金調達をスムーズに行わせる機能があることを理解する必要があるだろう．誰の利益を優先させるべきか考えて制度設計を行う必要があるだろう．

23

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26図 1 第三者割当増資発表前後の株価リターン27

図 2 引受先別 ROA の推移

28

図3

ROA の推移 (ファンドか否か)29

表 1 引受先別の仮説

引受先

仮説

ディスカウント率

短期株価リターン

長期株価リターン

短期売却

投資ファンドモニタリングラストリゾート

（+）
（+）

（+）
（-）

非負
負

売却せず
売却

経営陣

保証効果
アラインメント
エントレンチメント

（-）
（+）

（+）
（+）
（-）

非負
非負
非負

売却せず

保証効果
モニタリング

（-）
（+）

（+）
（+）

非負
非負

売却せず

保証効果
モニタリング
シナジー

（-）
（+）

（+）
（+）
（+）

非負
非負
非負

売却せず
売却せず

持合い

モニタリングエントレンチメント

（+）
（+）

（+）
（-）

非負
非負

売却せず
売却せず

銀行

保証効果
モニタリング

（-）
（+）

（+）
（+）

非負
非負

売却せず

保証効果
モニタリング

（+）
（+）

（-）
（+）

負
非負

売却せず
売却せず

取引先

関連事業企業既存株主30

表 2 引受先の分布

引受先上位3位
企業数

割合

ヘッジファンド
経営陣
既存株主
取引先
事業関連企業
持合い
銀行
ベンチャーキャピタル

237
84
328
323
180
78
27
11

26.84%
9.51%
37.15%
36.58%
20.39%
8.83%
3.06%
1.25%

上位分類以外の引受先の企業

159

18.01%

31

表 3 発行企業の記述統計量
引受先
全サンプル
ファンド 経営陣 既存株主 取引関係 事業関連 持合い
発行内容の特徴
割当比率

平均値
中央値
標準偏差

0.19
0.15
0.14

銀行

VC

その他
投資家

0.23
0.20
0.17

0.21
0.19
0.16

0.21
0.17
0.15

0.18
0.15
0.14

0.17
0.13
0.13

0.18
0.15
0.13

0.15
0.11
0.12

0.15
0.08
0.15

0.24
0.24
0.14

0.17
0.13
0.15

0.12
0.08
0.11

0.13
0.09
0.12

0.14
0.10
0.12

0.15
0.12
0.12

0.10
0.07
0.10

0.03
0.03
0.05

0.11
0.07
0.11

引受先別割当比率

平均値
中央値
標準偏差

発行総額
（百万円）

平均値
中央値
標準偏差

2,439
855
6,892

2,024
820
6,425

1,982
542
3,966

2,869
1,008
8,521

2,927
1,002
8,791

3,996
1,358
11,465

3,324
1,204
7,058

1,621
940
1,727

4,057
1,500
6,069

1,882
621
4,124

引受先数

平均値
中央値
標準偏差

4.72
1.00
39.19

3.25
1.00
5.35

6.46
3.00
16.17

4.81
1.00
14.83

7.40
1.00
63.82

2.68
1.00
5.48

7.27
1.50
24.26

13.67
4.00
38.82

13.45
2.00
27.61

2.46
1.00
7.68

株価乖離率

平均値
中央値
標準偏差

-0.87
0.24
12.34

-2.10
-0.63
13.67

-0.52
0.80
15.21

-0.35
0.56
11.96

0.06
-0.03
10.34

-2.05
-1.15
8.82

-0.45
0.14
9.29

2.17
1.82
6.72

-6.73
-0.80
10.25

-0.66
0.80
12.88

発行日数

平均値
中央値
標準偏差

18.54
14.00
23.17

19.37
14.00
36.79

16.57
13.50
9.43

17.53
14.00
14.46

18.84
14.00
19.09

20.82
14.00
20.31

19.91
14.00
27.42

14.44
14.00
2.26

20.91
14.00
13.25

17.97
14.00
10.12

平均値
中央値
標準偏差

50,116
14,032147,027

47,235
11,795
183,364

35,881
10,106
