45『証券経済学会年報』第56号

2021年12月

買収防衛策の導入が研究開発投資に与える影響について
長

澤

賢

一

筑波大学大学院ビジネス科学研究科科目等履修生

伊

藤

彰

敏

一橋大学大学院経営管理研究科

要旨：
本論文の目的は，買収防衛策の導入が日本企業における研究開発投資に与える影響を検討するほか，その影響が海外および国内機関投資家の持株比率の程度に応じてどのように変化するかについて検討することである。この目的のため，日本の製造企業をサンプルとして分析を行ったところ，以下の２つの実証結果を得ることができた。第１に，買収防衛策を導入した企業は研究開発投資を抑制する。第２に国内機関投資家持株比率が高い企業においては，買収防衛策の導入と研究開発投資の負の関係が弱くなる。これらの分析結果から，買収防衛策の導入は，日本企業をリスク回避的な行動に導く一方，国内機関投資家は，日本企業に対するモニタリングデバイスとして機能し，日本企業における長期的な投資を促す役割を担っている可能性があることが明らかとなった。
キーワード：
買収防衛策，研究開発投資，ガバナンス，海外機関投資家，国内機関投資家
目次：

１．はじめに
２．仮説の設定
３．検証方法
４．データと変数
５．分析結果６．因果チャネル（海外および国内機関投資家持株比率）に関する分析結果
７．まとめ

か，その影響が海外および国内機関投資家の持1．はじめに株比率の程度に応じてどのように変化するかについて検討することである。

本論文の目的は，買収防衛策の導入が日本企

日本企業は，1970年代初頭から2000年代初業の研究開発投資に与える影響を検討するほ頭，銀行や系列企業グループ間での株式の持合＊

本論文の執筆にあたり，小山明宏氏及び蟻川靖浩氏から有意義なご指摘ご鞭撻を賜りました。この場をお借りして心より御礼申し上げます。

46

証券経済学会年報第56号／研究論文

いを行うことによって，取引企業の維持や敵対

B e r t r a n d a n d M u l l a i n a t h a n 〔 2 0 0 3 〕，

的企業買収の回避を行ってきた。しかしながAtanassov〔2013〕）。日本企業と買収防衛策とら，1990年代初頭，いわゆる「バブル経済」のの関係について論じた先行研究においては，日崩壊により，株式の持合いは徐々に解消され，本企業は買収防衛策の導入を経営者保身のため日本企業における主要な株主は，海外および国に利用しているとする，エントレンチメント的内 機 関 投 資 家 と な っ て い る（Morck andな行動を示す検証結果が報告されている（滝澤Nakamura〔1999〕， 宮 島・ 保 田〔2015〕，Luo

他〔2007〕，Arikawa and Mitsusada〔2008〕）。

and Hachiya〔2005〕）。日本企業の株主構成が研究開発投資は，新製品の導入や先端技術を著しく変化する中，敵対的企業買収が，日本に生み出す原動力となり，企業のイノベーション

おいても頻繁に見られるようになり１），日本企を促進するために極めて重要な投資である業にとって脅威となっている 。このため，（Hall〔2002〕）。しかしながら，日本企業を対2005年以降，事前警告型の買収防衛策を導入す

象に，買収防衛策の導入が研究開発投資に与え

２）

３）

る日本企業が急増している 。

る影響について検証した先行研究は，我々の知企業における買収防衛策の導入と研究開発なる限り，極めて少ないと思われる。よって，上どのイノベーション活動との間には密接な関係

記の先行研究に依拠し，本論文では，日本企業がある。先行研究によると，買収防衛策の導入

が買収防衛策を導入した場合，研究開発投資がにより，企業の長期的な投資やイノベーション

減少するというエントレンチメント仮説が成立が促進されるという検証結果が報告されているするかどうかについて検証を行う。さらに，買（以下「イノベーション仮説」）。その一方で，収防衛策と研究開発投資との関係が，海外およ買収防衛策の導入が経営者のエントレンチメン

び国内機関投資家による持株比率の程度によっトを助長し，企業のイノベーションを阻害するて変化するかどうかを検証する。この目的のたといった，イノベーション仮説と相反する分析

め，本論文では，2002年から2008年における日結果も報告されている（以下「エントレンチメ

本 企 業 を サ ン プ ル と し た Difference in

ント仮説」）。

differences 分析（以下「DID 分析」）により検イノベーション仮説においては，敵対的企業証を行う。DID 分析を行うにあたっては，処買収の脅威が研究開発などの長期的な投資を実置群に属する企業とコントロール群に属する企行する動機付けを経営者から奪う可能性がある

業の特性が類似していなければならない。このため，買収防衛策の導入が企業の長期投資や企た め， 本 分 析 で は，Rosenbaum and Rubin

業価値に正の影響を与えるとしている（Stein〔1985〕による傾向スコアマッチングを行うこ〔1988〕，Shleifer and Summers〔1988〕とによって，属性の似通ったサンプル（以下Chemmanur and Tian〔2018〕，Bhojraj et「マッチドサンプル」）を組成して DID 分析を

al.〔2017〕）。一方，エントレンチメント仮説に行っている。

おいては，敵対的企業買収を，経営者を規律付

この論文においては，以下の２つの実証結果

ける企業ガバナンスメカニズムのひとつとしてを示している。第１に，買収防衛策を導入してとらえ，経営者が，買収防衛策を導入した場いる企業は研究開発投資を減らしている。この合，株式市場からのモニタリングを回避するこ

結果は，買収防衛策の導入が，企業経営者にとができるため，「平穏な生活（Quiet Life）」「平穏な生活（Quiet Life）」を追求する余地をを追求し，リスクの高いイノベーション投資を与え，企業のイノベーション投資を阻害する可回避するほか，株主への配当や特許権の保有件能性があると解釈することができることから，

数 を 減 ら す と し て い る（Denis and Kruse

エントレンチメント仮説が支持され，イノベー〔2000〕，Jensen〔1986〕，Francis et al.

ション仮説が棄却されることを示している。第〔2011〕，Bertrand and Mullainathan〔1999〕，

２に国内機関投資家持株比率が大きい企業は，

買収防衛策の導入が研究開発投資に与える影響について

そうでない企業に比べ，買収防衛策の導入と研究開発投資の負の関係が有意に小さくなる。第２の分析結果は，第１の分析結果である買収防衛策の導入と研究開発投資との負の関係がガバ

473） 事前警告型の買収防衛策とは，買収が買収防衛策導入
企業の企業価値を損なうと認められる一定の場合において，差別的な新株予約権の無償割当て等を行う旨をあらかじめ公表しておく防衛策をいう。

ナンスの程度に依存することを示唆している。

2．仮説の設定

すなわち，国内機関投資家は，日本企業に対するモニタリングデバイスとして機能し，日本企業における長期的な投資を促す役割を担っている可能性がある。
本論文は，以下の点で貢献している。第１に，買収防衛策の導入が日本企業を過度にリス
ク回避的な行動に導く可能性があることを示す

本節では，先行研究を踏まえ，買収防衛策の導入が研究開発投資に与える影響について仮説を設定する。
（１）エントレンチメント仮説

ことができたことである。現在，日本企業にお研究開発投資は，先端技術や新製品を生み出いては，過少投資および過度の内部資金保有がす原動力となり，企業の競争力を強化し企業価

問 題 と し て 指 摘 さ れ て い る が（Ikeda et al.

