View/Open - HERMES-IR

Title
Author(s)
Citation
Issue Date
Type
株式の保有構造と負債政策
柴川, 林也; 三輪, 晋也
一橋論叢, 116(5): 827-847
1996-11-01
Departmental Bulletin Paper
Text Version publisher
URL
http://hdl.handle.net/10086/12016
Right
Hitotsubashi University Repository
（21）
株式の保有構造と負債政策
柴川林也
三輪晋也
1問題の所在
バブル全盛時に日本企業は規模拡大を追求し，投資利益率（ROI）が低い
投資対象に投資を行っていたことは周知の事実である．この場合，株主と経
営者の利害は一致せず，両経済主体の間に情報の非対称性があるとき，経営
者はこのような過大投資を行い，企業価値を低下させてしまうことがある．
工一ジェンシー理論はこの企業価値の減少分を自己資本（株式）の工一ジェ
ンシー・コストと呼んでいる．また，経営者（株主）と債権者の利害の不一
致が原因で発生する工一ジェンシー・コストを負債の工一ジェンシー・コス
トと呼ぶ．
工一ジェンシー理論では，株式の保有構造と負債政策が企業経営者の機会
主義的行動を抑制し，工一ジェンシー・コストを削減することが示されてい
る．例えば，経営者による株式保有，負債調達，機関投資家による株式保有
は株式の工一ジェンシー・コストの削減方法として有効である．また，メイ
ンバンクによる株式保有は負債の工一ジェンシー・コストの削減方法として
も有益である．
個々の工一ジェンシー・コスト削減方法の分析は今日までに多くの研究者
によって行われてきたが，それらの相互関係に対する分析はあまり行われて
はいない1）．そこで，本稿の目的は工一ジェンシー・コスト削減方法の相互
関係に対する分析を行い，次の3つの仮説を導出することを試みる．（1）機
関投資家の株式保有比率は負債比率と経営者の株式保有比率に負の影響を与
827
（22）一橋論叢第116巻第5号平成8年（1996年）11月号
えること，（2）メインバンクの株式保有比率は負債比率に正の影響を与える
こと，（3）株式の工一ジェンシー・コストを削減するために，メインバンク
をもつ企業（以下，グループ企業とよぷ）は主に負債を利用し，メインバン
クをもたない企業（以下，独立企業とよぶ）は主に経営者による株式保有を
利用すること，すなわちこれである．そして，これらについて，われわれは
重回帰分析による仮説検定を行う．
ところで，バブル経済時に行われた過大投資に対する反省から，バブル崩
壊後は，ROIを重視した投資政策に変更する必要があることがしばしぱ指
摘された．こうした経営者の非効率的経営を抑制するためにも，株式の保有
構造と負債政策が経営者の行動に及ぽす影響について考察し，あわせて工一
ジェンシー・コスト削減方法の相互関係を分析する今日的意義はきわめて大
きいと考える．
本稿の構成は以下のとおりである．第2節では工一ジェンシー・コストの
定義とその削減方法について述べたうえで，工一ジェンシー・コスト削減方
法の相互関係について分析し，3つの仮説を導出する．次で，第3節では実
証分析の結果が仮説を支持するかどうかを検討する．
2 工一ジェンシー・コスト削減の相互関係分析
2．1．株式と負債の』一ジェンシー．コスト
ー般に，プリンシパル（principa1）または本人は工一ジェント（agent）
または代理人に意思決定権限の一部ないしは全部を委譲し，自分に代うて仕
事をしてもらい，仕事の結果得られた成果をなんらかの形で両者の間で分配
する．工一ジェンシー理論は，この両者の間の関係を工一ジェンシー関係と
よぶ．工一ジェンシー関係には次のような2つの特徴がある．第1に，プリ
ジシパルと工一ジェントの間で目的，動機に相違がある．第2に，プリンシ
パルと工一ジェントの問で情報の非対称性が存在する．すなわち，工一ジェ
ントは必ずしもプリンシパルの利益になるようにつねに行動するとは限らな
い．また，工一ジェントのほうがプリ1ノシパルよりも情報優位にある．この
828
