1『証券経済学会年報』第50号

2015年９月

自己株式立会外買付取引の導入が配当と自社株買いの代替性に与えた影響＊
高

橋

孝

輔

武蔵大学大学院経済学研究科

徳

永

俊

史

武蔵大学経済学部

要旨：
本論文は，2008年以降のペイアウト政策について，配当と自社株買いの代替仮説の検証に焦点を当てる。2008年以前のデータを使った日本の先行研究では，米国の先行研究で支持される代替仮説を支持しないとされていたが，本論文の実証結果では，弱いながら代替仮説の傾向を観察する。さらに，
我々は，適時開示情報伝達システム（TDnet）から自己株式立会外買付取引（ToSTNeT－3）により自社株買いを実施した企業を区別したところ，市場買い入れにより自社株買いを実施した企業にのみ強い代替性を観察する。これは，2008年の ToSTNeT－3の導入が大きく影響していることを示唆する。
キーワード：
ペイアウト政策，市場買い入れ，ToSTNeT，リントナーモデル，配当の予測誤差
目

次：

１．はじめに
２．有価証券報告書から入手したデータと基本統計量
３．配当と自社株買いの代替仮説
４．まとめ

経営者はこれらの選択肢をどのように使い分け

1．はじめにるのであろうか？

モジリアニとミラーが想定した完全資本市場のもとでは，経営者がこれら企業経営者は手に入れたキャッシュを留保すの選択に悩むことはない（配当無関連命題，ペるのか分配するのか決めなければならない。さイアウト無関連命題）。もちろん，実際は市場らに，留保する場合，プロジェクトへ投資するの不完全性により，経営者はこれらの意思決定のか現金として保有するのか，また分配する場を行う必要がある。そして，経営者が下した意合，配当するのか自社株を買い戻すのか，企業思決定から投資家も様々な情報を得る。たとえ＊

本論文は，証券経済学会第81回全国大会（2014年６月15日，獨協大学），日本経営財務研究学会第37回全国大会（2013年10月５日，兵庫県立大学），日本経営財務研究学会第36回全国大会（2012年10月９日，専修大学），日本ファイナンス学会第21回大会（2013年６月１日，武蔵大学）で発表した論文に対するコメントに従い大幅に加筆・修正したものである。薄井彰氏，梅澤俊浩
氏，内山朋規氏，海老原崇氏，太田浩司氏，神楽岡優昌氏，福田徹氏，宮川壽夫氏から貴重なコメントをいただいた。なお，執筆者の高橋は石井記念証券研究振興財団の助成を受けており，本研究はその研究成果の一部である。

2

証券経済学会年報第50号／研究ノート

ば，配当シグナル仮説にしたがえば，配当の増に関する議論は，必ずしも活発であったとはい減が将来の業績見通しに関係する。また，自社えない。生命保険協会の調べ（2003年12月20日

株買いは株価の過小評価を意味しているかもし

付の日本経済新聞15面）によると，当時の投資れない。

家の71％が業績連動型配当の実施を求めていた日本では，バブル期前後の景気拡大・後退期にもかかわらず，企業の75％が安定配当の維持でさえ，すなわち企業利益が大きく変動した時が望ましいと回答している。このように，ペイ期でさえ半数以上の企業が配当を据え置いていアウト政策に対する経営者の関心の低さは，ごた。いわゆる，「硬直的な配当政策」とよばく最近まで続いていたものと考えられる。

れ，日本企業の典型的な配当政策であった。まこのような状況ではあるが，最近，ペイアウ

た，自社株買いの解禁も90年代後半になってか

トに関する興味深い実証結果がいくつか公表さらということで，日本におけるペイアウト政策

れている。佐々木・花枝〔2010〕は，自社株買表１

配当と自社株買い

パネル A．ペイアウトの時系列データ（100万円）
年

配当

自社株買い

2008
2009
2010
2011
2012

6,071,047
6,483,341
4,599,770
5,069,345
5,507,415

3,510,093
3,055,005
801,100
1,271,967
1,435,012

パネル B．ペイアウトの実施状況
年

両方未実施

配当のみ実施

自社株買いのみ実施

両方実施

2008
2009
2010
2011
2012

5.6％
5.1％
8.3％
7.9％
7.3％

19.3％
23.3％
31.5％
34.2％
39.6％

3.0％
3.5％
6.2％
4.3％
2.5％

72.1％
68.2％
54.1％
53.7％
50.7％

パネル C．１企業当たり平均ペイアウト（100万円）
配当総額
年

配当のみ実施

両方実施

2008
2009
2010
2011
2012

1,367
1,363
1,132
1,109
1,636

4,656
5,199
4,416
4,916
5,224

純自社株買い額（買い入れ－処分）
自社株買いのみ実施
両方実施
441
12
-224
-309
386

2,643
2,402
418
902
789

パネル D．配当額の変更と自社株買い額の変更の関係（対前年差）
年

一方を増加させ一方を減少させる

両方とも増加もしくは減少させる

2009
2010
2011
2012

29.4％
22.6％
21.8％
24.3％

38.1％
41.5％
27.5％
26.6％

（注） 分析対象は，東京証券取引所第一部上場銘柄（金融を除く）であり，たとえば2008年とは，2008年１月から2008年12月の間で集計したことを意味する。配当は利益剰余金の配当であり，特別配当や記念配当を含む。自社株買いは，取締役会決議や株主総会決議に基づかないものを含み，純自社株買い額は，取得から処分を引いたネットの金額である。

