『証券経済学会年報』第 51 号別冊
証券経済学会創立 50 周年記念大会
学会報告論文「エクイティスプレッドに影響を与える経営者行動の考察」

『証券経済学会年報』第 51 号別冊「エクイティスプレッドに影響を与える経営者行動の考察」
関憲治（札幌国際大学）

山田隆（昭和女子大学）
１．はじめに山田・関（2014）において、ライフサイクル仮説に基（2014）の研究結果を踏まえた上で、ライフサイクルのステージが移行する企業を抽出し、その過程で株式リターンを高めるような経営者行動を考察した。具体的にづき、成長企業および成熟企業がどのように営業キャッシュフローを活用すれば市場評価が高まるかを検証した。分析の結果、分析対象期間においては、ライフサイクル仮説は支持されず、企業を取り巻く経済環境にフィットした企業行動をとることが、市場評価にプラスに作用することが示唆された。なお、分析対象期間は 2001は、以下の２つの仮説を設定し、検証を行った。なお、
分析対象期間および分析対象企業群は、山田・関（2014）と同様である。
＜仮説 1＞
ライフサイクルステージが「成長持続」から「成熟」に移行する企業においては、ペイアウトや投資を株式市年～2012 年であり、分析対象企業群は金融業を除いたわが国の全上場企業（3 月決算企業）であった。
分析対象期間においては、キャッシュリッチな財務体質の良い企業の市場評価が高かった。ライフステージごとに見てみると、成長企業においては、収益性が高くても営業キャッシュフローを積極的に投資に回すより、事場は好感する。
＜仮説 2＞
ライフサイクルステージが「成長」から「成熟」に移行する過程で十分に資産規模を増やせずに、意図せず「成長鈍化」に移行してしまった企業は、ペイアウトもしくは投資政策をとり、「成長」に戻る意思表示をする

業活動により得た資金を積極的に借入金の返済に充てる方が市場評価にプラスに作用した。つまり、分析対象期間である 2000 年以降においては、投資家は企業がリスクに積極的に挑戦することよりも、むしろ経営の安定性を重視していたと考えられる。一方、成熟企業においては、配当行動は市場評価にプラスに効いておらず、株式ことで、市場評価は高まる。
仮説 1 に関しては、短期的にはペイアウトは有意であり、仮説は支持されたが、中長期的な株式リターンにおいては有意ではなかった。仮説 2 に関しては、ペイアウ
トもしくは設備投資は、短期的に市場は好感するが、中長期的な株式リターンにおいては有意な結果は得られなリターンは企業行動というより、企業を取り巻く外部環境の影響を受けていることが、年次ダミー変数が有意であったことから示唆された。
以上の検証結果から、企業のライフサイクルステージに拘わらず、景気動向に代表される企業を取り巻く外部環境や時期によって、市場評価を高めるような営業キャかった。また、山田・関（2015）における課題は、被説明変数を株式リターンとしたため、経営者行動以外の要因の影響を強く受けてしまった可能性があること、ライ
フサイクルステージの分類基準が適切ではない可能性があることなどである。
そこで、本研究においては、被説明変数をエクイティッシュフローの使途は異なることが導かれた。分析対象期間である 2000 年以降においては、リーマンショックや東日本大震災など、経済に大きな影響を与えるイベン
トがあり、先行きの不透明感が強い環境下では、保守的な経営者行動が市場評価を高めることにつながったことが示唆された。

スプレッドに変更し、さらにライフサイクルステージの分類基準を変更（詳細は後述）した上で、経営者行動がエクイティスプレッドに与える影響を考察した。

引き続き行った山田・関（2015）では、山田・関

本研究の理論的基礎は山田・関（2014）および山田・

2.先行研究と仮説

1-10-1

『証券経済学会年報』第 51 号別冊

関（2015）と同様にライフサイクル仮説に求められる。
ライフサイクル仮説に関しては、Jensen(1984)での指摘が一般的である。また、配当行動に関しては、Julio andROE がマイナスの企業および分析対象期間中のデータが揃っていない企業は分類から除いた。
＜成長企業＞

Ikenberry(2004)および Gullon, Michaely, andSwaminiathan(2002)がライフサイクル仮説に基づいた配当行動を検証している。ペイアウトに関する先行研究
で、ライフサイクル仮説を支持するものには他に、
Fama and French(2001)、DeAngelo, DeAngelo, andSkinner(2004)、DeAngelo et al.(2006)などが挙げられ