株式の保有構造と負債政策
（23）
ことから，工一ジェンシー・コストが発生するのである．
株主をプリンシパノレ，経営者を工一ジェントとすると，両経済主体の間に
何らかの利害の不一致が生じ，その結果発生するコストを株式の工一ジェン
シー・コストという2）．また，債権者をプリンシパル，経営者（株主）を工
一ジェントとしたときも，両経済主体の利害の不一致のため発生するコスト
を負債の工一ジェンシー・コストとよぶ3）．こうした工一ジェンシー・コス
トの発生により企業価値は低下することになる4）．
2．2．株式の工一ジェンシー・コストの削減
さしあたって，経営者と機関投資家あるいは後述するメインバンクの株式
の保有関係のことをここでは株式の保有構造という．それが工一ジェンシ
ー・コストの削減に関係があるとわれわれは考える．以下では，これらの削
減方法がいかに株式の工一ジェンシー・コストを削減するかを述べ，あわせ
てこれらの削減方法を利用する場合に発生する費用について述べる5）、
（1）経営者の株式保有
企業の資本構成がすべて自己資本で，経営者が自社株式の一部を保有して
いる場合，経営者は非金銭的利益あるいは役得を必要以上に消費し，企業価
値は低下するが，その低下分のうち株式持分に見合った分しか負担しないで
すむ6）．そのため，経営者の過度の役得消費が行われる可能性が高い．しか
し，経営者の株式持分が増加すると，企業価値の低下分の負担が増加するの
で，経営者は必要以上の役得消費を控える．以上から，経営者の株式保有比
率の増加により，経営者は役得消費を控えざるを得ないため，株式の工一ジ
ェンシー・コストは削減される7）．
経営者の株式保有には株式の工一ジェンシー・コストを削減する便益があ
るが，次のような費用も存在する．第1に，経営者が過度に株式を保有する
と，外部株主が敵対的乗っ取りを起こしたり，株主総会をとおして企業経営
に圧力をかけることが困難になる．このため，効率的な経営が行われない可
能性が生じ，企業価値の低下という費用が発生する．第2に，経営者はリス
829
（24）一橋論叢第116巻第5号平成8年（1996年）11月号
ク回避的で，その保有財産には制約があると仮定すると，経営者は複数の証
券に分散投資を行いポートフォリオの形で保有することにより，証券投資に
おけるリスクは軽減するが，経営者の株式保有が増加すると経営者の証券の
保有構成に変化が生じ，リスクが増加する．よって，そのようなリスクの増
分に対して経営者はより多くのリターン（株式保有による収益）を求めねぱ
ならないマイナス効果が生じる．
（2）負債政策
企業の負債比率が高いとき，高い収益をあげなけれぱ，元利の返済を確実
に行えず，企業倒産の危機に直面する．企業が倒産すれば，経営者としての
地位も評判も失墜するので，経営者は経営効率を高めるインセンティブをも
つ．また，企業内部にフリー・キャッシュフローが多く存在し，負債比率が
高い場合，元利返済という形でのフリー・キャッシュフローが社外に流出し
て，経営者が非生産的な投資を行う余地は少なくなる…）．以上から，負債比
率の増加あるいは負債政策の変更により，経営の効率性は高まるため，株式
の工一ジェンシー・コストは削減される9）．一方，負債には株式の工一ジェ
ンシー・コストを削減する便益がある反面，負債の増加により期待破産コス
トや負債の工一ジェンシー・コストの増加という費用が発生する．
（3）機関投資家の株式保有
経営者が非効率的な経営を行っていることが判明した場合，機関投資家は
議決権を行使して経営者の行動を矯正するのに十分な圧力をもっているので，
企業経営に対してモニタリング（監視）を行うインセンティブをもつ．この
ような機関投資家のモニタリングによって，機関投資家と当該企業との問の
情報の非対称性はかなりの程度解消されることになり，株式の工一ジェンシ
ー・コストは削減される．一般に，企業に供給する資金が増加すれぱ，機関
投資家はモニタリング活動をより積極的に行うと予想される．それゆえ，機
関投資家による株式保有比率が増加すると，機関投資家はモニタリング活動
を積極的に行い，株式の工一ジェンシー・コストは削減される．
830
株式の保有構造と負債政策