自己株式立会外買付取引の導入が配当と自社株買いの代替性に与えた影響

3

い解禁の1998年から2006年までのデータを使ている。配当のみ実施したケースが増加していい，「わが国企業は自社株買いを実施したからるので，リーマンショック前に両方実施した企といって配当を減らす行動をとっていない」こ業がリーマンショック後に自社株買いを行わずとをみつけた。これは，米国でみられる配当の配当支払いのみを選択したことがわかる。

代替性仮説がわが国では成り立たないことを示

パネルＣは，明らかに配当支払い総額の高い唆している。最近では，佐々木〔2013〕が，企業が自社株買いを実施していることを表してリーマンショックにより企業のペイアウト政策

いる。これは，佐々木・花枝〔2010〕の結果とに大きな変化がみられるが，依然として投資家一致する。すなわち，2000年代前半の傾向がそ

は企業のペイアウト政策を評価していることをの後も続いていることを意味する。とりわけ，報告している。

リーマンショック後の２年間，配当をせず（無表１は，2008年以降のペイアウトの実施状況

配）自社株買いのみを実施した企業は平均するをまとめたものである。データは，Financialとネットの自社株買いがマイナスの数値となっQuest より入手した 。分析対象は，東京証券ている。すなわち，処分した金額が買い入れ金取引所第一部上場銘柄（金融を除く）であり，額を上回っている。配当と自社株買いの両方を

たとえば2008年とは，2008年１月から2008年12実施した企業もネットの金額が大幅に減少して月の間で集計したことを意味する。佐々木・花いる。いいかえると，パネルＡでも考察したよ枝〔2010〕と比較可能にするため，自社株買い

うに，企業は配当をできるだけ安定的に支払いは取得から処分を引いたネットの金額とする。

（平滑化），そのときの経済状況や企業業績状

パネルＡは，2008年から2012年までの金額

況に応じて臨機応変に自社株買いを利用してい１）ベースの配当と自社株買いを分析対象企業につる。

いて年別に集計した結果である。自社株買いに

表中には掲載していないが，リーマンショッ

ついては，自己株式取得に関する取締役会決議

ク後の2009年から2011年に実施された自社株買または株主総会決議に基づかない自社株買いもいの約３割は自社株買い専用の立会外取引を利含まれているため，東証が発表している実施金用したものである（東京証券取引所発表のデー

額とは異なる。リーマンショック後の期間，

タ よ り 計 算 ）。2008年 に 導 入 さ れ， リ ー マ ン

2008年から2010年にかけて，企業は配当を約ショックによる自社株買い激減の中，その存在24％減少させているが，自社株買いについてはに注目が集まっている。

約77％も減少させている。しかし，その後の２次節に移る前に，表１パネルＤは，配当と自年間をみると，配当は約２割増え，自社株買い

社株買いの代替性に関する数値を表している。

は約８割も急速に回復している。企業は，その佐々木・花枝〔2010〕では，代替性の存在を否ときの経済状況をみながら自社株買いのタイミ

定しているが，この数値をみる限り，決して多ングを計っていることが想像できる。

いとはいえないが，配当を増や（減ら）すと同

パネルＢは，配当と自社株買いの実施状況を時に自社株買いを減ら（増や）す企業が約２割表している。リーマンショック直前の意思決定強存在する。完全に無視する数値ではなく，こを含む2008年の数値をみると，配当と自社株買の証拠は本論文の直接の動機でもある。

いの両方を実施した企業が全体の７割を超えて本論文の構成は以下のとおりである。セクいる。佐々木・花枝〔2010〕の結果をみると，

ション２は，主に本論文の前半で使用する有価2000年代前半で約５割弱だったことを考えると証券報告書にもとづくデータの説明とその基本

大きな数値である。ちなみに，この年は自社株

統計量である。セクション３では，それらデー

買い専用の立会外取引がスタートした年でもあタを使い配当と自社株買いの代替仮説を検証する（詳細は次節で議論する）。しかし，この値る。セクション４は全体のまとめと今後の課題

は，リーマンショック後に５割程度まで減少し

である。

4

証券経済学会年報第50号／研究ノート

己 株 式 立 会 外 買 付 取 引（ToSTNeT－3） が ス

1） 本データベースから入手可能な自社株買いに関する情報は，有価証券報告書の株主資本等変動計算書に記載さタートした。ToSTNeT－3は，買い方を発行会

れている自社株買い実施金額である。したがって，取締社に限定した自己株式取得専用の取引であり，役会決議または株主総会決議に基づかない自社株買いも一般的に，市場（後場）終了とともに自社株買含まれる（例えば，端株の買い入れ）。

いを公表し，その日の終値で翌日の市場（前2．有価証券報告書から入手したデータと基本統計量

場）開始前に取引を終えてしまう仕組みとなっている２）。従来のように，一定期間を設定し，その期間内で市場を経由して自社株を購入する

わが国における自社株買いは，1994年の商法

方法とこの新しい取引方法を比較することは興改正以降，段階的な法律改正により順調に拡大

味深い。ちなみに，2010年度に ToSTNeT－3をしてきた。また，リーマンショックの影響によ利用した自社株買いは165,370百万円であり，り大幅に縮小した自社株買いであるが，2011年