ROE が 8％以上、かつ、総還元性向が 30％未満の企業＜成熟企業＞ROE が 8％未満、かつ、総還元性向が 30％以上の企業る。
本研究においては、成長企業および成熟企業がどのような企業行動をとればエクイティスプレッドにプラスに作用するかについて、プーリング回帰モデルによる回帰分析を用いて検証する。なお、補足的に、成長企業、成熟企業ともに、株主資本コストおよび ROE に対する企業行

前述のとおり、本研究では企業価値の代理変数としてエクイティスプレッドを用いる。エクイティスプレッドは次の式で表される。

（3）変数の設定

𝐸𝑆𝑖 = 𝑅𝑂𝐸𝑖 − 𝑟𝑒,𝑖
ただし、ROEi：i 社の ROE
re,i：i 社の株主資本コスト動の影響も分析を行う。
本研究における仮説は以下の 3 つである。なお、ライフサイクルステージの分類方法については後述する。
＜仮説 1＞
成長段階にある企業は、積極的な設備投資を行うことでエクイティスプレッドが高まる。

被説明変数として、先に示した分析対象期間、対象企業のエクイティスプレッドを算出する。なお、株主資本コストを算出する際のリスクフリーレートには10年物国債利回りを用い、マーケットリターンには TOPIX の収益率を＜仮説 2＞
成熟段階にある企業は、積極的なペイアウトを行うことでエクイティスプレッドが高まる。
＜仮説 3＞
仮説１および仮説２に加えて、成長および成熟段階のいずれの企業においても、景気の動向に代表されるよう用いる。
エクイティスプレッドに影響を与える企業行動を説明する変数として、成長企業の分析においては、設備投資行動を反映する変数として投資キャッシュフローを営業キャッシュフロー(OCF)で除したもの(INVESTMENT)、投資キャッシュフローを営業キャッシュフロー(OCF)で除したな企業を取り巻く外部環境や時期が、キャッシュフロー（フリーキャッシュフロー、営業キャッシュフロー）の使途に影響を与える。

ものの変化率（dINVEST）、総資産を自己資本で除したレバレッジ（LEV）、企業規模の変数である総資産額の対数値(ASSET)を分析対象期間の各年度末時点のデータを用いて設定する。また、年次ダミー変数として 2003 年、2004
年、2005 年、2006 年(D2003、D2004、D2005、D2006)を設定する。この年次ダミー変数は、2000 年代前半は IT バブ

3.リサーチデザインと実証分析（1）分析対象期間と分析対象企業群
分析対象期間は、山田・関（2014）および山田・関（2015）とほぼ同様の 2001 年～2013 年である。分析対
象企業群は、金融・保険業を除いた東証一部上場企業（3 月決算企業）に限定した。
（2）ライフサイクルステージの分類基準
本研究では、近藤・柳（2013）を参考にして、ROE と総還元性向を用いて、以下のとおり分類した。なお、

ル崩壊後の景気低迷期があったことを考慮したものである。一方、成熟企業の分析においては、フリーキャッシュフロー(FCF)の使途の観点から株主へのペイアウトを反映する変数としてペイアウト額（配当および自社株買い）をフリーキャッシュフロー(FCF)で除したもの(PAYOUT)、
設備投資行動を反映する変数として投資キャッシュフロ
ー を 営 業 キ ャ ッ シ ュ フ ロ ー (OCF) で 除 し た も の(INVESTMENT)、投資キャッシュフローを営業キャッシュフロー(OCF)で除したものの変化率（符号調整済み）（dINVEST）、総資産を自己資本で除したレバレッジ（LEV）、企業規模の変数である総資産額の対数値(ASSET)を分析

1-10-2

『証券経済学会年報』第 51 号別冊

対象期間の各年度末時点のデータを用いて設定する。また、年次ダミー変数として 2001 年、2002 年、2004 年、2005 年、2006 年、2007 年、2008 年(D2001、D2002、D2004、＜成長企業＞
ESi,𝒕 = 𝜶+𝜷INVESTMENT𝒊,𝒕 +𝜸d𝑰𝑵𝑽𝑬𝑺𝑻𝒊,𝒕 + 𝜹LEV𝒊,𝒕+𝜽ASSET𝒊,𝒕 +𝑫2003 +𝑫2004 + 𝑫2005 +𝑫2006 +𝜺