（25）
2．3．負債の工一ジ呈ンシー・コストの削減
以下では，メインバンクの株式保有が負債の工一ジェンシー・コストの削
減に役立つことを示すm）．
負債の工一ジェンシー・コストの発生原因の1つとして，資産代替問題が
あげられる．これは，経営者がリそクの高い投資案を採択する結果，負債価
値が低下して反対に株式価値は増加することを指す．このような事態が生じ
ないためには，負債権者が当該企業の株式を保有すればよい．なぜなら，負
債価値の低下分は保有株式の価値の増加分で補うことができるからである．
よって，わが国のメインパンクの株式保有は負債の工一ジェンシー・コスト
を削減する役割を果たしているのである．
また，メインバンクは役員派遺などをとおして，借り手企業のモニタリン
グを行っている．これによって，両経済主体の間の情報の非対称性がかなり
の程度解消され，負債の工一ジェンシー・コストは削減されるであろう．一
般に，企業に供給している資金が増加すれぱ，メインバンクはモニタリング
活動をより積極的に行うと予想される．よって，メインバンクの株式保有比
率が増加すると，モニタリング活動を通じて負債の工一ジェンシー・コスト
は削減される11）．
2．4．工一ジェンシー・コスト削減の相互関係分析
ここでは工一ジェンシー・コスト削減方法の相互関係に対する分析を行う．
はじめに，機関投資家の株式保有と経営者の株式保有の相互関係について分
析する．
モデルで用いる記号を次のように定める12）．
％：工一ジェンシー・コストが発生していない場合の企業価値
s：株式総額
D：負債総額
11機関投資家の保有株式総額．
〃：経営者の保有株式総額
831
（26）一橋論叢第116巻第5号平成8年（199q年）11月号
3：メイン人ンクの保有株式総額
θc（S）：株式の工一ジェンシー・コスト関数
oc（D）（gcl（1）），σc2（D））：負債の工一ジェンシー・コスト関数（なお，この
関数は負債の費用関数でもある．）
ム（∫）：機関投資家の株式保有の便益関勢
蛎（1））：負債の便益関数
ん月（〃）：経営者の株式保有の便益関数
〃C（〃）：経営者の株式保有の費用関数
また，以下の仮定をおく．
①経営者は工一ジェンシー・コストの削減をとおして，企業価値を高める．
②内生変数はS，D、〃，外生変数は1，3であり，各変数は非負の実数値を
とる．
③便益関数，費用関数（株式と負債の工一ジェンシー・コスト関数を含
む）そして正味便益関数（：便益関数一費用関数）は増加関数とする．すな
わち，2c’（S）〉O，gc’（D）＞O（σ01’（D）＞O，σα’（1））＞O），石’（∫）＞O，蛎’（1））＞0，
ん月’（〃）＞O，ん。’（〃）＞O，9。’（D）＞0。’（1））（蛎’（1））＞9α’（1〕）＞σ。。’（1））），
ん。’（〃）〉〃。’（〃）
④独立企業の自己資本はそれぞれ機関投資家と経営者の保有株式から構成
され，グループ企業の自己資本も機関投資家と経営者の保有株式，それとメ
インバンクの保有株式から構成される．すなわち，S＝1＋〃（独立企業の場
合），S＝∫十〃十β（グループ企業の場合）
企業価値は，
γ＝％一2。（S）一σ。（1〕）十ム（∫）十蛎（D）十〃。（〃）一乃。（〃）（1）
と表わされ，経営者はγを最大化するように，s，D，〃を決定する．よって，
∂γ／∂S＝O，∂γ／∂D＝O、∂γ／∂〃＝Oを解くと，それぞれ以下のとおりにな
る．
2。’（S）＝ム’（1）十〃月’（〃）一ん。’（〃）（2）
蛎’（1〕）＝σ。’（1〕）（3）
832
株式の保有構造と負債政策（27）
図1．機関投資家の株式保有の便益関数と費用関数
便益
費用
株式の工一ジェンシ
B
一・コストは一定
機関投資家の株式保有の便
益関数㈹（I））
A 機関投資家の株式保有の利用度
図2．負債の便益関数と費用関数
便益
費用
株式の工一ジェンシ
ー・コストは一定
負債の便益関数（y二gB（D））
負債の費用関数（y＝gcl（D））
H
←■■一負債の費用関数σ＝gc2（D））
F G 負債の利用度
図3．経営者の株式保有の便益関数と費用関数
便益
費用
K
株式の工一ジェンシ
ー・コストは一定
経営者の株式保有の便益関数