先ほどの西山氏の記事の数字と比較すると国内から回復傾向にあり，新聞紙面でも頻繁に取り上場企業の自社株買い総額の約13％を占める。

上げられるようになってきた。ただし，「なるこのような背景のもと，本論文では2008年以ほど投資講座・自社株買い①」（2011年６月７降のペイアウト政策に焦点を当てる。日本のペ日付の日本経済新聞夕刊第５面，西山賢吾氏執イアウト政策に焦点を当てた山口〔2007〕や筆）によると，2010年度の自社株買い実施額は佐々木・花枝〔2010〕が2005年までのデータを

１兆2,800億円であり2007年度の約４分の１程

使って検証しているので，ToSTNeT－3が導入度の水準にとどまっている。同氏によるこの記された2008年以降の結果とそれらの結果を比較

事の続編（「なるほど投資講座・株主配分①」

することは大変興味深い。

（2013年２月26日付の日本経済新聞夕刊第５

表２は2008年から2013年までのペイアウト政面））では，2012年になってもその回復はゆっ策の特徴を表している。ここで，分析対象は東

くりしており，その原因として持ち合い解消の

京証券取引所第一部上場で３月決算の企業（除自社株買いが減ったことを指摘している。

く金融業）である。自社株買い総額は，有価証券報告書の「連結株主資本等変動計算書」から

2008年１月15日，東京証券取引所において自表２

ペイアウト政策の特徴（2008年－2013年）

データ数（割合）
配当総額（百万円）［DIV］
自社株買い総額（百万円）［SRA］
時価総額（百万円）［MV］
資産総額（簿価；百万円）［ASSETS］
時価簿価比率［MB］
現金（百万円）［CASH］
総資本営業利益率（％）［ROA］
σ（ROA）（％）
総資本営業外利益率（％）［NOPER］
REPO/ 総額（％）

無配企業
451（11.3％）
平均
中央値

有配企業
3,545（88.7％）
平均
中央値

0
149
71,845369,053
1.06
13.0％
0.5％
2.8％
0.8％
8.4％

5,250
1,628
255,050
564,149
0.99
10.9％
4.2％
1.8％
1.0％
91.6％

0
1
12,58157,756
1.02
11.4％
1.2％
2.1％
0.7％
7.1％

1,168
13
57,127
157,211
0.94
9.2％
3.7％
1.2％
0.7％
92.9％

（注） 分析対象は東京証券取引所第一部上場で３月決算の企業（除く金融業）である。自社株買いについては，「自己株式の取得」額のみを利用する。すなわちグロスの金額である。時価総額は，決算期末（３月末）の株価に自己株式数控除後の発行済み株式数をかけて計算した。自社株買いの直接の資金源となる現金とは，総資産で調整した現金・預金・現金同等物を表す。営業利益率（ROA）とは，総資産で調整した営業利益を表す。営業利益後の経常利益に影響を与える営業外利益率は，総資産で調整した営業外収益を表す。σ（ROA）は ROA の直近３年の標準偏差とする。

5

自己株式立会外買付取引の導入が配当と自社株買いの代替性に与えた影響

入手した３）。時価総額は，決算期末（３月末）3．配当と自社株買いの代替仮説の株価に自己株式数控除後の発行済み株式数をかけて計算した。現金とは，総資産で調整した
現金・預金・現金同等物を表す。営業利益率

Grullon and Michaely〔2002〕 は，Lintner（ROA）とは，総資産で調整した営業利益を〔1956〕のモデルを用いて企業が配当と自社株表す。営業外利益率は，総資産で調整した営業

買いを代替的な手段として利用しているのかど

外収益を表す。σ（ROA）は ROA の直近３年うかを検証している。彼らは，Lintner モデルの 標 準 偏 差 と す る（Grullon and Michaelyが示唆する配当の予測誤差（実際の支払額と予〔2002〕，山口〔2007〕）。

測値のかい離）と自社株買いの間に負の関係を

表 ２ は，Grullon and Michaely〔2002〕 のみつけ，米国では配当と自社株買いの代替仮説

Table II と比較することができる。ただし，が支持されると報告している。基本的に同様のGrullon and Michaely〔2002〕が示唆している

方法を用い，山口〔2007〕は日本における配当

ように自社株買いの有無は結果にほとんど影響と自社株買いの代替仮説を検証している。しかを与えないためここでは配当の有無でのみ分類

し，日本では配当の予測誤差と自社株買いの間している。また，彼らは４年に１回でも配当がには正の関係がみられ，代替仮説は支持されなあれば有配企業と分類しているのに対して，本いことを報告している。

論文では各年度で配当があるかないかで分類し山口〔2007〕は，2001年までの10年間のデーている。結果は，Grullon and Michaely〔2002〕

タで Lintner モデルのパラメータを推定し，と類似している。有配企業は，時価でみても簿

2002年から2005年までのデータで代替仮説の検価でみても大型企業である。また，総資産に占証を行っている。本論文では，自社株買いが解める営業利益の割合も有配企業の方が高く，そ禁となった1994年から2007年までのデータでパの変動性は有配企業の方が低い。言い換える