値を向上させる上で極めて重要な投資である。

〔2018〕， 福 田〔2017〕）， 本 論 文 の 実 証 結 果しかし，その一方で，研究開発投資について

は，買収防衛策の導入が日本企業のイノベー

は，競合企業に対して情報の機密性が高いた

ション投資を損なう可能性があることを示して

め，投資家と経営者間の情報の非対称性が大きいる。第２に，国内機関投資家が，近視眼的でく，また，将来の成功の可否について不確実性なく長期的な視野に立ったモニタリングを行っが高いことに加え，その成果が現れるまでの期ていることを示すことによって，研究開発投資

間が長期に及ぶ可能性がある（Hall〔2002〕ななどリスクの高い投資活動が企業のガバナンス

ど）。

構造に影響を受けることを実証的に示すことができたことである。

日本企業は，銀行や系列企業グループ間での株式の持合いを行うことによって，株式市場か

この論文は，以下のとおり構成されている。

らの規律付けを免れ，規模が大きくリスクの高

２節では日本企業におけるガバナンスの状況やい投資の意思決定を避けていることが報告され先行研究を踏まえ仮説を設定している。３節にている（Ikeda et al.〔2018〕）。また，日本企業

おいては，分析手法やサンプルの選択について

においては，「バブル経済」の崩壊以後，株式の説明を行っている。４節ではデータを説明の持合いは急速に解消したものの，買収防衛策

し，５節ではエントレンチメント仮説の妥当性を導入することによって，市場からの規律付けについて検証している。６節では海外および国を弱めている。

内機関投資家持株比率による因果チャネルにつ

敵対的企業買収は，経営者に株主価値の向上

いての検証を行っている。最後の７節においてに資する投資を促すといった企業ガバナンスメ

本分析の総括について述べている。

カ ニ ズ ム の １ つ と 考 え ら れ て い る（Jensen

1） 2005年にライブドアとフジテレビとの間でニッポン放送の経営権が争われた。
2） 経済産業省および法務省は，2005年に「企業価値・株
主共同の利益の確保又は向上のための防衛策に関する指針」を公表し，買収防衛策のあり方や新株引受権の発行〔 1 9 9 3 〕， D e n i s a n d K r u s e 〔 2 0 0 0 〕，
Atanassov〔2013〕）。このため，企業が買収防衛策を導入したならば，株主による経営者へのモニタリング機能が弱まるため，経営者は，による買収防衛策（ポイズン・ピル）の具体的な内容を「平穏な生活（Quiet Life）」を追求する可能性明示した。また，当該指針の公表と同時に会社法や証券がある。よって，買収防衛策を導入した日本企取引法（現在の金融商品取引法）が改正され，公開買付制度や買収防衛策に関する開示ルールが定められた。

業は，研究開発投資など，イノベーションの創出の実現に向けた投資を抑制する可能性がある

48

証券経済学会年報第56号／研究論文

ことから（Jensen〔1993〕，Atanassov〔2013〕，

また，一般投資家や年金基金から委託を受けてBertrand and Mullainathan〔2003〕）， 以 下 の投資を行っていることから，投資企業に対する仮説を設定することができる。

モニタリング機能が適切に機能していると言われている（宮島・保田〔2015〕）。

仮説１

それでは，機関投資家は，近視眼的ではなく買収防衛策を導入した企業は，研究開発投資を長期的な視野に立ち，企業の投資活動について減らす。

モニタリングを行っているのであろうか。もし，機関投資家が，投資先企業に対し短期的な（２）買 収防衛策の導入が研究開発投資に影響するチャネル

利益創出を望むならば，投資先企業の収益が一時的に悪化した場合，当該企業の株式を売却
し，投資先企業の株式価値は低下する可能性がエントレンチメント仮説を踏まえると，買収ある（Stein〔1988〕）。研究開発投資は長期的防衛策の導入は企業のガバナンスの程度が弱い

な視野に立った投資活動である。よって，研究

こ と を 意 味 し て い る（Atanassov〔2013〕，

開発によって短期的に利益を獲得することは難Bertrand and Mullainathan〔2003〕）。これは，しい。このため，機関投資家が近視眼的な利益

ガバナンスやエージェンシー問題の程度が研究創出を志向すれば，企業は，短期的に利益獲得

開発投資に影響するチャネルであることを示唆できる研究開発プロジェクトに注視し，長期的している。それならば，買収防衛策の導入と研な企業価値の向上に資する投資プロジェクトを

究開発投資との負の関係は，ガバナンスやエー

放棄する可能性がある。

ジェンシー問題の程度に応じて変化する可能性

上記の視点を踏まえ，Edmans〔2009〕は，がある。以下では，海外機関投資家持株比率お大株主が短期的な収益獲得よりも，企業が持つ

よび国内機関投資家持株比率といったガバナン

本質的な収益力をモニタリングしていると主張

スやエージェンシー関係を示す変数を使用し，している。すなわち，大株主は，投資先企業の

これらの変数が買収防衛策の導入と研究開発投情報を収集するインセンティブが強く，一時的資との関係にどのような影響を与えるかについな減益が企業事業活動の低迷に起因して発生して仮説を設定する。

ているのか，または長期的な視野に立った投資「バブル経済」の崩壊により，2000年代初頭

活動を行っている結果なのかを適切に判断したから株式の持合いは徐々に解消され，銀行など

うえで投資を実行するとしている。Atanassovの法人安定株主の持株比率が減少する一方，海〔2013〕は，年金基金や大株主が企業の買収防外機関投資家や年金基金などの国内機関投資家

衛策の導入とイノベーション活動との関係に与による日本企業の持株比率は大きく上昇した。

える影響を分析し，これらの年金基金を含む大海外機関投資家は，株式の発行会社との情報の株主の持株比率が高くなれば，買収防衛策の導非対称性が深刻であるため，株式の銘柄選択に入とイノベーション活動との負の関係が弱くな