（y＝㎞（M））
経営者の株式保有の費用関数
（戸hc（M））
0 L
M
経営者の株式保有の利用度
833
（28）一橋論叢第116巻第5号平成8年（1996年）11月号
2。’（∫）十ム’（1）＝〃月’（〃）一κ。’（〃）（4）
内点解の存在を仮定して，最適な株式総額S｝を（2）式に代入する．
・。’（S申）＝五’（∫）十ん月’（〃）一ん。’（〃）（5）
但し，2c’（S＊）は定数，五’（∫）＞0，ん月’（〃）一〃c’（〃）＞0より，∫と〃は負の
関係をもつことが証明された．
次に理解を容易にするため，sが内生変数とする仮定②を，sは一定であ
るという仮定に変更して考察をすすめる13）．
はじめに，株式の工一ジェンシー・コストの削減方法に関して，機関投資
家の株式保有，負債政策，経営者の株式保有の相互関係について考察する．
機関投資家の株式保有の利用度が点λ（図1参照）であったとすると，株
式の工一ジェンシー・コストは0Bだけ削減される、Sが一定であるので，
企業に発生している株式の工一ジェンシー・コスト（θc（S））は一定値であ
り・0C（＝0万＝0K）であるため，残余の株式の工一ジェンシー・コスト（以
下，残余コストという）は3Cである．この残余コストを経営者は負債ある
いは経営者の株式保有を利用して削減する．01〕＝3C（図2参照），負債政
策の費用関数をμ＝gcl（1〕）とすると，経営者は負債を点Fまで利用するの
が最適である．なぜなら，正味便益（〃）（＝便益（〃）一費用（FH））が点F
で最大値をとるからである．同様に，0ゾ＝3C（図3参照）とすると，経営
者の株式保有を点ムまで利用するのが最適である．以上を要するに，機関
投資家の株式保有の利用度（点λ）が高ければ，残余コストは小さくなる
ので，他の工一ジェンシー・コストの削減方法の利用度（点F，あるいは点
ム）は低い値をとる．よって，機関投資家の株式保有比率は負債比率，あるい
は経営者の株式保有比率に負の影響を与えるという第1の仮説が導出された．
次に，当該企業がメインバンクをもつか否かによって，残余コストを削減
する際に，負債もしくは経営者の株式保有のいずれを選択するかで違いが生
じることを示す14）．独立企業の負債の費用関数がμ＝σα（D）であるとする．
このとき，負債の正味便益（〃）と経営者の株式保有の正味便益（〃w）の
大小関係を比較して，正味便益が大きい株式の工一ジェンシー・コスト削減
834
株式の保有構造と負俊政策
（29）
方法を利用して，残余コストを削減する．グループ企業はメインバンクが融
資先企業の株式保有を行っている．上述のとおり，メインバンクの株式保有
比率が増加すると，負債の工一ジェンシー・コストは低減するので，負債の
費用関数はリ＝σc1（D）からσ＝σα（1））にシフトする．この費用関数の変化に
より，負債の正味便益は〃からαに増加するので，α＞〃wである確率
は高くなる．つまり，残余コストを削減する際に，経営者は負債を選択する
確率は高くなるということである．よって，メインバンクの株式保有比率は
負債比率に正の影響を与えるという第2の仮説が導出される．また，グルー
プ企業と独立企業を比較すると，残余コストを削減するために，グループ企
業は主に負債を利用するが，独立企業は主に経営者の株式保有を利用すると
いう第3の仮説も導出された．
3実証分析
先に導出した3つの仮説を検証するために，日本企業のクロスセクショ
ン・データを用いて実証分析を行った．対象企業は東京証券取引所第1部上
場企業である．また，資本の所有構造が異時点で大きく異なっていても，仮
説が支持されるかどうかを検証するため，分析隼度は1974．1988．1991年
の3年度とした．分析に用いる主たるデータの出所は，日本開発銀行財務デ
ータ・テープである15）．
3．1．回帰分析の推定式と推定方法
われわれは経済調査協会刊行『系列の研究』（年刊）によって，対象企業
のメインバンクの有無を調べ，これをグループ企業と独立企業の2つに分け
た16）．そして，2つのサンプルに対してそれぞれ重回帰分析を行った17）．重
回帰分析の推定式として，負債の回帰式（以下，DR回帰式と略称）と経営