ラメータを推定し，2008年から2013年までのと，無配企業は，利益率が低く，時系列的に不データで代替仮説を検証する。まず，先行研究

安定な企業ということになる。自社株買いとのにしたがい，推定期間で毎年配当を支払った企関係でみると，有配企業の自社株買いは，自社業にサンプルを限定し，この企業グループ（ i株買い総額の約９割を占める。この数値は，米＝１, …, N）に対して Lintner モデル

国の88％と似ている。
2） 米国では，市場買い入れの他に加速型自社株買い（ASR：accelerated share repurchase） が あ る。ASR
は，事前公表型である点，即時に株式を買い入れることができるという点で日本の ToSTNeT-3と似ている。しかし，買い入れ金額が即時に確定しないという点で

DIVi,t－DIVi,t －1 = ai+biEARNi,t+ciDIVi,t －1+ei,t ，t =１, …, T,

⑴のパラメータ｛ai , bi , ci｝を企業ごとに推定する。ここで，DIVi,t は企業 i が会計年度 t に支払った配当総額，EARNi,t は企業 i の会計年度

ToSTNeT-3と 異 な る。ASR に 関 す る 実 証 分 析 は，t における税引後利益を表す。OLS による推定

Akyol, A., J. S. Kim, and C. Shekhar〔2014〕, Bargeron,

結 果 を 要 約 す る と， 決 定 係 数 の 平 均 値 が48.3％，係数 b̂ の平均値が0.040，係数 ĉ の平

L., M. Kulchania, and S. Thomas〔2011〕を参照のこと。
3） 本論文では，「自己株式の取得」額のみを利用する。
す な わ ち グ ロ ス の 金 額 で あ る。 一 方， 佐 々 木・ 花 枝〔2010〕では取得による支出から処分による収入を差し引いたネットの金額を使用している。本論文は，Grullon and Michaely〔2002〕の分析方法を用いるため，彼らと同様，グロスの金額を使用する。

ii

均値が－0.257であり，山口〔2007〕や佐々木・
花枝〔2010〕の先行研究の結果と類似している。
さ ら に，Lintner モ デ ル の 有 用 性 を 示 す ため，⑴の推定結果について詳しく考察する４）。
表３は，⑴式の推定結果より，係数の t 値と決定係数の分布についてまとめたものである。純利益に対する係数は，分析対象企業の約半数が

6

証券経済学会年報第50号／研究ノート

表３

純利益
配当総額（-1）
決定係数

Lintner モデルの推定結果

１％水準

負の係数
統計的に有意５％水準 10％水準

正の係数
統計的に有意10％水準 ５％水準

１％水準

0.23％
14.29％

0.47％
30.91％

1.17％
39.58％

8.41％
38.64％

38.79％
15.46％

51.64％
6.32％

44.86％
4.92％

26.40％
3.04％

0-10％

10-20％

20-30％

30-40％

40-50％

50-60％

60-70％

70％-

3.74％

10.75％

12.62％

11.92％

14.49％

12.38％

13.08％

21.03％（注） 10％水準で有意な係数の割合＋有意でない係数の割合＝100％となる。

統計的に10％水準で有意に正の値となっていいので，モデル選択に関する議論は今後の課題

る。すなわち，利益水準が高い企業は配当総額としたい。

を増やすことを意味する。さらに，ほぼ４社に次に，⑴式の誤差項（êi,t = DIVi,t － DIVi,t －1

１社は統計的に１％水準でさえも正に有意であ－ âi － b̂i EARN i,t － ĉi DIVi,t －1）の基準化を行る。一方，負に有意な割合は10％水準でさえ全う。Grullon and Michaely〔2002〕は期初（前体の約１％にすぎない。有意ではない負の係数期末）の時価総額，山口〔2007〕は前期末と当をもつ企業を含めても全体の１割程度である。

期末の総資産額（簿価）の平均で基準化していこれらより，かつては安定的配当政策といわれる。本論文では両方法で計算する。基準化されていた日本でも，1994年以降，自社株買いが解た誤差項を ERROR とよぶ。同様に，基準化さ禁されて以降は，企業の配当支払い額がそのとれた自社株買い総額を REPO とよぶ。たとえきの利益水準と正に関係していることが明確にば，ERROR の負の値は，実際の配当支払額がなっている。

予 想 を 下 回 っ た こ と を 意 味 す る。 逆 に，次に，１年前の配当総額に対する係数には，負の傾向がみられる。すなわち，前年度の配当

ERROR の正の値は，実際の配当支払額が予想を上回ったことを意味する５）。

総額が高い企業は当年の配当総額を減らすこと

表４は自社株買い総額（２つの方法で基準を意味する。この傾向は，約40％の企業の係数化）の大きさで５つのグループに分けたときのが10％水準で，そして約30％の企業の係数がERROR の平均値を表している。なお，自社株５％水準で統計的に有意であることからある程

買いは一様に分布していないため，ランキング度強い傾向であることがわかる。有意ではないによる５分位ではなく，単純に１％刻みで分位ケースも含めると約８割の企業が負の係数をを決めている。そのため，各グループに含まれもっている。一方，正に有意な割合は，10％水

る サ ン プ ル・ サ イ ズ が 異 な る。 全 般 的 に，

準でさえ全体の約６％にすぎない。

ERROR が負の値をとっているのは，パラメー

モデル全体の説明力をみると，半数弱の企業

タをリーマンショック前で推定し，予測をリーに対するモデルの決定係数が50％を超えていマンショック後で行ったため，おそらくリーマる。このように，Lintner モデルの説明力は高ンショックの影響でこれまでよりも減配した企