あたりホームバイアスが存在することが報告さることを報告している。さらに，宮島・保田

れ て い る が（ 宮 島・ 保 田〔2015〕，Hiraki et〔2015〕は，1990年から2008年までの間におけ

al.〔2003〕），所有株式の売却や発言のメカニズ

る日本企業のガバナンスの状況について検証をムを通じて日本企業のガバナンス機能を担って行い，海外および国内機関投資家が，株式保有いることが先行研究により報告されている（宮割合を通じて企業のモニタリングデバイスとし島・保田〔2015〕，Luo and Hachiya〔2005〕，て機能していることを実証的に示しており，

Kato et al.〔2017〕）。他方，投資信託や年金資

Arikawa et al.〔2012〕は，日本企業の株主構産を中心に運用を行う国内機関投資家は，海外成と研究開発投資との関係について分析を行

機関投資家よりも情報の非対称性問題は弱く，い，海外機関投資家が企業に近視眼的な投資活買収防衛策の導入が研究開発投資に与える影響について

49

動をするよう強制する傾向は認められなかった

る。しかしながら，トービットモデルの推定量としている。これらの先行研究は，機関投資家

は非線形であるため，DID 分析に関する検定

が，投資先企業の経営者に長期的な投資を促す

を困難にさせ，解釈が難しくなる。また，研究役割を担っている可能性を示唆している。

開発投資を行っていない企業は，表２の記述統

これらの先行研究を踏まえると，海外機関投計量のとおり，全サンプル上，６％程度に過ぎ

資家や国内機関投資家の持株比率が上昇した場ない。よって，本論文では，研究開発投資を実合，日本企業における買収防衛策の導入と研究行している企業に限定して分析を行ったとして開発投資との負の関係は弱くなると考えられも分析結果に大きな影響を与えることはないとる。よって，以下の仮説を設定することができ判断し，研究開発投資を実行している企業にサる。

ンプルを絞った固定効果回帰モデルによるパネ
ルデータ分析を行うこととする。
本論文における DID 分析では，分析期間を

仮説２
海外機関投資家の持株比率が高い企業において2002年から2008年の７年間とし，買収防衛策導は，研究開発投資と買収防衛策導入との負の関入前と導入後の２つの期間に区分けする。すな

係が弱くなる。

わち，買収防衛策の導入前の期間を2002年から各企業が買収防衛策を導入した前年までとし，

仮説３

買収防衛策の導入後の期間を買収防衛策の導入

国内機関投資家の持株比率が高い企業においてから2008年までとしている。分析期間の終期をは，研究開発投資と買収防衛策導入との負の関2008年としたのは，買収防衛策に係る制度が開係が弱くなる。

始されて間もない期間のサンプルを使用したほうが，因果関係をより正確にコントロールすることができ，また，2008年９月に起きたリーマ

3．検証方法ン ブ ラ ザ ー ズ の 経 営 破 綻（ 以 下「 リ ー マ ンショック」）は明らかに希少な現象であるた（１）基本モデル

め，分析に際しこの期間を回避したほうが適切な分析を行うことができることを理由としてい本論文では，買収防衛策の導入と日本企業のる。このようにサンプル期間を区分けすること

研究開発投資との関係が２節の１から３の仮説によって，買収防衛策導入に起因する処置群とに適合するかどうかを検証するため，従属変数

コントロール群との研究開発投資の差を比較すとして研究開発投資に関する変数を，説明変数

ることができる。

として買収防衛策の導入に関する変数のほか，分析モデルは，Bertrand and Mullainathan

企業の研究開発投資に影響を与える可能性のあ〔1999〕，Bertrand and Mullainathan〔2003〕

る変数をコントロール変数とした固定効果回帰

や Atanassov〔2013〕に倣い，ベースラインとモデルによるパネルデータ分析を行う。具体的なる買収防衛策導入と研究開発投資との関係にには，買収防衛策を導入した企業群を処置群，ついて検証する仮説１については，下記（１）導入しない企業群をコントロール群とした

式の固定効果回帰モデルを用いる。先行研究に

DID 分析を実行することにより，買収防衛策

よると，買収防衛策の導入が企業のイノベー導入と研究開発投資との因果関係を明確にす

ションに与える影響は数年後に現れることが報る。

告されている（Atanassov〔2013〕，Chemmanur

サンプル企業においては，研究開発投資を

and Tian〔2018〕）。よって本論文では，これ行っていない企業があるため，本来，トービッらの先行研究に従い，従属変数と独立変数とのトモデルによって推定を行うことが適切であ

間に１期および２期のラグを設けた回帰式を使

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証券経済学会年報第56号／研究論文に１のダミー変数を，買収防衛策を１度も導入用する。

したことのない企業群に０のダミー変数を使用
す る。 ま た， 説 明 変 数 に つ い て は， 滝 澤 他

RD_Si,t+n＝β１DEFENSEi,t+β２Xi,t+dt +αi +ei,t（１）〔2007〕 や Arikawa and Mitsusada〔2008〕
に従い，総資産に対する利益の割合（ROA_（１）式における各変数の添え字の i は企業

mean3），リスク指標（BETA_mean3），企業を，t は時点を，さらに n は１年および２年と年 齢（AGE），Tobin の Ｑ（Tobin Q_mean3），

している（後述の（２）から（４）の式につい

純 資 産 に 対 す る 留 保 利 益 の 割 合（RE_K_ても，すべて同様）。上記（１）の式は，従属

mean3），負債比率（LEV_mean3），企業規模変数として RD_S（売上高に対する研究開発費（LOGSALE_mean3（売上高の対数変換値）），比率）を，説明変数として DEFENSE（買収

役員持株比率（DIR_mean3）および海外機関

防衛策導入時には１，非導入は０）を使用した投資家持株比率（FOR_mean3）を使用する。

回帰式を示している 。X はコントロール変数

これらの説明変数については，企業年齢を除のベクトルを表示している。d は時点特有の固き，買収防衛策が実質的に導入される前の2002

定効果を，αは企業固有の固定効果を，さら

年から2004年までの３年間における平均値を使に є は残差項を表示している。なお，各変数の用する。よって，説明変数は2004年時点におけ定義は，表１のとおりである。

る平均値となる。日本企業における買収防衛策

４）

回帰モデルは，観測されない企業の特性をコは，主として2005年から導入されているため，ントロールするため，企業固有の固定効果や時

プロビット分析における従属変数と説明変数に点特有の固定効果を含めた二元配置固定効果モ

は１期のラグを設けている。

デルにより分析を行う。また，本分析において

傾向スコアを算出するにあたり，上記の方法

は系列相関をコントロールするため，標準誤差を採用したのは，買収防衛策に係る法的整備がを企業ごとにクラスタリングしていると想定し本格化して間もない期間のサンプルを使用したてｔ値を算出している（Petersen〔2009〕）。