79,97566,925
19,968172,908

65,895
19,714
167,30376,84023,901
203,996

99,299 52,512
31,116 22,628
233,927 72,881

51,865
15,506110,250

23,995
10,92550,145

負債比率

平均値
中央値
標準偏差

0.66
0.63
0.99

0.58
0.61
0.36

1.05
0.72
2.91

0.75
0.68
1.49

0.64
0.65
0.32

0.60
0.64
0.25

0.65
0.68
0.27

0.67
0.61
0.32

0.58
0.61
0.31

0.66
0.63
0.69

ROA

平均値
中央値
標準偏差

-0.04
0.01
0.21

-0.06
-0.02
0.17

-0.12
0.00
0.37

-0.04
0.01
0.24

-0.02
0.02
0.19

0.01
0.02
0.10

0.00
0.03
0.13

0.01
0.03
0.09

-0.03
0.02
0.09

-0.06
0.01
0.25

TobinQ

平均値
中央値
標準偏差

2.38
1.28
5.09

2.61
1.45
3.11

2.36
1.24
6.94

2.41
1.17
7.48

1.95
1.14
4.79

1.68
1.18
1.38

1.41
1.07
1.25

2.51
1.21
5.62

2.62
1.54
1.80

2.41
1.43
2.74

883

237

84

328

323

180

78

27

11

159

発行企業の特徴
時価資産規模
（百万円）

サンプル数

32

表 4 ディスカウント率，累積アブノーマルリターンの記述統計量
CAR[AD-1 to AD+1]

ディスカウント率
サンプル数

平均値

t-stat 中央値

平均値

t-stat 中央値

全サンプル

883

7.23 ***

15.93

6.80

5.58 ***

13.08

2.79

引受先別
ファンド
経営陣
既存株主
取引先
事業関連
持合い
銀行
VC
その他投資家

237
84
328
323
180
78
27
11
159

11.83 ***
3.44 *
4.88 ***
5.62 ***
5.80 ***
5.49 ***
3.43 *
14.86 ***
7.90 ***

12.83
1.93
6.88
9.04
6.30
4.29
1.73
3.53
7.22

10.00
2.25
4.90
5.00
4.90
4.25
5.00
9.50
6.70

4.05 ***
5.06 ***
3.86 ***
4.70 ***
7.00 ***
1.60 *
3.14
3.12
8.79 ***

4.98
4.02
6.50
7.49
7.37
1.74
1.32
1.05
7.27

1.62
3.50
2.21
2.03
3.48
0.55
-0.19
-0.26
4.04

33

表 5 ディスカウント率の回帰分析
パネル A：引受先ダミー
Model 1
ファンド

Model 2Model 3Model 4Model 5Model 6

Model 7-2.23***(-2.75)持合い-1.29(-1.20)銀行

ln(引受投資家数）
ln(時価資産総額）
ROA
負債比率
TobinQ
年次ダミー
Constant

Observations
Adjusted R-squared
Robust t-statistics in parentheses*** p<0.01, ** p<0.05, * p<0.1

883
0.39

-0.67
(-0.90)

事業関連企業

拒否権獲得ダミー

883
0.37-2.14**(-2.48)

取引先

割当比率-2.71*(-1.67)-0.52***(-10.66)
0.07***(3.82)
11.89***(3.86)-3.47***(-2.78)1.04**(2.45)-0.37(-1.44)-3.65**(-1.97)-1.09***(-3.24)0.15(1.34)
Yes
6.95***(2.64)

3.12***(3.29)-3.68**(-2.46)-1.31(-1.50)0.60(0.69)-1.68*(-1.95)-0.76(-0.65)-2.45(-1.51)-0.52***(-10.44)0.07***(3.55)
10.32***(3.33)-1.42(-1.05)1.30***(2.80)-0.26(-0.98)-3.22*(-1.70)-0.74**(-2.18)0.11(0.96)
Yes
5.82**(2.21)-4.03***(-2.73)

既存株主

発行日数

Model 93.59***(4.30)