いことがわかる。本論文は，代替仮説の検証に業が多かったことが原因である。

ついて，山口〔2007〕との比較を優先させるたパネルＡは山口〔2007〕と同様に総資産額

め，元論文の Grullon and Michaely〔2002〕の（簿価）で基準化した結果である。興味深いこ分析手法を忠実に再現している。もちろん，とに，最も自社株買い水準の高いグループ（ＧLintner モデルが配当予想誤差の計測に適して

５）と最も低いグループ（Ｇ１）の ERROR のいるかの議論は別に行う必要があるが，表３の差が負に有意である。すなわち，代替仮説を支

結果より，少なくともモデルの説明力は十分高持する結果となっている。ただし，Ｇ１からＧ

自己株式立会外買付取引の導入が配当と自社株買いの代替性に与えた影響

表４7

配当予測誤差と自社株買いの関係（2008年－2013年）
総計

パネル A．総資産による基準化
データ数
自社株買い［REPO］（t 値）
配当予測誤差［ERROR］（t 値）
パネル B．時価総額による基準化
データ数
自社株買い［REPO］（t 値）
配当予測誤差［ERROR］（t 値）

自社株買いによるグループ分け
G1（low）
G2
G3
G4
G5（high） G5-G1
0％-1％
1％-2％
2％-3％
3％-4％
4％-

2,563
2,300
131
60
42
30
0.36％
0.08％
1.40％
2.44％
3.67％
8.42％
8.35％
（14.30） （19.13） （54.41） （66.64） （44.28） （7.95） （67.20）-0.05％-0.04％-0.04％
0.03％-0.22％-0.29％-0.25％（-5.17） （-4.70） （-0.84） （0.39） （-1.78） （-2.21） （-3.00）
2,551
2,131
185
103
56
76
0.56％
0.07％
1.44％
2.46％
3.43％
7.47％
7.40％
（16.32） （18.27） （69.73） （90.06） （95.07） （11.34） （59.03）-0.08％-0.09％-0.11％-0.08％-0.06％-0.04％
0.05％（-5.39） （-4.86） （-2.17） （-1.14） （-0.52） （-0.54） （0.49）５になるにつれて，ERROR が単調に減少してデータで検証した表４や表５の結果は米国の結いるわけではなく，Ｇ４とＧ５の ERROR が大果に近づいている。年別にみても，2008年からきく低下している。また，パネルＢが示してい2013年までの６年間のうち，資産による基準化

るように，時価総額基準では明確な傾向がみらに対しては４つの期間，時価総額による基準化れなくなっている。

に対しては３つの期間で負の係数が観測され

こ れ ら の 結 果 を さ ら に 確 認 す る た め，る。考えられる１つの可能性として，2008年にGrullon and Michaely〔2002〕や山口〔2007〕

導入された ToSTNeT－3の影響があげられる。

にしたがい，重回帰モデルを使って他の変数のそこで本論文では，影響を考慮した。具体的には，下式のように
ERROR を REPO を含む６変数にクロスセク「2008年まで，ToSTNeT－2（終値取引）

ション回帰する。

があったとはいえ，立会内買付（市場買i 社の基準化配当誤差（ERRORi）＝ a ＋ b1× i 社の基準化自社株買い（REPOi）付）を利用した自社株買いには，ペイアウ
ト政策の一環として自社株買いを利用する＋ b2× i 社の対数時価総額企業とそうではない企業（たとえば持ち合＋ b3× i 社の総資本営業利益率い解消）が混在していた。すなわち，ペイ＋ b4× i 社の ROA の直近３年の標準偏差アウト政策とは関連性が低い自社株買いが（σ（ROA）
i）

市場買い入れを通して行われていたため，＋ b5× i 社の総資本営業外利益率

代替仮説が支持されにくい状況であった。

＋ b6× i 社の負債比率

しかし，2008年の ToSTNeT－3の導入によ＋モデル誤差項（ui）

り，市場買付の利用はもっぱら前者（ペイ

表５はモデルの推定結果である。

アウト政策）の目的が支配的となり，後者

配 当 予 測 誤 差（ERROR） の 自 社 株 買 い（持ち合い解消）の目的で自社株買いを実（REPO）に対する係数は，両基準化方法とも行する企業は ToSTNeT－3を利用するよう負ではあるが有意ではないので，米国のようにになった」

明確に代替仮説が成り立っているとはいえない。しかし，2002年から2005年のデータで検証した山口〔2007〕と比較すると，2008年以降のと考え，より詳細な分析を行うこととする。
その目的を達成するため，利用するデータの8

証券経済学会年報第50号／研究ノート

表５

クロスセクション回帰の結果（2008年－2013年）
年別

全期間
パネル A．資産による基準化
定数-0.001（-1.33）

2008年

2009年

2010年

2011年

2012年

2013年

-0.001（-0.66）0.002（0.79）-0.001（-0.53）-0.005（-3.08）0.001（0.48）-0.001（-0.41）

基準化自社株買い-0.023（-1.82）-0.021（-0.90）-0.071（-2.50）0.075（1.83）-0.085（-2.39）-0.024（-0.60）0.060（1.90）