D2005、D2006、D2007、D2008)を設定する。この年次ダミー変数は、2000 年代前半は IT バブル崩壊後の景気低迷期であったことに加えて、2000 年代後半はリーマンショックがあったことを考慮したものである。これらの収益率や指標の算出には『日経 NEEDS』のデータを用いる。ただし、10 年もの国債利回りは財務省が公表している国債金

ここで、ESi,t は t 期の成長企業 i のエクイティスプレッド、INVESTMENTi,t、dINVESTi,t、LEVi,t、ASSETi,t は成長企
業 i の t 期における説明変数、α、β、γ、δ、θはそれぞれ回帰係数を表す。D は各年度のダミー変数である。

利情報を用いる。
ライフサイクル仮説に基づけば、成長企業において投資キャッシュフローを営業キャッシュフロー(OCF)で除したもの(INVESTMENT)の符号が負で有意（投資 CF は、投資を行った時に負の符号となるため）、および、その変化率（符号調整済み）（dINVEST）の変数の符号が正で有意とES𝒋,𝒕 =
𝜶+𝜷INVESTMENT𝒋,𝒕+𝜸dINVEST𝒋,𝒕+𝜹LEV𝒋,𝒕+𝜽ASSET𝒋,𝒕 +𝝅PAYOUT𝒋,𝒕 +𝑫2001 +𝑫2002 +𝑫2004+𝑫2005 +𝑫2006 +𝑫2007 +𝑫2008 + 𝜺なると予測され、成熟企業においては、ペイアウトの金額（配当および自社株買いの合計額）をフリーキャッシュフロー(FCF)で除したもの(PAYOUT)の変数の符号が負で有意（ペイアウトの金額は、ペイアウトを行った時に負の符号となるため）になると予測される。

γ、δ、θ、πはそれぞれ回帰係数を表す。D は各年度のダミー変数である。

（4）回帰分析
成長企業および成熟企業がどのような企業行動をとればエクイティスプレッドにプラスに作用するかについて（プーリング回帰モデルによる）回帰分析を用いて検証する。

変数は年次ダミーのみ変更）を表 2 に、被説明変数を ROEに代えて回帰分析した結果（説明変数は年次ダミーのみ変更）を表 3 に示す。
表 1 より、回帰分析結果はライフサイクル仮説が示唆するものとは異なり、投資 CF/OCF(INVESTMENT)とエクイティスプレッドの間には有意な関係は見られなかった。

ここでは、ライフサイクル仮説に基づいて、成長企業については営業ＣＦを投資行動により多く配分することによる、エクイティスプレッドに与える影響を検証する。また、財務体質（レバレッジの水準）がエクイティスプレッドに与える影響も同時に検証する。
一方、成熟企業も同様にライフサイクル 仮説に基づき、また、投資変化率（dINVEST）とエクイティスプレッドの間には負の有意な関係が見られた。これはライフサイク
ル仮説から想定される結果とは符号が逆である。年次ダミー（2003 年、2004 年、2005 年、2006 年）はエクイティスプレッドとの間に正の有意な関係が見られた。
表 2 より、投資 CF/OCF(INVESTMENT)と株主資本コストフリーキャッシュフローをより多くペイアウトに回したことがエクイティスプレッドに与える影響を検証する。
また、財務体質（レバレッジの水準）がエクイティスプレッドに与える影響も同時に検証する。
さらに、成長企業、成熟企業ともに、補足的に企業行動（設備投資やペイアウト）が株主資本コストおよびROEにの間には 10％有意水準ではあるが、正の関係が見られた。
また、レバレッジ（LEV）は、株主資本コストとの間に正の有意な関係が見られた。年次ダミー（2006 年、2007 年、2008 年）は株主資本コストとの間に正の有意な関係が見られた。
表3より、投資変化率（dINVEST）およびレバレッジ（LEV）与える影響についても分析を行う。
各ライフサイクルステージにおいて想定した回帰式は以下の通りである。

は、ROE との間に負の有意な関係が見られた。年次ダミー（2003 年、2004 年、2005 年、2006 年、2007 年）は ROEとの間に正の有意な関係が見られた。
成熟企業における回帰分析結果が表 4 である。なお、
成長企業の時と同様に、補足的な分析として、被説明変数＜成熟企業＞