経営陣

株価乖離率

Model 8-0.53***(-10.63)0.07***(3.83)
12.04***(3.92)-3.44***(-2.76)
0.93**(2.27)-0.39(-1.50)-3.74**(-2.02)-1.10***(-3.25)0.15(1.31)
Yes
7.05***(2.68)-0.52***(-10.49)
0.07***(3.55)
10.98***(3.58)-2.68**(-2.16)
0.88**(2.18)-0.32(-1.25)-3.15*(-1.67)-0.92***(-2.79)0.14(1.23)
Yes
5.53**(2.13)-0.52***(-10.56)
0.07***(3.80)
11.78***(3.86)-3.13**(-2.53)
1.17***(2.69)-0.43(-1.64)-4.01**(-2.15)-0.96***(-2.81)0.13(1.16)
Yes
7.60***(2.89)-0.52***(-10.65)
0.07***(3.83)
11.17***(3.61)-1.86(-1.34)
1.17***(2.69)-0.32(-1.22)-3.85**(-2.08)-1.02***(-2.99)0.14(1.21)
Yes
6.97***(2.64)-0.53***(-10.58)
0.07***(3.81)
11.74***(3.80)-3.27***(-2.58)0.96**(2.33)-0.36(-1.37)-3.75**(-2.02)-1.08***(-3.24)0.14(1.28)
Yes
7.01***(2.66)

883
0.37

883
0.38

883
0.38

883
0.37

883
0.37

34

-0.53*** -0.53***(-10.58) (-10.60)
0.07*** 0.07***(3.85)(3.79)
11.98*** 11.85***(3.89)(3.84)-3.08** -3.44***(-2.48)(-2.76)0.87**
0.98**(2.13)(2.39)-0.33-0.34(-1.26)(-1.28)-3.46*-3.73**(-1.86)(-2.02)-1.06*** -1.08***(-3.13)(-3.20)0.14
0.14(1.19)(1.26)
Yes
Yes
6.91*** 6.71**(2.63)(2.51)
883
0.37

883
0.37

パネル B：引受先割当比率
Model 1Model 3Model 4Model 5Model 6

Model 7

13.26***(2.88)

ファンド割当比率(ファンド割当比率)

Model 2-25.77**(-2.32)-7.36(-1.12)

既存株主割当比率-4.41(-0.90)

取引先割当比率
事業関連企業割当比率
持合い割当比率
銀行割当比率
株価乖離率
発行日数
割当比率
拒否権獲得ダミー
ln(引受投資家数）
ln(時価資産総額）
ROA
負債比率
TobinQ
年次ダミー
Constant

Observations
Adjusted R-squared
Robust t-statistics in parentheses*** p<0.01, ** p<0.05, * p<0.1

Model 930.26*** 34.56***(3.20)(3.74)

2

経営者割当比率Model 8-0.52***(-10.51)0.07***(3.83)
7.89**(2.36)-2.79**(-2.23)
1.03**(2.54)-0.34(-1.30)-3.64*(-1.93)-0.97***(-2.92)0.14(1.21)
Yes
6.55**(2.49)-0.52***(-10.53)
0.07***(3.85)
12.87***(4.18)-2.91**(-2.40)0.98**(2.37)-0.39(-1.51)-3.90**(-2.07)-1.02***(-2.97)0.14(1.21)
Yes
7.10***(2.70)-0.53***(-10.58)
0.07***(3.85)
13.21***(4.17)-2.20(-1.30)0.88**(2.14)-0.37(-1.42)-3.95**(-2.12)-1.07***(-3.17)0.14(1.23)
Yes
6.86***(2.60)-0.52***(-10.61)
0.07***(3.85)
12.70***(4.07)-3.11**(-2.34)0.90**(2.17)-0.36(-1.40)-3.90**(-2.11)-1.10***(-3.26)0.14(1.27)
Yes
6.85***(2.62)

883
0.38

883
0.38

883
0.37

883
0.37

35

-47.71**(-2.23)-25.69**(-2.20)0.03(0.00)-0.14(-0.02)-5.86-2.21(-1.22)(-0.43)-15.31***-13.18**(-2.73)(-2.10)-24.28-10.98(-0.80)(-0.39)-0.53*** -0.53*** -0.53*** -0.51***(-10.57) (-10.61) (-10.63) (-10.23)
0.07*** 0.07*** 0.07*** 0.07***(3.88)(3.82)(3.84)(3.89)
12.69*** 12.40*** 12.16*** 11.29***(3.98)(4.01)(3.94)(2.94)-3.19** -3.44*** -3.47***-2.10(-2.49)(-2.77)(-2.78)(-1.26)0.87**
0.91**
0.97**
1.01**(2.11)(2.22)(2.35)(2.39)
-0.37
-0.35
-0.38
-0.27
(-1.42)(-1.32)(-1.45)(-1.06)-3.63*-3.89** -3.69** -3.52*(-1.95)(-2.13)(-1.99)(-1.83)-1.09*** -1.09*** -1.09*** -0.89***(-3.20)(-3.23)(-3.24)(-2.61)
0.14
0.14
0.15
0.13
(1.26)(1.24)(1.32)(1.13)
Yes
Yes
Yes
Yes
6.87*** 6.69** 6.92*** 5.54**(2.61)(2.53)(2.62)(2.12)
883
0.37