者の株式保有の回帰式（以下，〃GROWW回帰式と略称）を用いた．グル
ーブ企業に対するD1∼回帰式と〃01∼0W〃回帰式はそれぞれ以下のとおり
である．
835
（30）一橋論叢第116巻第5号平成8年（1996年）11月号
DR＝αo＋α1〃VSTL1＋α21WSTL2＋o3PROF1T
＋o．RD＋α。〃十〇。〃∼十〃1 （6）
〃G1∼0WW＝＝あo＋δ11WSTL2＋わ2S1ZE＋b3RD＋勾3R＋〃2 （7）
（αO∼α6，わO∼δ。：回帰係数，α1．〃。：誤差項）
また，独立企業に対する・01∼回帰式と〃α∼0WW回帰式はそれぞれ以下
のとおりである．
1）R＝co＋c1刀VSτL＋c2PROF∫T＋c3RD＋c4Fλ十c53R＋〃3 （8）
〃GROWW＝do＋dllWSTZ＋d2S1Z亙十d31∼1）十φ〃∼十吻（9）
（CO∼C5，dO∼dぺ回帰係数，〃3，〃ぺ誤差項）
ここで，D1∼は負債比率，〃α∼0WWは経営者の株式保有比率，〃S肌
は機関投資家の株式保有比率，〃STL1はメインバンクの株式保有比率，
〃STL2はメインバンク以外の機関投資家の株式保有比率を表わし，
1WSTL＝〃STZ1＋〃STL2という関係である18）．
独立企業はメインバンクをもたないので，機関投資家の株式保有は株式の
工一ジェンシー・コストを削減する役割を果たす．一方，グループ企業の機
関投資家の株式保有比率（wsTL）のなかには，メインバンクの株式保有
比率（〃sTL1）が含まれている．メインバンクの株式保有は負債の工一ジ
ェンシー・コスト削減の役割を果たし，メインバンク以外の機関投資家の株
式保有は株式の工一ジェンシー・コスト削減の役割を果たす．このように両
者には果たす役割に差があるので，グループ企業では〃sTLをwsTL1
と〃Sπ2の2つの決定要因に分けたのである19）．
。0R回帰式に含まれる朋0〃T，灰1），〃，朋，そして〃G1∼0WW回帰式
に含まれるS∫ZE，1∼1〕，方Rは制御変数である．先行研究からこれらの変数は，
D1∼や〃G灰0W〃と関係があるとされている．D1∼や〃01∼0WWに影響を
及ぽすこれらの要因をコントロールするため，制御変数を回帰式に含めた20）．
以下では，制御変数の定義と制御変数が被説明変数とどのような関係がある
かについて述べる21）．
（1）DR回帰式の制御変数
836
株式の保有構造と負債政策
（31）
①ビジネス・リスク（〃∼＝STD（営業利益／総資産）；STり：5年間の標
準偏差）
利益変動が大きくなると，期待破産コストが増加するため，企業の負債利
用が抑えられる．よって，31∼はD1∼に負の影響を与える．
②研究開発費比率（RD＝研究開発費／総資産）
研究開発投資は債権者がモニターするのに困難な投資であるため，研究開
発費が高い企業では債権者と経営者問の情報の非対称性の程度が大きく，負
債の工一ジェンシー・コストも大きい．その結果，企業の負債利用は抑えら
れるので，RDは〃∼に負の影響を与える22〕．
③総資産収益率（PR0〃γ＝営業利益／総資産）
収益率の高い企業は投資のために利用可能な内部資金も豊富である．既存
株主にとって工一ジェンシー・コストがかからない内部資金を上限まで用い
ることが望ましいので，負債利用は抑えられる23）．よって，”0”TはD1∼
に負の影響を与える．
④有形固定資産比率（〃二有形固定資産（土地は除く）／総資産）
この変数がD灰にいかなる影響を与えるかは，理論的には不明である24）．
しかし，伝統的（通説的）に，この変数はDRと密接な関係にあるとみなさ
れてきたので，回帰式に含めた．
（2）〃GROWW回帰式の制御変数
①企業規模（SπZ二1og（総資産））
経営者はリスク回避的で，その保有財産には制約があると仮定する．また，
企業規模が増大すると，企業の自己資本も増加すると仮定する．企業規模の
増大につれて，自己資本も増加するので，経営者が当該企業の持株比率を一
定水準に維持しようとすれば，当該企業の保有株式総額を増加させねばなら
ない．このとき，経営者の証券の保有構成に変化が生じ，リスクが増加する．
よって，∫∬Eは〃0ROWWに負の影響を与える．
②研究開発費比率