方が，内生性の問題についてより的確に対処す（２）マッチドサンプル
買収防衛策の導入は企業の選択権に委ねられるため，自己選択バイアスが生じる可能性がある。このため，DID 分析を行うにあたっては，処置群に属する企業とコントロール群に属する
企業との属性が類似することが必要である。
よって，本分析では，Rosenbaum and Rubin〔1985〕による傾向スコアマッチングを行うことによって，マッチドサンプルを組成する。
マッチングに際しては，最近傍法とキャリパー法を併用している。また，キャリパーについてることができると考えたからである。なお，変数の定義は，表１のとおりである。
4） 分析期間において買収防衛策を導入した企業は全期間
１のダミー変数，買収防衛策を導入してない企業は全期間０のダミー変数とする Treatment 変数を設け，また，買収防衛策を導入した年以降は１のダミー変数，それ以前は０のダミー変数とする Def_After 変数を設けている。回帰モデルにおいては，Treatment と Def_After の交差項を DEFENSE として表示している。また，本分析においては，パネルデータ分析における固定効果モデ
ルを採用しているため，Treatment 変数を回帰モデルから除き，また，Def_after の代わりに，時点特有のダミー（年次ダミー）変数で回帰モデルをコントロールする。
なお，変数定義は，表１のとおりである。

は，Rosenbaum and Rubin〔1985〕 に 従 い，
傾向スコアの標準偏差に0.25を乗じて計算して4．データと変数いる。
傾向スコアは，プロビット回帰分析を用いて本論文で使用する財務データは，Quick 社の算出する。従属変数については，2005年から

Astra Manager から取得している。また，買2008年までの間に買収防衛策を導入した企業群

収防衛策に関するデータはレコフ社のレコフ買収防衛策の導入が研究開発投資に与える影響について

M&A データベースから取得している。サンプ
ルは，分析対象期間を2002年から2008年までの51（３）コントロール変数７年間とし，東京証券取引所に上場している製企業の研究開発投資は，収益性，成長性およ造企業（第１部，第２部，マザーズ，ジャス

び企業規模などに影響を受けることが先行研究

ダック）とする。本分析における買収防衛策のに よ り 報 告 さ れ て い る（Himmelberg and導入に関するサンプルは，導入を継続している

P e t e r s e n 〔 1 9 9 4 〕， A t a n a s s o v 〔 2 0 1 3 〕，

企業を対象とし，また，買収防衛策における定Chemmanur and Tian〔2018〕，Bhojraj et

義は，事前警告型と信託型ライツプランとして

al.〔2017〕）。このため，コントロール変数は，いる。製造企業を分析対象とするのは，本論文

これらの先行研究を参考に，収益性指標としての目的が，買収防衛策の導入により企業の研究

総資産に対する利益の割合（ROA），成長性指開発投資がどのような影響を受けるかを明確に標として Tobin のＱ（Tobin Q）を使用し，ますることであるため，研究開発投資を積極的にた，企業規模の代理変数として，総資産に対す行っている化学や技術志向型の製造業をサンプ

る有形固定資産の割合（F_A）や総資産簿価をルとして実証分析を行うことが有益であると考

対数変換した値（SIZE）を使用する。さらに，えたためである。なお，本論文で使用するサン

リスク指標としてベータ（BETA），企業のラプルについては，サバイバル・バイアスを考慮

イフサイクル指標として企業年齢（AGE）をして，検証期間中に新規上場または上場廃止と使用する。これらの変数に加え，売上高に対すなった企業も含めている。よって，本論文で使る配当割合（DIV_S），発行済株式総数に対す用するパネルデータは，アンバランストパネル

る上位10位の株主持株数の割合（TEN），発行

データである。

済株式総数に対する筆頭株主持株数の割合（１）従属変数とメインの説明変数（MAIN）や発行済株式総数に対する金融機関
持株数の割合（FIN）を使用する。

本論文では，従属変数として研究開発投資にサンプルの外れ値修正は，RD_S，DIV_S，

関する変数として売上高に対する研究開発費のTEN，MAIN および FIN については上位２％割合（RD_S）を使用する。ベースラインの分に属するサンプルを，それ以外の変数（AGE析におけるメインの説明変数については，買収を除く。）については，上位２％および下位防衛策を導入している場合には１を，導入して２％に属するサンプルを除外している。なお，いない場合には０のダミー変数（DEFENSE）

これらの変数の定義の詳細については，表１のを使用する。なお，変数の定義は，表１のとおとおりである。

りである。
（２）チャネル分析に係る説明変数
海外機関投資家や国内機関投資家は，バブル

5） 有価証券報告書における外国人持株比率には，機関投資家のほか一般外国人の持株比率も含まれているものの，主体は，機関投資家であると考えられるため，本論
文では，外国人持株比率を海外機関投資家持株比率の代理変数とすることとした。

経済崩壊以降，日本企業のガバナンス機能を担

6） 有価証券報告書における金融機関持株比率には，投資

う と さ れ て い る（ 宮 島・ 保 田〔2015〕，Luo

信託・年金運用分のほか，銀行や生命保険会社の持株比and Hachiya〔2005〕，Kato et al.〔2017〕）。
本論文では，海外機関投資家持株比率の代理変数として外国人持株比率（FOR）を設け５），
国内機関投資家持株比率の代理変数として金融
機関持株比率（FIN）を設ける６）。

率が含まれている。しかしながら，銀行や保険会社の持株比率については，1996年は30.4％であったものの，2006年度においては9.7％と著しく減少している（宮島・保田〔2015〕）。よって，本論文では，金融機関持株比率
を国内機関投資家持株比率の代理変数として使用するこ
ととした。

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証券経済学会年報第56号／研究論文

表１

変数定義

変数定義
メインの従属変数
RD_S

研究開発費／総売上

メインの独立変数
DEFENSE
Treatment
Def_After
FIN
FOR

Treatment と Def_After とを乗じた値
買収防衛策を導入した企業は全期間１，買収防衛策を導入してない企業は全期間０
買収防衛策を導入した年以降は１，それ以前は０
金融機関持株数／既発行株式数
外国人持株数／既発行株式数

コントロール変数
ROA
BETA
DIV_S
Tobin Q
AGE
F_A
SIZE
TEN
MAIN
FIN

当期純利益／総資産
対 TOPIX β値（36か月）
現金配当／総売上（１期前）（総負債＋株式時価総額）／総資産
Log（企業年齢＋１）
有形固定資産／総資産
Log（総資産）上位10位の株主保有持株数／既発行株式数
主要株主保有持株数／既発行株式数
金融機関持株数／既発行株式数

その他の変数
ROA_mean3
BETA_mean3
AGE
Tobin Q_mean3
RE_K_mean3
LEV_mean3
DIR_mean3
FOR_mean3
LOGSALE_mean3