ここで、 ESj,t は t 期の成熟企業 j のエクイティスプ
レッド、INVESTMENTj,t 、dINVESTj,t 、LEVj,t 、ASSETj,t 、
PAYOUTj,t は成熟企業 j の t 期における説明変数、α、β、成長企業における回帰分析結果が表 1 である。なお、補足的な分析として、被説明変数をエクイティスプレッ
ドから株主資本コストに代えて回帰分析した結果（説明1-10-3『証券経済学会年報』第 51 号別冊をエクイティスプレッドから株主資本コストに代えて回帰分析した結果（説明変数は年次ダミーのみ変更）を表 5に、被説明変数を ROE に代えて回帰分析した結果（説明表 1．成長企業（被説明変数：エクイティスプレッド）
説明変数
投資 CF／OCF（INVESTMENT）（投資 CF×（-1）／OCF）の変化率（dINVEST）
レバレッジ（総資産／自己資本）（LEV）
総資産の対数値（ASSET）
2003 年ダミー（D2003）
2004 年ダミー（D2004）
2005 年ダミー（D2005）
2006 年ダミー（D2006）
切片
標本数
調整済み R2
Durbin-Watson stat

変数は年次ダミーのみ変更）を表 6 に示す。
表 4 より、回帰分析結果はライフサイクル仮説が示唆するものとは異なり、ペイアウト/FCF(PAYOUT)とエクイティスプレッドの間には有意な関係は見られなかった。
一方で、投資 CF/OCF(INVESTMENT)とエクイティスプレッドの間に負の有意な関係が見られた。これもライフサイ
クル仮説が示唆するものとは異なり、成熟企業においても設備投資額とエクイティスプレッドの間に正の関係があることを示す結果である（前述のとおり、投資 CF は投資を行った時に負の符号となるため）。また、総資産額の対数値（ASSET）には、エクイティスプレッドとの間に正の有意な関係が見られ、レバレッジ（LEV）には、エクイティスプレッドとの間に負の有意な関係が見られた。年次ダミー（2001 年、2002 年、2007 年、2008 年）はエクイティスプレッドとの間に負の有意な関係が見られ、年次ダミー（2004 年、2005 年、2006 年）はエクイティスプレッドとの間に正の有意な関係が見られた。
表 5 より、ペイアウト/FCF(PAYOUT)と株主資本コストの間には有意な関係は見られなかった。一方で、投資CF/OCF(INVESTMENT)と株主資本コストの間に正の有意な関係が見られた。これは、設備投資額と株主資本コストの間に負の関係があることを示す結果である（投資 CF は、投資を行った時に負の符号となるため）。また、年次ダミー（2002 年、2003 年、2008 年、2009 年）は株主資本コストとの間に正の有意な関係が見られた。
表 6 より、ペイアウト/FCF と ROE の間には有意な関係は見られなかった。総資産額の対数値（ASSET）と ROE の間には、正の有意な関係が見られた。レバレッジ（LEV）
は、ROE との間に負の有意な関係が見られた。年次ダミー（2001 年、2002 年、2009 年）は ROE との間に負の有意な関係が見られ、年次ダミー（2004 年、2005 年、2006 年）
は ROE との間に正の有意な関係が見られた。

係数-0.001092

t値
prob-0.404682-0.001099-2.375367**-0.006909-4.957283***0.239190
2.723289
3.933656
4.117942
3.351431
1.163992
450
0.111552
1.420096

***
***
***
***
***

0.000735
0.048770
0.070375
0.073452
0.059785
0.045563

F-statistic
Prob(F-statistic)

8.046944
0.000000（注）***1％有意水準 **5％有意水準 *10％有意水準【出所】筆者作成（以下の図表すべて同じ）

表 2．成長企業（被説明変数：株主資本コスト）
prob
説明変数係数t値
投資 CF／OCF（INVESTMENT）
0.001183
1.859717*（投資 CF×（-1）／OCF）の変化率（dINVEST）
0.000183 1.675787*レバレッジ（総資産／自己資本）（LEV）
0.001409 4.526246 ***
総資産の対数値（ASSET）-0.000410 -0.599097
2006 年ダミー（D2006）
0.008373
2.128087**
2007 年ダミー（D2007）
0.007722
1.959954*2008 年ダミー（D2008）
0.023733
6.021534 ***切片
0.050512
5.883205 ***
標本数450
調整済み R2
0.101732
Durbin-Watson stat0.366703
8.264372
F-statistic
Prob(F-statistic)
0.000000（注）***1％有意水準 **5％有意水準 *10％有意水準