883
0.37

883
0.37

883
0.39

-39.79*(-1.94)-21.48*(-1.90)-1.88(-0.33)3.61(0.58)
0.54(0.11)-11.39*(-1.85)-1.51(-0.05)-0.51***(-10.06)
0.07***(3.63)

1.25***(3.02)-0.44*(-1.72)-4.26**(-2.17)-0.71**(-2.19)0.08(0.75)
Yes
8.31***(3.28)
883
0.38

表 6 発表時の累積異常株価リターンの記述統計
パネル A：引受先ダミー
Model 1
ファンド

Model 2Model 3Model 4Model 5Model 7

Model 8-0.78(-0.33)-0.17*** -0.19*** -0.19*** -0.19*** -0.19*** -0.19*** -0.19***(-4.69)(-5.07)(-5.18)(-5.12)(-5.12)(-5.19)(-5.11)25.07*** 24.41*** 23.97*** 24.46*** 24.45*** 24.07*** 24.40***(6.98)(6.83)(6.69)(6.83)(6.81)(6.72)(6.79)-5.67*** -5.09*** -4.23*** -5.16*** -5.51*** -5.13*** -5.15***(-4.80)(-4.41)(-3.37)(-4.43)(-4.74)(-4.44)(-4.41)-1.08*** -1.06*** -0.96** -1.11*** -1.04*** -1.02** -1.08***(-2.73)(-2.72)(-2.37)(-2.80)(-2.62)(-2.55)(-2.63)-0.52*
-0.48
-0.43
-0.47
-0.54*-0.37-0.47(-1.72)(-1.58)(-1.42)(-1.56)(-1.75)(-1.21)(-1.54)-1.22**-1.08*-1.06*-1.10** -1.15**-1.07*-1.10**(-2.22)(-1.92)(-1.89)(-1.98)(-2.01)(-1.91)(-1.97)
0.50
0.85
0.84
0.91
0.61
0.93
0.94
(0.20)(0.34)(0.34)(0.37)(0.24)(0.38)(0.37)
0.26**
0.25**
0.25**
0.26**
0.27**
0.25**
0.26**(2.06)(2.06)(2.04)(2.09)(2.16)(2.01)(2.08)
Yes
Yes
Yes
Yes
Yes
Yes
Yes
9.34*** 8.40*** 8.26*** 8.29*** 8.39*** 7.60** 8.26***(3.03)(2.68)(2.65)(2.65)(2.68)(2.42)(2.65)-2.99***(-2.77)-1.25(-0.87)-0.86(-0.91)-0.94(-1.01)
2.10**(1.98)-3.01***(-2.85)-0.74(-0.31)-0.18***(-4.82)23.94***(6.65)-5.08***(-3.96)-0.66(-1.55)-0.40(-1.29)-1.15**(-2.04)0.08(0.03)
0.25*(1.93)
Yes
8.86***(2.87)-2.75***(-2.86)

経営陣-0.76(-0.57)

既存株主

-1.24
(-1.39)

取引先

0.06(0.08)

事業関連企業

2.38**(2.33)

持合い銀行
ディスカウント率
割当比率
拒否権獲得ダミー
ln(引受投資家数）
ln(時価資産総額）
ROA
負債比率
TobinQ
年次ダミー
Constant

Observations
Adjusted R-squared
Robust t-statistics in parentheses*** p<0.01, ** p<0.05, * p<0.1

Model 6

-2.66***(-2.64)

883
0.12

883
0.11

883
0.12

36

883
0.11

883
0.12

883
0.12

883
0.11

883
0.13

パネル B：引受先割当比率
Model 1
ファンド割当比率(ファンド割当比率)

Model 2Model 3Model 4Model 5Model 6

Model 7-33.40*** -24.37**(-2.71)(-2.04)57.67*(1.90)