変数名

2002年から2004年までの間の変数 ROA 平均値
2002年から2004年までの間の変数 BETA 平均値
2004年の変数 AGE の値
2002年から2004年までの間の変数 Tobin Q 平均値
2002年から2004年までの間の変数 RE_K 平均値
RE_K：（資本剰余金＋利益剰余金）／純資産額
2002年から2004年までの間の変数 LEV 平均値
LEV：（短期借入金＋長期借入金＋社債）／総資産
2002年から2004年までの間の変数 DIR 平均値
DIR：役員持株数／既発行株式数
2002年から2004年までの間の変数 FOR 平均値
2002年から2004年までの間の変数 LOGSALE 平均値
LOGSALE：Log（総売上高）

これは，約94％以上のサンプル企業が研究開発

５．分析結果投資を行っていることを示している。表３は買収防衛策を導入した企業数を時系列で表示して（１）記述統計量と買収防衛策導入の状況いる。表３によると，買収防衛策を導入したサンプル企業は，2005年に８企業，2006年に90企

表２は各変数の記述統計量を表示している。

業となり，全体の10％に満たないものの，2007

表２の１行目は，2002年から2008年までのサン

年には217企業が，また，2008年には304企業がプル期間に係る RD_S 変数の総サンプル企業

買収防衛策を導入するなど，2007年および2008の記述統計量を示しており，また，２行目は，

年に買収防衛策導入企業が急増している。時系

同期間における RD_S 変数が０よりも大きい

列的に各企業における買収防衛策の導入の状況

サンプル企業の記述統計量を示している。研究を見ていくと，企業は，他の企業の買収防衛策

開発投資に係るサンプル企業数については，総の導入の状況を見つつ，買収防衛策を導入する

サンプル企業数8,185に対し研究開発費を計上か否かを決定している可能性がある。

しているサンプル企業数は7,714となっている。

買収防衛策の導入が研究開発投資に与える影響について

Variable
RD_S
DEFENSE
ROA
BETA
DIV_S
Tobin Q
AGE
F_A
SIZE
TEN
MAIN
FIN

Mean
0.02580.02740.13460.04790.96070.0081
1.0941
3.98680.201611.05740.47070.17140.2539

表２

記述統計量

Median0.01890.02050.00000.04420.91620.00651.01754.07750.1942
10.89100.44590.11290.2413Max
0.15380.15381.00000.17042.32230.04042.70814.85200.437814.6986
0.76970.58380.5477Min
0.00003.37E-05
0.0000-0.0958
0.02670.00000.46670.00000.03088.04750.23030.00050.0157

Std.Dev0.02570.0256
0.34130.04280.49310.0076
0.35900.60420.08771.34060.13100.13640.1302

53

Obs
8,185
7,714
4,600
7,983
7,184
8,155
8,000
8,341
7,993
8,058
7,622
7,709
7,622

変数 RD_S の１行目は，2002年から2008年までの期間における総サンプルの記述統計量を表示しており，当該変数の２行目は，上記の期間における RD_S が０より大きいサンプルの記述統計量を表示している。

表３
年
2005
2006
2007
2008
合計

買収防衛策導入状況

非導入企業
1,158
1,070
928
825
3,981

導入企業
8
90
217
304
619

合計
1,166
1,160
1,145
1,129
4,600

における，AGE，LEV_mean3，DIR_mean3，（２）マッチドサンプルの組成

FOR_mean3 お よ び LOGSALE_mean3 の 変

DID 分析を行うに際し，本論文では，処置数の平均値の差が統計的に有意な結果を示して群に属する企業とコントロール群に属する企業

いるが，マッチング後の処置群とコントロールとの属性が類似するように傾向スコアマッチン

群におけるそれぞれの変数の平均値の差は，グによってサンプルを組成している。表４は，AGE が統計的に10％の有意水準となっている

傾向スコアマッチングによるバランステストのものの，概ね統計的に有意ではなくなった。こ

結果を報告している。分析結果によると，マッのことは，両群の調整は適切に行われているこ

チング前においては，処置群とコントロール群

とを示す。

表４
Variable
ROA_mean3
BETA_mean3
AGE
Tobin Q_mean3
RE_K_mean3
LEV_mean3
DIR_mean3
FOR_mean3
LOGSALE_mean3

共変量バランステスト

Unmatched Sample
TreatedControlt-value
0.03680.03470.86
0.92290.9401-0.52
4.2023
4.1071
4.73***
0.98240.95841.27
0.44970.41421.46
0.24050.21472.02**
0.01860.0326-2.95***
0.08440.05684.15***
11.5170
10.9220
5.82****有意水準10％，**有意水準５％，***有意水準１％

Treated
0.03570.92154.17000.97130.43870.23450.02090.077311.3260

Matched Sample
Controlt-value
0.0373-0.46
0.9247-0.07
4.2163-1.71*
1.0055-1.42
0.4616-0.67
0.2516-0.93
0.01421.59
0.0903-1.24
11.5570-1.48

54

証券経済学会年報第56号／研究論文（３）買 収防衛策が研究開発投資に与える影響についての分析結果

までの各年度の Tobin のＱを１以上または１未満に分割し，さらに Tobin のＱが１以上のサンプルを使用して，買収防衛策と研究開発投

表５では，買収防衛策と研究開発投資との関資との関係を検証している。本分析において係を固定効果モデルによる DID 分析によっては，Tobin のＱが１以上であれば，企業の投資推定した結果を報告している。なお，表５の⑴

機会が豊富であるため，研究開発投資が増えるの RD_S は１期のラグを，（２）の RD_S は２ことを想定している。もし Tobin のＱが１以期のラグを設けている。分析結果によると，上であるにもかかわらず，DEFENSE の係数

DEFENSE の係数は（１）および（２）におがマイナスとなれば，エントレンチメント仮説

いてマイナスとなり，統計的な有意水準は，そを強く支持することができる。なお，従属変数

れぞれ10％，５％となっている。この分析結果の RD_S については，（３）においては１期のは，仮説１と整合する結果となっている。

ラグを，（４）においては２期のラグを設けて表５の（３）および（４）では，上記の分析

いる。分析結果によると，DEFENSE の係数

結果をより明確に実証するため，マッチングしはすべてマイナスとなり，（３）においては統た全てのサンプルについて，2002年から2008年

計的な有意水準は10％，（４）においては１％

表５

Dependent variable
DEFENSE
ROA
BETA
DIV_S
Tobin Q
AGE
F_A
SIZE
TEN
MAIN
FIN
Constant
Year fixed effects
Firm fixed effects
R-squared
Number of observations