対数時価総額

0.000（1.21）

0.001（2.51）

0.000（0.10）

0.000（-0.35）0.001（2.56）

0.000（-0.38）0.000（0.10）

総資本営業利益率

0.008（2.56）-0.008（-1.24）-0.013（-1.57）0.011（1.35）

0.010（1.47）

0.008（1.00）

0.008（1.03）σ（ROA）-0.031（-5.44）-0.006（-0.30）-0.050（-3.16）-0.039（-2.86）0.021（1.83）-0.055（-3.88）-0.025（-1.32）

総資本営業外利益率-0.036（-2.90）-0.051（-1.91）-0.067（-1.99）-0.072（-1.97）0.016（0.55）-0.036（-1.13）-0.034（-1.37）

負債比率

0.001
（1.28）-0.003（-2.65）0.000（-0.31）0.003（2.26）

0.000（0.40）

0.001（0.67）

0.001（0.81）

パネル B．時価総額による基準化
定数-0.003（-2.21）0.000（0.22）-0.001（-0.24）0.002（0.47）-0.010（-3.30）-0.006（-1.82）-0.003（-0.97）

基準化自社株買い-0.010（-0.68）-0.036（-2.05）-0.044（-1.34）0.007（0.14）-0.040（-1.12）0.012（0.28）

0.043（1.09）

対数時価総額0.001（2.60）

0.001（2.24）

0.001（1.32）-0.001（-0.70）0.002（3.04）

0.002（2.51）

0.001（0.92）

総資本営業利益率

0.022（4.30）-0.008（-1.47）-0.013（-0.97）0.053（3.04）

0.019（1.45）-0.007（-0.51）0.044（2.98）σ（ROA）-0.069（-6.89）0.008（0.46）-0.064（-2.55）-0.140（-4.67）-0.015（-0.71）-0.025（-1.01）-0.069（-1.84）

総資本営業外利益率-0.065（-3.00）-0.050（-2.19）-0.107（-2.04）-0.154（-1.87）0.002（0.04）-0.116（-2.08）-0.051（-1.01）

負債比率-0.001（-0.62）-0.004（-3.75）-0.003（-1.16）0.001（0.33）

0.001（0.32）-0.001（-0.44）-0.002（-0.68）（注） カッコ内は t 値である。

自己株式立会外買付取引の導入が配当と自社株買いの代替性に与えた影響

表６
サン
プル
１

9

TDnet データを使ったクロスセクション回帰の結果（2011年－2012年）
サン
プル
２

サンプル３
市場（1）

市場（2）

専用（1）

専用（2）

全期間 2011年 2012年 全期間 2011年 2012年 全期間 2011年 2012年 全期間 2011年 2012年
パネル A．総資産による基準化
データ数
826
826
759
定数

377

382

76

38

38

724

359

365

41

20

21

-0.002 -0.002 -0.002 -0.005 0.001
0.002 -0.010 0.008 -0.003 -0.005 0.000 -0.002 0.007 -0.004（-1.80）（-1.81）（-1.73）（-3.05）（0.60） （0.42）（-1.84）（1.15） （-1.97）（-2.67）（0.10） （-0.33）（0.70）（-0.84）

基準化自社株 -0.072 -0.056 -0.107 -0.109 -0.085 -0.105 -0.036 -0.157
0.078 -0.017 0.101
0.146 -0.130 0.121
買い（-2.51）（-2.08）（-2.68）（-2.08）（-1.42）（-1.55）（-0.39）（-1.45）（1.39）（-0.14）（1.58） （2.45）（-0.64）（2.76）
対数時価総額

0.000 0.000 0.000 0.001 0.000
0.000 0.001 0.000
0.000 0.001 0.000
0.000 -0.002 0.002（1.40）（1.39）（1.20）（2.52）（-0.66）（-0.03）（1.25）（-0.23）（1.35）（2.25）（-0.33）（0.31）（-0.99）（1.91）

総資本営業
利益率

0.011 0.011 0.015 0.012 0.013
0.010 0.003 0.018
0.013 0.011 0.010 -0.056 -0.019 -0.094（2.14）（2.12）（2.74）（1.64）（1.61） （0.57）（0.10）（0.66） （2.30）（1.42）（1.28） （-2.90）（-0.51）（-5.71）

σ（ROA）-0.013 -0.012 -0.016 0.018 -0.057 -0.080 -0.012 -0.164 -0.009 0.022 -0.050
0.003 0.038 -0.030（-1.39）（-1.36）（-1.65）（1.44）（-3.84）（-1.98）（-0.25）（-2.35）（-0.97）（1.80）（-3.35）（0.11）（0.88）（-0.60）

総資本営業外 -0.009 -0.008 -0.009 0.014 -0.032 -0.024 0.223 -0.037 -0.005 0.007 -0.021
0.167 0.157 0.168
利益率（-0.39）（-0.36）（-0.40）（0.45）（-0.94）（-0.36）（1.86）（-0.38）（-0.20）（0.21）（-0.59）（1.88）（0.84）（2.45）
負債比率0.001 0.001 0.001 0.000 0.001 -0.001 0.003 -0.007
0.001 0.000 0.001
0.001 0.002 -0.002（0.85）（0.91）（0.90）（0.35）（0.71） （-0.34）（0.79）（-1.46）（1.05）（0.23）（0.97） （0.40）（0.46）（-0.82）