表 3．成長企業（被説明変数：ROE）
prob
説明変数係数t値
投資 CF／OCF（INVESTMENT）-0.002186 -0.761371（投資 CF×（-1）／OCF）の変化率（dINVEST）-0.001455 -2.951014 ***レバレッジ（総資産／自己資本）（LEV）-0.005651 -4.043419 ***
総資産の対数値（ASSET）
0.000212
0.068907
2003 年ダミー（D2003）
0.049825
2.745387 ***2004 年ダミー（D2004）
0.068434
3.774000 ***2005 年ダミー（D2005）
0.072159
3.987971 ***2006 年ダミー（D2006）
0.069493
3.837358 ***2007 年ダミー（D2007）
0.039507
2.180119**
切片
0.096204
2.456235**
標本数4500.100443
調整済み R2
Durbin-Watson stat0.842906
6.570500
F-statistic
Prob(F-statistic)
0.000000（注）***1％有意水準 **5％有意水準 *10％有意水準

1-10-4

『証券経済学会年報』第 51 号別冊

表 4．成熟企業（被説明変数：エクイティスプレッド）
説明変数
係数
t値
投資 CF／OCF（INVESTMENT）-0.000265 -2.838098（投資 CF×（-1）／OCF）の変化率
8.68E-07 0.114560（dINVEST）
レバレッジ（総資産／自己資本）（LEV）-0.002736 -5.339083
総資産の対数値（ASSET）
0.002870 4.074095
ペイアウト／FCF（PAYOUT）
2.26E-05 0.358829
2001 年ダミー（D2001）-0.031359 -10.01071
2002 年ダミー（D2002）-0.024162 -7.726494
2004 年ダミー（D2004）
0.015012 4.807512
2005 年ダミー（D2005）
0.023901 7.658173
2006 年ダミー（D2006）
0.026963 8.635504
2007 年ダミー（D2007）-0.019572 -6.263212
2008 年ダミー（D2008）-0.015357 -4.919843
切片-0.029333 -3.561758
4290
標本数
調整済み R2
0.112607
Durbin-Watson stat0.696343
46.35486
F-statistic
Prob(F-statistic)
0.000000（注）***1％有意水準 **5％有意水準 *10％有意水準

表 5．成熟企業（被説明変数：株主資本コスト）
prob
説明変数
係数t値
投資 CF／OCF（INVESTMENT）
0.000145 3.748250***（投資 CF×（-1）／OCF）の変化率-6.13E（dINVEST）
06 -1.949728*
レバレッジ（総資産／自己資本）（LEV）
0.000181 0.851328-1.92E総資産の対数値（ASSET）
05 -0.065588
ペイアウト／FCF（PAYOUT）
9.63E-08 0.003689
2002 年ダミー（D2002）**
0.002805 2.308883
2003 年ダミー（D2003）**
0.002877 2.367486
2008 年ダミー（D2008）***
0.012132 9.992964
2009 年ダミー（D2009）***
0.003597 2.967480
切片
0.041922 12.37096***
標本数42900.024448
調整済み R2
Durbin-Watson stat0.479476
12.94305
F-statistic
Prob(F-statistic)
0.000000（注）***1％有意水準 **5％有意水準 *10％有意水準（2015）の研究結果を踏まえた上で、被説明変数を株式prob
リターンからエクイティスプレッドに変更し、さらにラ***イフサイクルステージの分類基準を ROE と総還元性向に変更した上で、経営者行動（主に、成長企業において******は設備投資、成熟企業においてはペイアウト）がエクイティスプレッドに与える影響を考察した。

****** 先に示した回帰分析結果のとおり、仮説１「成長段階***にある企業は、積極的な設備投資を行うことでエクイテ***ィスプレッドが高まる」、および仮説 2「成熟段階にある******企業は、積極的なペイアウトを行うことでエクイティス***プレッドが高まる。
」は棄却された。
***

この結果は、山田・関（2014）および山田・関（2015）とほぼ同様の結果であり、分析対象期間とした2000 年代には、前半が IT バブル崩壊後の景気低迷期であったこと、後半はリーマンショックがあったことなどから、成長企業といえどもレバレッジを引き下げる（つまり自己資本を高める）ことで財務の安全性（企業の存続）を重視し、設備投資による成長を選択しなかったものと考えられる。また、成熟企業においては、安全性重視の観点から、ペイアウトによるキャッシュの流出を防いだ可能性も考えられる。
したがって、仮説 3（仮説１および仮説 2 に加えて、成長および成熟段階のいずれの企業においても、景気の動向に代表されるような企業を取り巻く外部環境や時期が、キャッシュフローの使途に影響を与える）が消極的に支持されたとものと思われる。
なお、そもそも日本企業においては、近藤・柳