56.48* 77.63***(1.83)(2.66)-14.20-3.07(-1.64)(-0.37)-8.25-11.63*(-1.07)(-1.82)-3.05
6.15(-0.51)(0.96)
12.90* 19.52***(1.82)(2.81)-17.29** -13.01(-1.97)(-1.56)-33.33-31.32-8.13(-1.37)(-1.30)(-0.34)-0.19*** -0.19*** -0.16***(-5.14)(-4.97)(-4.03)24.63*** 27.64***(6.86)(5.85)-5.18*** -4.53***(-4.43)(-3.23)-1.05*** -1.05**-0.51(-2.64)(-2.57)(-1.23)-0.46-0.49 -0.87***(-1.50)(-1.60)(-2.84)-1.10*-1.16**-0.73(-1.96)(-2.11)(-0.93)
0.98
-0.36
-2.01
(0.39)(-0.14)(-0.73)0.26**
0.24*
0.13(2.10)(1.89)(1.04)
Yes
Yes
Yes
8.11*** 8.97*** 15.36***(2.59)(2.89)(5.11)-15.33**(-2.02)

経営者割当比率-10.61(-1.58)

既存株主割当比率

0.87(0.16)

取引先割当比率

14.00**(2.02)

事業関連企業割当比率-16.31*(-1.66)

持合い割当比率
銀行割当比率

割当比率
拒否権獲得ダミー
ln(引受投資家数）
ln(時価資産総額）
ROA
負債比率
TobinQ
年次ダミー
Constant

Observations
Adjusted R-squared
Robust t-statistics in parentheses*** p<0.01, ** p<0.05, * p<0.1

Model 9 Model 10-9.83 -33.11***(-1.63)(-2.80)2

ディスカウント率

Model 8-0.18*** -0.17*** -0.19*** -0.19*** -0.19*** -0.19*** -0.19***(-4.84)(-4.62)(-5.27)(-5.16)(-5.13)(-5.20)(-5.21)27.39*** 25.82*** 25.02*** 26.17*** 24.30*** 22.86*** 24.87***(7.11)(6.63)(6.89)(6.78)(6.43)(6.23)(6.92)-5.59*** -5.78*** -4.85*** -3.35** -5.21*** -5.75*** -5.15***(-4.62)(-4.91)(-4.23)(-2.45)(-4.48)(-4.89)(-4.45)-1.19*** -1.16*** -1.07*** -1.18*** -1.10*** -0.96** -1.13***(-2.99)(-2.91)(-2.75)(-2.98)(-2.76)(-2.42)(-2.84)-0.51*-0.53*
-0.48
-0.44
-0.48
-0.53*-0.42(-1.70)(-1.78)(-1.57)(-1.47)(-1.56)(-1.74)(-1.39)-1.19** -1.20**-1.07*-1.07*-1.10** -1.13** -1.09**(-2.19)(-2.17)(-1.93)(-1.93)(-1.97)(-1.97)(-1.96)
0.88
0.46
0.79
0.60
0.94
0.65
0.75
(0.35)(0.18)(0.32)(0.24)(0.38)(0.26)(0.30)
0.27**
0.25**
0.25**
0.25**
0.26**
0.27**
0.25**(2.11)(2.00)(2.04)(1.97)(2.10)(2.17)(2.03)
Yes
Yes
Yes
Yes
Yes
Yes
Yes
8.58*** 9.38*** 8.36*** 8.04** 8.32*** 8.69*** 7.93**(2.77)(3.04)(2.68)(2.58)(2.65)(2.78)(2.53)
883
0.12