買収防衛策と R&D 投資との関係に関する分析結果
Matched Sample（Total Sample）
RD_St＋1
RD_St＋2（1）（2）-0.0012*-0.0015**（-1.7169）（-2.3560）-0.00470.0194***（-0.6809）（3.1078）0.00030.0002（0.5600）（0.3479）
0.3638***0.2582***（5.7495）（4.0811）-0.0053***-0.0016（-4.2961）（-1.3807）
0.00550.0075（0.3255）（0.3915）0.00710.0049（1.1120）（0.7332）-0.0027*-0.0002（-1.9146）（-0.1030）
0.008
0.0058（1.2128）（0.9324）-0.0190**-0.0171**（-2.1650）（-2.1081）-0.0071-0.0048（-1.2832）（-0.9676）
0.0381-0.0026（0.5253）（-0.0313）
Yes
Yes
Yes
Yes
0.078
0.064
3,632
3,295

Matched Sample（Tobin Q＞＝1）
RD_St＋1
RD_St＋2（3）（4）-0.0017*-0.0024***（-1.7709）（-3.0337）-0.0056
0.0201*（-0.5002）（1.9169）0.00080.0007（1.0060）（0.8666）
0.2427***0.2198**（2.6575）（2.4842）-0.0047***-0.0022（-2.9544）（-1.5624）
0.01020.0043（0.3315）（0.1051）
0.0184*0.0221**（1.9631）（2.0992）-0.0041*-0.0004（-1.9252）（-0.2139）
0.00240.0052（0.2745）（0.6153）-0.0182-0.0226*（-1.5114）（-1.9380）
0.00120.0002（0.1962）（0.0362）0.03810.0167（0.3058）（0.1002）
Yes
Yes
Yes
Yes
0.08
0.107
1,596
1,498

表５は，買収防衛策と研究開発投資との関係を固定効果モデルによる DID 分析によって推定している。（ ）内はｔ値を示している。*，**，*** は各々10％，５％，１％水準で有意であることを示している。ｔ値は標準誤差を企業ごとにクラスタリングしていると想定して算出している（Petersen〔2009〕）。

買収防衛策の導入が研究開発投資に与える影響について55る。なお，本分析は，（１）がマッチドサンプとなっている。
上記の分析結果は，買収防衛策を導入した企

ルを，（２）は，上記の５．
（３）の分析と同様，

業は，研究開発投資を減らしていることを示し

マッチドサンプルについて Tobin のＱが１以ている。これは，企業経営者が，買収防衛策の上のサンプル企業を対象としている。本分析に導入により株式市場からのガバナンスプレッ

お い て は，DEFENSE －１ お よ び DEFENSE －２

シャーを回避することが可能となったため，投がメインの変数となり，もしパラレルトレンド

資機会が豊富であるにもかかわらず，研究開発

仮定を満たすのであれば，当該変数は，統計的投資を減らし，「平穏な生活（Quiet Life）」をに非有意になると予想される。

追求する可能性があることを示唆しており，仮説１と整合する結果となっている。

表６は，表５の分析結果についてパラレルト
レンド仮定が成立するかどうかについての検証

その他，コントロール変数が従属変数に与え結果を報告している。ここでは，買収防衛策をる影響について主なものを報告する。ROA の導入する１期前の変数と２期前の変数はともに係数は正となり，統計的な有意水準も概ね確保

統計的に有意ではない。この分析結果は，買収している。また，DIV_S の係数は，すべての防衛策導入前に，研究開発投資に関して処置群モデルにおいてプラスとなり統計的な有意水準

はコントロール群と同様のトレンドを有していについても概ね確保しており，概ね予想通りとたことを示唆しており，パラレルトレンド仮定なった。

は成立することを示している。

（４）パラレルトレンド・テスト
DID 分析による検証結果が有効であると判

6．因果チャネル（海外および国内機関投資家持株比率）に関する分析結果断するためには，パラレルトレンド仮定が成立
していなければならない。すなわち，買収防衛

前節では，買収防衛策の導入と研究開発投資策導入以前の期間で，処置群に属する企業とコとの関係について検証し，買収防衛策を導入しントロール群に属する企業との間に研究開発投た企業は，研究開発投資を減らしていることが資のトレンドに差は存在しないという条件を満明らかとなった。しかしながら，通常，買収防たす必要がある。本節では，上記（１）および衛策は期限付きであり，またそれを承認する取（２）における DEFENSE 変数について，買締役の任期などにより，必ずしも万全なガバナ

収防衛策を導入する１期前の変数と２期前の変ンスプレッシャーの回避策ではない点を考慮す

数とに入れ替えた下記の回帰式により，パラレ

る必要がある７）。

ルトレンド仮定を満たすかどうか検証する。

宮島・保田〔2015〕は，1990年代後半から2000年代における機関投資家の持株比率の上昇

RD_Si,t+1=β１DEFENSEi, －1+β２DEFENSEi, －2が，経営の規律付けメカニズムとして機能する+β３Xi,t+dt+αi+є i, t

かどうかを検証し，検証の結果，国内外の機関（２）

投資家が，企業に将来投資を促し，それが企業買収防衛策を導入する１期前の変数は，買収価値の上昇につながっていることを示してい防衛策を導入する事業年度１期前において１のる。宮島・保田〔2015〕の検証結果を踏まえる

値をとるダミー変数を，それ以外の事業年度にと，機関投資家のモニタリングなど何らかのガ

おいては０となるダミー変数を設定している。

バナンスメカニズムが強く作用する場合，買収

また，買収防衛策を導入する２期前の変数は，防衛策と研究開発投資との負の関係が制御され買収防衛策を導入する事業年度２期前においてる可能性がある。よって，本節では，海外機関

１の値をとるダミー変数を，それ以外の事業年

投資家持株比率および国内機関投資家持株比率度においては０となるダミー変数を設定していといった企業のガバナンスの程度に着目し，こ56

証券経済学会年報第56号／研究論文

表６

パラレルトレンドテストの結果

Dependent variable
DEFENSE-2
DEFENSE-1
ROA
BETA
DIV_S
Tobin Q
AGE
F_A
SIZE
TEN
MAIN
FIN
Constant
Year fixed effects
Firm fixed effects
R-squared
Number of observations

Total Sample
RD_St＋1（1）0.0004（1.1239）0.0006（1.3286）-0.0019（-0.2808）
0.0005（0.9905）
0.3513***（5.8805）-0.0066***（-5.4265）-0.0005（-0.0348）
0.0072（1.1492）-0.0028*（-1.9259）
0.0084（1.2991）-0.0152*（-1.9285）-0.0056（-1.0244）
0.0642（0.9974）
Yes
Yes
0.089
3,298

Tobin Q＞＝1
RD_St＋2（2）0.0001（0.2701）
0.0004（0.7402）-0.0074（-0.6376）
0.0011（1.1794）
0.2275**（2.4783）-0.0055***（-3.4485）0.0083（0.2826）
0.0160*（1.7420）-0.0039*（-1.7687）
0.0018（0.1939）-0.0153（-1.3853）
0.0028（0.4253）
0.0435（0.3663）
Yes
Yes
0.092
1,496