パネル B．時価総額による基準化
データ数
825
825
758
定数

377

381

76

38

38

723

360

363

41

21

20

-0.008 -0.008 -0.009 -0.011 -0.006 -0.007 -0.020 0.003 -0.008 -0.010 -0.006
0.016 0.010 0.013（-3.66）（-3.69）（-3.85）（-3.41）（-1.92）（-1.12）（-2.06）（0.28） （-3.46）（-2.97）（-1.71）（1.50）（0.55）（0.84）

基準化自社株 -0.032 -0.016 -0.046 -0.079 -0.015
0.006 0.008 0.024
0.047 0.010 0.088 -0.030 -0.081 0.055
買い（-1.09）（-0.58）（-1.14）（-1.40）（-0.25）（0.11）（0.09）（0.29） （0.79）（0.13）（0.94） （-0.39）（-0.61）（0.55）
対数時価総額0.002 0.002 0.002 0.002 0.002
0.000 0.003 -0.002
0.002 0.002 0.002 -0.004 -0.004 -0.001（3.99）（3.99）（4.17）（3.27）（2.52） （0.30）（1.48）（-0.91）（3.91）（2.87）（2.53） （-1.70）（-1.05）（-0.39）

総資本営業
利益率

0.007 0.006 0.011 0.022 0.000
0.028 0.012 0.050
0.008 0.021 -0.006 -0.019 0.003 -0.090（0.73）（0.68）（1.14）（1.57）（0.01） （1.04）（0.28）（1.25） （0.82）（1.47）（-0.42）（-0.51）（0.05）（-1.57）

σ（ROA）-0.018 -0.017 -0.024 -0.022 -0.031 -0.087 -0.053 -0.074 -0.020 -0.017 -0.031 -0.001 0.030 -0.058（-1.15）（-1.10）（-1.46）（-1.04）（-1.20）（-1.46）（-0.61）（-0.75）（-1.17）（-0.76）（-1.17）（-0.02）（0.33）（-0.40）

総資本営業外 -0.055 -0.054 -0.063 -0.013 -0.116
0.146 0.368 0.143 -0.073 -0.021 -0.133
0.180 0.325 0.103
利益率（-1.44）（-1.42）（-1.57）（-0.24）（-2.00）（1.38）（1.72）（0.96） （-1.73）（-0.37）（-2.13）（1.02）（0.87）（0.52）
負債比率

0.000 0.000 0.000 0.000 -0.001
0.006 0.005 0.007 -0.001 0.000 -0.002
0.005 0.011 -0.005（-0.11）（-0.06）（-0.30）（0.06）（-0.49）（1.44）（0.85）（0.94） （-0.47）（0.03）（-0.78）（0.82）（1.16）（-0.64）（注） カッコ内は t 値である。

10

証券経済学会年報第50号／研究ノート

取材元を変更する。これまで使用してきた有価

ル１やサンプル２の基準化自社株買いの係数は

証券報告書「連結株主資本等変動計算書」ベー

負に有意であり代替仮説を支持している。さらスの自社株買いの実施額は，１会計年度中に実に，これらから ToSTNeT－3を利用した自社株施された買い入れ額の総額であり，内訳は明記

買いを除外したサンプル３の “市場（1）” につされていない。この中には，事前公表した上でいても，基準化自社株買いの係数はさらに強く市場を利用した買い入れ（立会内・ToSTNeT

負に有意である。年別でみると有意性は低下すのような立会外）の他に相対取引も含まれる。

るが，両年とも負の係数である。

また，株主総会や取締役会の承認による買い入

一方，市場を利用した自社株買いを除外した

れの他，承認を要しない買い入れもある。端株

サンプル３の “専用（1）” の通期の結果をみるの買い入れも含まれる。すなわち，自社株買いと，基準化自社株買いの係数は，有意ではないの目的も方法も多様なケースが混在している。

ものの正の値を示している。このように，これ

一方，TDnet（適時開示情報伝達システム）

らの結果は，分析前の予想を支持する。すなわから自社株買い情報を入手することで，ケース

ち，ToSTNeT－3が導入されてから，必ずしもごとにその目的と方法を分類することが可能とペイアウト政策を主目的としないような自社株

なる 。株主総会や取締役会で承認された自社

買いは，この ToSTNeT－3を利用するようにな

株買いはこの TDnet を通じて公表する必要がり，市場買い入れを利用する自社株買いは配当あるため，いわゆる資本構成に影響を与えるよとの代替性がより明確になった。ただし，パネ

うな大型の自社株買いデータはこちらで把握すルＢの結果は，基準化自社株買いの係数が有意ることができる。また，TDnet のデータは，ではないため，統計的にこれら結果をさらに強取得方法が立会内の市場買い入れか ToSTNeT

く支持するとはいえない。

６）を利用した買い入れかが識別できる。
表６は，TDnet ベースのデータを使った分析結果である。サンプル１は表５の回帰分析に対応している。ただし，データが2011年と2012
年に限定されているので，表５のデータで2011
年と2012年に限定した結果をサンプル２として掲載した。サンプル１とサンプル２の結果に大差はないので，TDnet のデータで有価証券報
告書のデータをほぼカバーしていることがわかる。逆に，端株の買い入れなどの少額自社株買いのデータは結果に大きな影響を与えない。
サ ン プ ル ３ は， 自 社 株 買 い に つ い て
ToSTNeT－3を 利 用 し て 自 社 株 を 買 い 入 れ た