883
0.13

883
0.12

883
0.12

37

883
0.11

883
0.12

883
0.12

883
0.11

883
0.14

883
0.07

表 7 異常バイアンドホールドリターンを用いた長期株価パフォーマンス

引受先
全サンプル
ファンド

経営陣

既存
株主

取引
関係

事業
関連

持合い

銀行

VC

その他
投資家

ABHR6

Mean
t-stat-5.09 ***
-2.74

-6.84
-1.48

3.67
0.43

-1.25
-0.48

-3.57
-1.63

-2.53
-0.88

0.44
0.08

5.09
0.52

28.30
0.91

-5.37
-1.02

ABHR12Meant-stat-11.35 ***-4.87-16.50 ***
-3.34

-5.75
-0.70

0.78
0.20

-3.01
-0.91

-7.30
-1.88

-0.74
-0.11

0.45
0.05

45.75
1.06

-18.10 **-2.53

ABHR18Meant-stat-15.45 ***-4.94-27.01 ***-4.43-12.06
-1.17

1.40
0.25

-4.12
-0.79

-5.98
-1.08

-6.34
-0.81

-5.19
-0.39

40.99
0.80

-27.47 ***-3.40

ABHR24Meant-stat-17.93 ***-4.56-39.90 ***
-6.64

-0.53
-0.03

0.01
0.00

-5.49
-0.87

-5.65
-0.80

-3.44
-0.29

-11.57
-0.81

0.86
0.03

-30.18 ***
-3.24

883

237

84

328

323

180

78

27

11

159

N

38

表 8 カレンダータイムポートフォリオを用いた長期株価パフォーマンス

α
Rm-Rf
SMB
HML

Adjusted R-squared

全サンプル

ファンド

非ファンド

単純平均 加重平均

単純平均 加重平均

単純平均 加重平均-0.30(-0.73)
1.21***-14.36
1.38***(8.89)
0.03(0.14)-0.27(-0.73)
1.29***(17.67)0.87***(7.48)
0.04(0.17)-1.32**(-2.17)
1.73***(9.12)
1.73***(6.03)-0.16(-0.47)-1.50***(-2.15)
1.39***(10.53)
1.45***(6.09)
0.76(0.16)-0.41(-0.10)1.20***(15.33)1.30***(9.05)
0.05(0.22)-0.25(-0.77)
1.09***(16.21)0.51***(5.31)
0.13(0.71)

0.68

0.70

0.57

0.51

0.69

0.69

39

表 9 営業パフォーマンスの推移

T-2期

T-1期

T期

T+1期

T+2期

全サンプル

平均値
中央値
サンプル数

0.011
0.024
865

-0.0080.019
869-0.0430.009
883-0.0430.010
876-0.043
0.012
853

ファンド

平均値
中央値
サンプル数

-0.0230.015
234-0.0390.003
234-0.063-0.017237-0.076-0.028234-0.106-0.010
230

経営陣

平均値
中央値
サンプル数

0.033
0.024
82

-0.0250.006
82-0.1190.005
84-0.0880.008
84-0.050
0.021
82

既存株主

平均値
中央値
サンプル数

0.017
0.024
323

-0.0050.017
325-0.0430.015
328-0.0150.017
325-0.009
0.023
316

取引先

平均値
中央値
サンプル数

0.024
0.029
316

0.007
0.023
318

-0.0230.016
323-0.0150.019
321-0.016
0.021
317

事業関連

平均値
中央値
サンプル数

0.042
0.034
178

0.031
0.031
179

0.012
0.025
180

0.012
0.022
180

-0.003
0.020
176

持合い

平均値
中央値
サンプル数

0.035
0.028
78

0.008
0.026
78

0.005
0.025
78

0.019
0.025
78

0.017
0.028
78

銀行

平均値
中央値
サンプル数

0.021
0.033
26

-0.002
0.033
26

0.006
0.025
27

0.021
0.029
27

0.019
0.027
27

VC

平均値
中央値
サンプル数

-0.1650.025
10-0.0630.021
10-0.0310.015
11-0.0280.014
11-0.0070.000
10

その他投資家

平均値
中央値
サンプル数

0.024
0.027
154

-0.0080.026
155-0.0550.006
159-0.0750.008
157-0.040
0.005
150

40

表 10 引受先別 ROA の DID

全サンプル
ファンド
経営陣
既存株主
取引関係
事業関連
持合い
銀行
VC
その他投資家

DIDt+1t-stat

DIDt+2t-stat0.01-0.02 *
0.01
0.03 **
0.02
0.01
0.02
0.01
0.00
0.01

0.86
-1.79
0.38
2.36
1.52
0.51
1.23
1.15
0.02
0.41

0.01
-0.05 *
0.04
0.04 **
0.03
-0.02
0.01
0.01
0.03 *
0.03

0.42
-1.89
1.08
2.07
1.21
-1.28
0.65
0.35
1.79
0.76

41

表 11 ファンド割当比率と役員派遣
パネル A：ABHR（24 ヶ月）
ABHR24
ファンド

ファンド合計
平均値
t-stat N-39.90 *** -6.64 237

役員派遣有り平均値
t-stat N-6.04-0.42 54

役員派遣無し平均値
t-stat N-49.89 *** -7.89 183

ファンド割当比率～0.1
0.1～0.25
0.25～-41.23-50.04-19.83-28.32-34.93 **33.57-42.38 ***-55.70 ***-60.34 ***