*有意水準10％，**有意水準５％，***有意水準１％

れらの変数が，買収防衛策の導入と研究開発投RD_Si,t＋n=β１DEFENSEi,t+β２DEFENSEi,t資との関係に与える影響について検証を行うこ×FORi,t+β３FORi,t+β４Xi,t+dtとによって研究開発投資を変化させるチャネル+αi +є i, t

について確認する。
この目的のため，海外機関投資家については
FOR を，国内機関投資家については FIN を設（３）

RD_Si,t＋n=β１DEFENSEi,t+β２DEFENSEi,t×FINi,t+β３FINi,t+β４Xi,t+dt+αi +є i, t

（４）

け，海外および国内機関投資家持株比率が買収
防衛策の導入と研究開発投資との関係にどのよ

表７の（１）から（４）は，海外機関投資家

うな影響を与えるのかについて検証する。本分

持株比率が買収防衛策の導入と研究開発投資と析においては，下記（３）および（４）の回帰の関係に与える影響についての分析結果を報告

式の相互作用項である DEFENSE × FOR およしている。なお，（１）および（２）について

び DEFENSE × FIN が主要な変数となる。なはマッチドサンプルを，（３）および（４）に

お，分析においては，従属変数と独立変数とのついては，上記の５．
（３）の分析と同様，マッ

間に１期から２期のラグを設けている。

チドサンプルについて Tobin のＱが１以上のサンプルを対象としている。DEFENSE の係

買収防衛策の導入が研究開発投資に与える影響について

数の符号は，（１）から（４）のモデルで負と57

与えないことを示している。

な り，（ ２） お よ び（ ４） に お い て， そ れ ぞ

表８の（１）から（４）は，国内機関投資家

れ，５％および１％の統計的な有意水準を確保

持株比率が買収防衛策の導入と研究開発投資としている。また，FOR の係数の符号は（１）の関係に与える影響についての分析結果を報告から（４）のすべてのモデルで正となるものしている。なお，（１）および（２）についての，統計的な有意水準は確保できていない。さはマッチドサンプルを，（３）および（４）にら に，DEFENSE × FOR の 係 数 の 符 号 は，

ついては，上記の５．
（３）の分析と同様，マッ（１）および（３）で負となり，（２）および

チドサンプルについて Tobin のＱが１以上の（４）で正となるが，いずれのモデルも統計的サンプルを対象としている。DEFENSE の係な有意水準を確保できていない。これらの分析数の符号は，（１）から（４）のすべてのモデ

結果は，海外機関投資家持株比率は，買収防衛

ルで負となり統計的に有意となっている。ま策の導入と研究開発投資との負の関係に影響をた，FIN の係数の符号は（１）から（４）の

表７

買収防衛策と R&D 投資との関係に関する分析結果（海外機関投資家持株比率の影響）

Dependent variable
DEFENSEDEFENSE × FOR
FOR
ROA
BETA
DIV_S
Tobin Q
AGE
F_A
SIZE
TEN
MAIN
FIN
Constant
Year fixed effects
Firm fixed effects
R-squared
Number of observations

Matched Sample（Total Sample）
RD_St＋1
RD_St＋2（1）（2）-0.0004-0.0016**（-0.5064）（-2.0512）-0.00590.0009（-1.0823）（0.1963）
0.00640.0023（0.8738）（0.3910）-0.0055
0.0191***（-0.7815）（2.9863）0.00040.0002（0.6980）（0.3700）
0.3655***0.2558***（5.7812）（4.0645）-0.0055***-0.0017（-4.3555）（-1.4508）
0.00490.007（0.2962）（0.3715）0.00710.0048（1.1180）（0.7193）-0.0029**-0.0003（-1.9929）（-0.1744）
0.00660.005（1.0892）（0.8393）-0.0175**-0.0160**（-2.2322）（-2.1086）（0.0061）（0.0039）（-1.2009）（-0.8208）
0.042
0.0006（0.6065）（0.0075）
Yes
Yes
Yes
Yes
0.079
0.063
3,632
3,295

Matched Sample（Tobin Q＞＝1）
RD_St＋1
RD_St＋2（3）（4）-0.0014-0.0027***（-1.0319）（-2.6214）-0.00180.0016（-0.2730）（0.3090）0.00770.0023（0.8404）（0.2533）-0.0070.0196*（-0.6112）（1.8327）0.00090.0008（1.0504）（0.8881）0.2380**0.2169**（2.5833）（2.4642）-0.0051***-0.0024（-3.0938）（-1.5533）
0.00870.0038（0.2912）（0.0960）
0.0179*0.0220**（1.9627）（2.1019）-0.0044**-0.0006（-1.9948）（-0.2686）
0.00050.0044（0.0574）（0.5703）-0.0154-0.0214**（-1.4065）（-2.0195）
0.00330.0012（0.6158）（0.2244）0.04750.0200（0.4008）（0.1236）
Yes
Yes
Yes
Yes
0.08
0.106
1,596
1,498

表７は，海外機関投資家持株比率が買収防衛策と研究開発投資との関係に与える影響を固定効果モデルによる DID 分析によって推定している。（ ）内はｔ値を示している。*，**，*** は各々10％，５％，１％水準で有意であることを示している。ｔ値は標準誤差
を企業ごとにクラスタリングしていると想定して算出している（Petersen〔2009〕）。

58

証券経済学会年報第56号／研究論文

すべてのモデルで負となるものの，統計的に有業の買収防衛策の導入に柔軟に対応する姿勢を意となっていない。他方で，DEFENSE × FIN示しているが８），他方，海外機関投資家は，規の係数の符号は，（１）から（４）のすべての模が大きく国際的知名度があり，またパフォー

モデルで正となり，統計的には（１）のモデル

マンスの良い企業に投資を行うものの，非効率を除き，それぞれ１％および５％の有意水準を的な経営をしている企業への投資を抑制するな

確保している。これらの分析結果は，国内機関

ど，投資企業についてホームバイアスにおける投資家持株比率が高くなると，買収防衛策の導傾向が強い。よって，上記の分析結果は，傾向入と研究開発投資との負の関係は弱くなること

スコアマッチングを施すことによって，海外機を示唆している。

関投資家持株比率によるサンプル・バイアスを上記の分析結果によると，国内機関投資家の修正した場合，海外機関投資家によるモニタリ

ほうが，海外機関投資家よりも統計的な有意性

ング機能は，買収防衛策と研究開発投資との関は強くなっている。宮島・保田〔2015〕による係においては国内機関投資家ほど強くないことと，国内機関投資家は海外機関投資家よりも企を示している。これは，国内機関投資家が，長表８