4） 本論文は，代替仮説の検証について，山口〔2007〕との 比 較 を 最 優 先 さ せ る た め， 元 論 文 の Grullon andMichaely〔2002〕の分析手法を忠実に再現し，誤差項の基準化は念のため両者の方法を採用した。しかし，⑴式で表した Lintner モデルが配当予想誤差の計測に適しているかの議論は別に行う必要があり，今後の課題とする。この点を指摘した宮川氏と２人のレフェリーに感謝する。
5） 基準化された誤差項の絶対値が５％を超えたケースを分析から除外する。ただし，除外されたのは総資産額（簿価）で基準化されたデータに対して５ケース，時価総額で基準化されたデータに対して７ケースのみである。
6） TDnet のデータは紙媒体でのみ入手可能であるため，本論文では手入力したデータを利用した。そのため，分析期間が2011年と2012年のみとなっている。

ケースを分析対象から除外した式（“市場（1）”）と市場を利用して自社株を買い入れたケースを4．まとめ

分析対象から除外した式（“専用（1）”）に分けて推定した結果を表す。また，市場買い入れを本論文は，2008年以降のペイアウト政策につ行 っ た 企 業 に 限 定 し た 式（“ 市 場（2）”） といて，配当と自社株買いの代替仮説の検証に焦ToSTNeT－3を利用した企業に限定した式（“専点を当てた。2008年以前のデータを使った日本用（2）”）も推定した。

の先行研究では，米国の先行研究で支持されるパネルＡは，ERROR を総資産によって基準

代替仮説を支持しないとされていた。しかし，化したモデルの推定結果を表している。サンプ

本 論 文 で は， 先 行 研 究 で も 利 用 さ れ て い る自己株式立会外買付取引の導入が配当と自社株買いの代替性に与えた影響

11

Lintner モデルを使い，最近のデータからは，＜参考文献＞

弱いながら代替仮説の傾向を観察した。さら砂川伸幸，川北英隆，杉浦秀徳〔2008〕，「第13章 自に， 我 々 は， 適 時 開 示 情 報 伝 達 シ ス テ ム（TDnet） か ら 自 己 株 式 立 会 外 買 付 取 引（ToSTNeT－3）により自社株買いを実施した企業を区別したところ，市場買い入れにより自社株買いを実施した企業にのみ強い代替性を観察した。これは，2008年の ToSTNeT－3の導入が大きく影響していることを示唆する。すなわ
ち，2008年まで，ToSTNeT－2（終値取引）があったとはいえ，立会内買付（市場買付）を利用した自社株買いには，ペイアウト政策の一環として自社株買いを利用する企業とそうではな
い企業（たとえば持ち合い解消）が混在していたと考えられる。そして，2008年の ToSTNeT－3の導入により，市場買付の利用は前者の目的が支配的となり，後者の目的で自社株買いを実行する企業は ToSTNeT－3を利用するようになったので，本論文のように市場取引に限定して分析を行うと代替仮説を支持する結果が得られる。

社株買い」，『日本企業のコーポレートファイナンス』日本経済新聞出版社，275-301頁。
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自 社 株 買 い を 行 う 際， 市 場 買 い 入 れ か

Grullon, G., and R. Michaely〔2002〕, “Dividends,

ToSTNeT 利用かは経営者の判断である。今後

Share Repurchases, and the Substitution Hy-

は，経営者が市場買い入れと ToSTNeT をどのように使い分けているのか明らかにする必要がある。さらに，そもそも自社株買い自身を選択するのかしないのかの動機についても検討する必要がある。また，自社株買いが株式市場に与える効果についてはさまざまな仮説がある（砂川・川北・杉浦〔2008〕，太田〔2009〕参照）。本論文の結果と他の仮説にもとづく結果を比較することは重要であり，データ拡張とともに今後の課題としたい。

pothesis,” Journal of Finance, 57, pp.1649-1684.
Lintner, J.〔1956〕, “Distribution of Incomes of Corporations among Dividends, Retained Earnings,
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⎛投稿受付2014年10月31日，⎞⎝最終受理日2015年８月19日⎠

12『証券経済学会年報』第50号

2015年９月

Did the introduction of an Off-auction own share repurchase trading systemaffect substitution between dividends and share repurchases?
Kosuke Takahashi
Musashi University, Graduate School of Economics

Toshifumi Tokunaga
Musashi University, Faculty of Economics

Abstract:
This paper focuses on the substitution of dividends with share repurchases in corporate payout
policy since 2008. Our results show a weak trend supporting the substitution hypothesis although
existing research in Japan using data prior to 2008 has not supported this substitution hypothesis,
which has been supported by previous studies in the United States. Furthermore, we also foundstronger substitution only in firms repurchasing shares through the use of the open market, bylooking at firms that repurchased shares by use of Off-auction own share repurchase trading（ToSTNeT-3）as reported by the timely disclosure network（TDnet）. This suggests that introducing ToSTNeT-3 in 2008 has greatly influenced this substitution.
Keywords:
Payout policy, Open market repurchasing, ToSTNeT, Lintner model, Forecast error of dividends.