-0.74
-1.46
-1.20

96
88
50

-1.07
-2.01
1.23

8
24
22

-4.21
-5.45
-5.79

(a) - (b)43.84 ***

t-stat
3.12

90
64
29

14.06
20.78
93.91 ***

0.40
1.05
3.55

パネル B：DIDt+2
DIDt+2
ファンド

ファンド合計
平均値
t-stat N-0.053 *-1.89 234

役員派遣有り平均値
t-stat N-0.032-0.59 54

役員派遣無し平均値
t-stat N-0.059 *-1.81 180(a) - (b)0.027

t-stat0.40

ファンド割当比率～0.1
0.1～0.25
0.25～-0.034-0.054-0.086-0.320-0.0300.070-0.008-0.063-0.209 *-0.311
0.033
0.279

-1.88
0.40
1.98

-0.74
-1.46
-1.20

96
88
50

-1.02
-0.66
1.49

42

7
24
22

-0.20
-1.31
-1.76

88
64
28

表 11 ファンド割当比率と売出行動
パネル A：売却行動
半年～1年

1年～2年

2年以内に売却

半年までに売却

企業数

割合

企業数

割合

企業数

割合

企業数

割合

全企業数

全投資家

751

216

28.8%

99

13.2%

52

6.9%

65

8.7%

ファンド

190

114

60.0%

63

33.2%

28

14.7%

23

12.1%

経営陣

55

11

20.0%

3

5.5%

4

7.3%

4

7.3%

既存株主

234

32

13.7%

12

5.1%

8

3.4%

12

5.1%

取引先

227

23

10.1%

8

3.5%

8

3.5%

7

3.1%

事業関連企業

135

8

5.9%

0

0.0%

0

0.0%

8

5.9%

持合い

42

3

7.1%

0

0.0%

2

4.8%

1

2.4%

VC

6

2

33.3%

0

0.0%

2

33.3%

0

0.0%

パネル B：長期保有方針と売却行動
長期保有
(企業数）

長期保有方針有半年以内売却

長期保有方針無し

1年以内売却

半年以内売却

1年以内売却

方針有

方針無し

企業数

割合

企業数

割合

企業数

割合

企業数

割合

全投資家

331

420

37

11.2%

53

16.0%

62

14.8%

98

23.3%

ファンド

74

116

22

29.7%

29

39.2%

41

35.3%

62

53.4%

経営陣

35

20

2

5.7%

2

5.7%

1

5.0%

5

25.0%

既存株主

111

123

6

5.4%

7

6.3%

6

4.9%

13

10.6%

取引先

128

99

1

1.0%

6

5.1%

5

5.5%

9

8.6%

事業関連企業

41

94

0

0.0%

0

0.0%

0

0.0%

0

0.0%

持合い

17

25

0

0.0%

1

5.9%

0

0.0%

1

4.0%

VC

1

5

0

0.0%

0

0.0%

0

0.0%

2

40.0%

43

パネル C：売却行動とパフォーマンス
1年以内に売却(a)

1年以内に売却せず(b)(a) - (b)t-statディスカウントMeant-statN

14.24 ***
7.59
73

11.00 ***
8.11
92

3.233

1.43

CAR[AD-1 to AD+1]

Mean

4.53 ***
2.48
73

4.13 ***
3.41
92

0.394

-0.19

ABHR12Mean

N

N
ABHR18Mean
N

ABHR24Mean
N

DIDt+1Mean
N

DIDt+2MeanN-28.5% ***
-4.47
73

-10.4%-1.35
92-18.0%-1.71 *

-43.4% ***
-4.82
73

-18.0% *-1.79
92-25.4%-1.83 *

-58.1% ***
-5.96
73

-33.6% ***
-3.29
92

-24.5%-1.71 *

-0.037-1.62
72-0.003-0.17
91-0.034-1.20-0.069-0.98
72-0.054-1.32
91-0.015-0.20[2013.7.31 1139]

44