表 6．成熟企業（被説明変数：ROE）
prob
説明変数
係数
t値
投資 CF／OCF（INVESTMENT）-0.000119 -1.447420（投資 CF×（-1）／OCF）の変化率（dINVEST）-5.17E-06 -0.778526
レバレッジ（総資産／自己資本）（LEV）-0.002515 -5.605975 ***
総資産の対数値（ASSET）
0.002806 4.547307 ***ペイアウト／FCF（PAYOUT）
1.72E-05 0.311369
2001 年ダミー（D2001）-0.028248 -10.61392 ***2002 年ダミー（D2002）-0.020056 -7.551122 ***2004 年ダミー（D2004）
0.018081 6.820580 ***2005 年ダミー（D2005）
0.025290 9.547262 ***2006 年ダミー（D2006）
0.025369 9.576796 ***2009 年ダミー（D2009）-0.010438 -3.940986 ***切片
0.011702 1.625729
標本数42900.117314
調整済み R2
Durbin-Watson stat0.723374
52.82089
F-statistic
Prob(F-statistic)
0.000000（2013）が指摘しているとおり、配当性向あるいは総還元性向は平均値に寄っており、ライフサイクル仮説が想定するようなペイアウトに関する経営者行動を取っていない可能性も考えられる
ここで、本研究から得られたインプリケーションは主に以下の 2 点であると考えられる。

（注）***1％有意水準 **5％有意水準 *10％有意水準を活用して投資行動を行っていくことが必要であることが改めて示唆された。その上で、投資機会がどうしても見つからないのであれば、横並びのペイアウト政策を取るのではなく、積極的にペイアウトすることが必要である。

4.まとめと今後の課題
本研究においては、山田・関（2014）および山田・関

まず、成熟企業においても設備投資額とエクイティスプレッドの間に正の関係（回帰分析の変数間では負の有意な関係）があることを示す結果が得られていることから、成熟企業においても、設備投資はエクイティスプレッドを高める上で重要な経営者行動である。成熟企業であっても、積極的に投資機会を探し、潤沢なキャッシュ

1-10-5

『証券経済学会年報』第 51 号別冊

次に、本研究で補足的に行った ROE を被説明変数とした分析（表 3 および表 6）からは、レバレッジが高い企業の ROE が必ずしも高いわけではないことが見て取れる。このことからは、少なくとも分析対象期間においては、レバレッジを高めても ROE の向上には必ずしも結びつかず、ROE 向上のためには売上高利益率および総資産回転率を高めることの重要性が改めて示唆されたと言えよう。
今後の課題としては、本研究で採用したライフサイクルステージの分類方法が適切であったかの検討がさらに必要である。先に述べたとおり、本研究ではこれまでの研究を踏まえ、分類方法を変更したが、今後さらなる検討が必要であると思われる。
また、成長企業における「投資」を、設備投資等への支出だけではなく、研究開発への投資や人的資源への投Julio, B., and D. Ikenberry[2004], “Reappearingdividends”, Journal of Applied Corporate

Finance16(4), pp.89-100.
近藤一仁・柳良平[2013]『企業価値評価改善のための財務・IR＆SR 戦略』中央経済社
柳良平[2009]『企業価値最大化の財務戦略』同友館
柳良平[2010]『企業価値を高める管理会計の改善マニュアル』中央経済社
柳良平[2015]『ROE 革命の財務戦略』中央経済社
山田隆・関憲治[2014]「企業のライフサイクルに応じた営業キャッシュフローの使途が株式リターンに与える影響」『証券経済学会年報』第 49 号別冊、pp.2-7-1- 2-7-5
山田隆・関憲治[2015]「ライフサイクル仮説と経営者行動が株式リターンに与える影響」『証券経済学会年報』

資という観点に着目した分析を行うことも検討が必要である。さらに、分析対象期間の特殊性（IT バブル後の景気低迷期やリーマンショックなど）を考慮すると、分析対象期間を変更あるいはより拡大して再度検証する必要性も考えられる。
＜参考文献＞DeAngelo, H., L. DeAngelo, and D. Skinner [2004],“ Are dividends disappearing? Dividendconcentration and the consolidation of earnings”,

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Fama, E., and K. French[2001], “Disappearingdividends: changing firm characteristics or lower
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1-10-6

第 50 号別冊、pp.2-3-1 - 2-3-6