研究開発費が高い企業では，工一ジェンシー・コストは大きいので，企業
837
（32）一橋論叢第116巻第5号平成8年（1996年）11月号
表1変数の平均値
A．グループ企業
変数
1974年
1988年
1991年
1NSTL
O．4193406
O．5478219
O．5244906
INSTL1
O．0555125
0．0444812
O，0455094
INSTL2
O．3638281
OI5033406
O．4789812
MGROWN
0．0251738
0．O069859
O．0053767
DR
0．6114512
O．4303119
O．4330431
B．独立企業
変数
1988年
1991年
INSTL
O．4755806
O．4835516
MGROWN O．0400683
O．0272071
DR
O．1870332
O．1850568
価値め減少分も大きくなる．このとき，経営者の持株比率が増加すれば，工
一ジェンシー・コストは削減され，企業価値は増加するので，経営者は持株
比率を増加させるであろう．よって，1∼Dは〃GROWWに正の影響を与える．
③ビジネス・リスク
ビジネス・リスクが高い投資として，例えば研究開発投資がある．このよ
うな投資を投資家がモニターするのは困難であるため，投資家と経営者問の
情報の非対称性は大きし＝．それゆえ，発生する工一ジェンシー・コストも大
きくなるので，経営者は持株比率を増加させる．よって，31∼は〃α∼0WW
に正の影響を与える25〕．
3．2．記述統計
以下では，説明変数の平均値をグループ企業と独立企業で比較するととも
に，1974年，1988年そして1991年の異時点間で比較することによって，仮
説が統計的データと整合性をもつかどうかを検討する．
表1をみると，グループ企業の〃SτL2に関して，1974年と1988年，
838
株式の保有構造と負債政策
（33）
1991年を比較すると，〃STL2は増加している．一方，グループ企業の
D1∼に関して，1974年と1988年，1991年を比較すると，1〕1∼は減少してい
る．また，グループ企業の〃α∼0WWに関して，1974年と1988年，1991
年を比較す・ると，〃GROWWも減少している．これはグループ企業では
〃∫TL2とD1∼，〃S皿2と〃GROW〃が負の関係をもつことを意峠し，
機関投資家の株式保有比率は負債比率，あるいは経営者の株式保有比率に負
の影響を与えるという第1の仮説と整合性をもつ．しかし，独立企業に関し
ては，1988年と1991年の〃STZの値にほとんど差がないので，グループ
企業と同様の分析を行うことはできない．
次に，グループ企業のWSπ1に関して，1974年と1988年，1991年を
比較すると，〃S肌1は減少している．一方，グループ企業のD1∼に関し
て，1974年と1988年，1991年を比較すると，10Rも減少している．これは
グループ企業では〃STZ1と1〕Rが正の関係をもつことを意味し，メイン
バンクの株式保有比率は負債比率に正の影響を与えるという第2の仮説と整
合性をもつ．
最後に，表1のグループ企業と独立企業のDRを比較すると，1988年も
1991年もグルーブ企業の1〕1∼の値が大きい．また，グループ企業と独立企
業の〃G1∼0W〃を比較すると，1988年も1991年も独立企業の〃α∼0WW
の値が大きい．これについて，グループ企業と独立企業を比較すると，残余
コストを削減するために，グループ企業は主に負債を利用するが，独立企業
は経営者の株式保有を利用するという第3の仮説と整合性をもつ．
3．3、回帰分析の推定結果
次に，先の仮説は重回帰分析の推定結果と統計的に有意かどうかを検討す
る．ま2から，グルーブ企業に関して，D1∼回帰式の〃S肌2の係数の符
号はすべての年度で負である．また，〃α∼0WW回帰式の〃STZ2の係数
の符号もすべての年度で負である．よって，グループ企業に関して，第1の
仮説が支持されているといえる。一方，独立企業に関して，〃GROWW回．
839
（34）
・一橋論邊第116巻第5号平成8年（1996年）11月号
表2 グループ企業と独立企業に対する実証分析の主要な緒果