買収防衛策と R&D 投資との関係に関する分析結果（国内機関投資家持株比率の影響）

Dependent variable
DEFENSEDEFENSE × FIN
FIN
ROA
BETA
DIV_S
Tobin Q
AGE
F_A
SIZE
TEN
MAIN
Constant
Year fixed effects
Firm fixed effects
R-squared
Number of observations

Matched Sample（Total Sample）
RD_St＋1
RD_St＋2（1）（2）-0.0029*-0.0040***（-1.7654）（-2.8503）
0.00520.0077**（1.2247）（2.0657）-0.0077-0.0055（-1.3726）（-1.1030）-0.0052
0.0187***（-0.7475）（3.0077）0.00030.0001（0.4754）（0.2154）0.3591***0.2510***（5.6825）（3.9663）-0.0051***-0.0014（-4.2074）（-1.2389）
0.007
0.0101（0.4120）（0.5293）0.00710.0049（1.1049）（0.7278）-0.0028*-0.0002（-1.9390）（-0.1356）
0.00760.0052（1.1559）（0.8386）-0.0186**-0.0165**（-2.1342）（-2.0452）
0.0324-0.0129（0.4464）（-0.1572）
Yes
Yes
Yes
Yes
0.078
0.066
3,632
3,295

Matched Sample（Tobin Q＞＝1）
RD_St＋1
RD_St＋2（3）（4）-0.0070***-0.0077***（-2.7493）（-3.7721）
0.0155**0.0153***（2.4582）（2.9333）-0.0006-0.0013（-0.1004）（-0.2131）-0.0069
0.0189*（-0.6138）（1.8152）0.00070.0006（0.8673）（0.7328）0.2339***0.2137**（2.6062）（2.4103）-0.0045***-0.0021（-2.8864）（-1.4176）
0.01510.0107（0.4920）（0.2622）0.0174*0.0213**（1.8156）（1.9875）-0.0042**-0.0006（-1.9963）（-0.3001）
0.00120.0043（0.1395）（0.5099）-0.0164-0.0210*（-1.3774）（-1.8284）
0.0199-0.0078（0.1612）（-0.0467）
Yes
Yes
Yes
Yes
0.088
0.114
1,596
1,498

表８は，国内機関投資家持株比率が買収防衛策と研究開発投資との関係に与える影響を固定効果モデルによる DID 分析によって推定している。（ ）内はｔ値を示している。*，**，*** は各々10％，５％，１％水準で有意であることを示している。ｔ値は標準誤差
を企業ごとにクラスタリングしていると想定して算出している（Petersen〔2009〕）。

買収防衛策の導入が研究開発投資に与える影響について

59

期的な視野に立ったモニタリングを行い，投資ション投資を損なう可能性があることを示唆し先企業の経営者に長期的な投資を促す役割をている。その一方で，国内機関投資家は，長期担っていることを示唆しており，仮説３と整合的な視野に立ったモニタリングを行うことにする結果となっている。

よって，投資先企業の経営者に長期的な投資を

7） これは，匿名レフェリーの指摘によるものです。ここに記して深く感謝申し上げます。
8） 国内機関投資家は，重要情報の開示，有事の買収防衛策発効判断の独立性等を踏まえ，企業の買収防衛策の導入の可否を決定している（宮島・保田〔2015〕）。

促す役割を担っていることが推測される。
我が国においては，2014年にスチュワード
シップ・コードが導入されており，機関投資家
は，投資先企業と建設的な「目的を持った対話」を行うことによって，当該企業の企業価値の向上や持続的な成長を促す役割を果たすこと

7．まとめが求められている。これらの分析結果は，機関投資家のモニタリングが，投資先企業の企業価

本論文では，買収防衛策を導入した企業は，研究開発投資を減らすというエントレンチメン

値の向上を高めるうえで，より大きな役割を担う可能性を示している。

ト仮説の妥当性について検証を行った。検証にしかしながら，本論文には，以下の課題があ際し，本論文では，2002年から2008年におけるる。まず，本論文における分析期間について日本企業をサンプルとした DID 分析により検は，2002年から2008年としていることから，現証を行った。検証の結果，買収防衛策の導入と在からより直近の期間においても本研究の実証

研究開発投資とは負の関係があることが判明し結果と同様の結果になるのかを検討する必要がた。この結果は，買収防衛策の導入が，企業経あろう。特に，2010年代は，スチュワードシッ

営者をエントレンチメント的な行動に導くな

プ・コードやコーポレートガバナンス・コード

ど，経営者に「平穏な生活（Quiet Life）」を追が制定されるなど，一連のガバナンス改革が実求する余地を与え，企業のイノベーション投資

施されており，何らかの構造的変化により本研を阻害する可能性があると解釈できる。

究の成果とは異なる結果となる可能性もあ

さらに，「買収防衛策の導入が研究開発投資る９）。よって，将来的には，直近のデータを用に負の影響を与える」という傾向が，海外およい制度的変化をでき得る限りコントロールした

び国内機関投資家の持株比率といったガバナン

上で，本論文の仮説を再検証していく必要があ

スの強度の程度を表す変数とどのように関係しる。本件については今後の課題として重要なこているかについて検証を行った。その結果，国とであり，さらに，分析を進めていくこととし

内機関投資家の持株比率の高い企業においてたい。

は，買収防衛策の導入と研究開発投資との負の関係は弱くなった。これらの実証結果は，国内

9） これは，匿名レフェリーの指摘によるものです。ここに記して深く感謝申し上げます。

機関投資家が日本企業に対するモニタリングデ
バイスとして機能し，日本企業における長期的な投資を促す役割を担っている可能性を示唆している。
この論文の結果は，買収防衛策の導入が日本企業を過度にリスク回避的な行動に導く可能性があることを示している。現在，日本企業においては，過少投資および過度の内部資金保有が問題として指摘されているが，本論文の実証結
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62『証券経済学会年報』第56号

2021年12月

The Effect of Anti-takeover Provisions on R&D Investment in Japanese
Firms
Kenichi Nagasawa
Graduate School of Business Sciences, University of Tsukuba

Akitoshi Ito
Graduate School of Business Administration, Hitotsubashi University

Abstract:
This paper examines the effect of anti-takeover provision on R&D investment in Japanese firms.
To this end, we use Japanese manufacturing firms as our study sample to analyze the relationshipbetween anti-takeover provisions and R&D investment. We find the following two results. Firstly,
the firms with anti-takeover provisions in place reduce R&D investment more than those withoutanti-takeover provisions in place. Secondly, R&D investment of the firms with high ownership
fractions by domestic institutional investors is significantly less sensitive to anti-takeoverprovision than that of the firms that don't have high ownership fractions by them. Our overall
evidence implies that the negative relationship between anti-takeover provisions and R&D
investment is mitigated by the degree of corporate governance measured by domestic institutional
investors’ ownership.
Keywords:
anti-takeover provision, R&D investment, governance, foreign institutional investor, domestic
institutional investor