A．グループ企業
被説明変数
説明変数
予想される符号
1WSη二1
十
1991年
3．68568
O．2825
〃F
1．299
1．368
1WSTZ2
一〇．40388
一
一〇一715281
O，4067
1．137
一〇、80649
ρ値
O．1478
O，0082
〃F
1．281
1．045
1．158
一2．74722
一2．449842
一3．66685
力値
O．0005
〇一0283
O．0024
〃F
1．064
1．384
■
■
9．307846
一36．96047
力値
O．2495
O．2203
〃F
1．163
2，481
Fλ
？
O，O037
1．133
3．33092
O，9249‘
1．3
1．104157
O．092087
力値
O．0155
O．875
〃F
1．154
1．251
1．354
O．224394
7．75481
2．875172
O．98334
O．0954
O．3959
1．09
1．936
1．08
1∼2
O．5017
O．3728
O．4293
λ1〕ゾーR2
O．3822
O．2222
O，2924
ダ値
4．196
2．476
3．135
PROB〉F
O．O047
O．051
B1∼
■
力値
γ〃
1WSTZ2
一
一〇．06184
一〇．O14801
一〇．47708
O．3475
O．0198
一〇．O0047
ρ値
O．4796
O．604
γ〃
1．155
1．587
0．00808
O．OO0419
ρ値
0．4305
O．8969
γIF
1．339
1．787
1．48
一1．053175
一1．12601
O．6545
S1ZE
一
1∼1）
十
1．414181
O．9812
1．278
一〇．OO045
O．8303
カ値
0．5952
O．6334
〃F
1．143
1．62
1．693455
O．138924
力値
O．08
O．7088
〃F
1．182
1．551
1．O11
0．124
O．O198
O．O139
3R
十
1∼2
λD卜R2
ダ値
PROB〉F
840
1988年
一6．623789
O．8667
1∼。D
〃G1∼0WlV
O．235273
ρ値
PR0〃T
1〕1∼
1974年
1．185
一0．09677
0．6895
一〇．O058
一〇．1254
一〇．1322
0．955
O．136
0．095
O．4479
O．9675
0．9833
（35）
株式の保有構造と負債政策
B．独立企業
被説明変数
説明変数
予想される符号
1WSTL
■
O．229217
O．021957
0．2487
O．9254
γ1F
1．314
1．321
PR0〃T
一0．40642
一0．897837
力値
O．4365
O．0446
〃F
1．496
1，48
一
3．273562
O．877292
ρ値
O．5277
O．3729
wF
1．152
1．201
一
O．389065
O．595749
ρ値
O．1598
0．0433
wF
1，237
1．248
3R
O．374567
1．872945
O．2402
O．0261
？
Fλ
■
ρ値
1．372
1．507
1∼2
O．1746
O．3893
λ〃一R2
F値
0．O096
O．2671
1．058
3．187
y〃
PR03＞F
1WSτZ
O．4067
■
一〇．1239
O．0232
一〇．088564
カ値
O．251
wF
2．36
1，715
O．O07243
0．O02722
O．6319
0．7506
2．3
1．57
3．767087
O．335104
O．0711
0．2302
S！ZE
一
ρ値
wF
1∼D
〃0R0〃W
1991年
力値
RD
1〕1∼
1988年
十
ρ値
wF
1．073
3R
十
一〇．10285
O．2671
1，097
一〇、154406
ρ値
O，3835
wF
1．157
1．175
1∼2
0．1931
0．1328
λ1〕∫一1∼2
O．0689
0．4728
一〇．OO07
F値
1．555
O．995
PROB＞F
O．2159
O．4279
841
（36）一橋論叢第116巻第5号平成8年（1996年）11月号
帰式の〃S肌の係数の符号はすべての年度で負であるが，D灰回帰式の
〃s肌の係数の符号はすべての年度で正である．よって，独立企業に関し
て，第1の仮説は〃0R0阪W回帰式では支持されるが，1）R回帰式では支
持されない．
次に，第2の仮説が支持されるかどうかを検討する．グループ企業に関し
て，1〕1∼回帰式の〃STZ1の係数の符号は1974年度と1991年度では正で
あるが，1988年度では負である．3年度のうち2年度は第2の仮説と整合性
のある実証結果となっている．
最後に，第3の仮説はどうか．グループ企業のWSTL2のク値に関して，
1）1∼回帰式と〃G1∼0W〃回帰式を比較すると前者のρ値がより小さいので，
．〃STL2の係数は〃回帰式でより右意である．これは，株式の工一ジェ
ンシー・コストを削減するために，経営者が負債を積極的に利用しているこ
とを意昧しており，第3の仮説と整合的である．また，独立企業の〃STZ
のρ値に関して，DR回帰式と〃α∼0W〃回帰式を比較すると，1988年度
では前者と後者のρ値はほぽ同じであるが，1991年度では後者のヵ値がよ
り小さく，〃STL2の係数は〃01∼0WW回帰式でより有意である．これは，
株式の工一ジェンシー・コストを削減するために，経営者が自から株式保有
を積極的に利用していることを意味し，第3の仮説を裏づける結果となって
いる．
以上から，全体的にほぽ仮説を支持する実証結果となっているが，仮説を
支持していない実証結果も一部あることが分かる．この理由として，2つの
ことが考えられる．第1に，本稿では機関投資家の株式保有は株式の工一ジ
ェンシー・コスト削減に役立つと仮定しているが，日本の機関投資家は政策
投資の名のもとに，株式からの収益以外の目的で株式保有を行っている．こ
の場合，機関投資家の株式保有は必ずしも株式の工一ジェンシー・コストを
削減する役割を果たさないので，実証結果の一部が仮説を支持しなかったの
ではないかと思われる．第2に，本稿では経営者が工一ジェンシー・コスト
削減をとおして，企業価値を高めると仮定しているが，本稿の分析年度では
842
株式の保有構造と負横政策
（37）
ストック・オプション制が導入されていないので，アメリカと違って経営者
が工一ジェンシー・コスト削減をとおして企業価値を高めるインセンティブ
は弱いと思われる．
仮説の検証は以上であるが，最後に，表2からこれ以外のことについて触
れておきたい．第1に，WF（VarianceInHationFactor）の値が低いので，
多重共線性の問題はないことが分かる．第2に，制御変数の係数の符号に関
して，半分以上が予想される符号と一致していなかった．第3に，
〃α∼0WW回帰式の決定係数（あるいは，自由度修正済み決定係数）は非
常に低く，すべての説明変数がゼロである確率（〃0万＞F）は非常に高い．
これは〃0ROWW回帰式に含まれる制御変数が経営者の株式保有比率の変
動を説明していない証拠である．本稿では米国の先行研究にならって
〃G1∼0WW回帰式に含める制御変数を選択した．そのため，制御変数が必
ずしも適切ではなかったかもしれない．今後，日本企業の経営者の株式保有
比率の変動を説明する決定要因を特定化し，回帰係数の再推定を行う必要が
ある．
4 結ぴ
本稿では，工一ジェンシー・コスト削減方法の相互関係に対する分析を行
い，次の3つの仮説を導出した．第1に，機関投資家の株式保有比率は負債
比率と経営者の株式保有比率に負の影響を与える．第2に，メインバンクの
株式保有比率は負債比率に正の影響を与える．第3に，株式の工一ジェンシ
ー・コストを削減するために，グループ企業は主に負債を利用し，独立企業
は主に経営者の株式保有を利用する．これらの仮説について，われわれは重
回帰分析の推定結果から仮説検定を行った．実証結果のうち一部は仮説を支
持していないが，全体的にはほぼ仮説を支持する結果が得られた．
今後の研究課題として・次の諸問題があげられる・第1に・数ヰを用いて・
本稿で取り上げたすべての工一ジェンシー・コスト削減方法の相互関係を分
析する．第2に，〃GROWW回帰式の適切な制御変数を特定化し，実証分
843
（38）一橋論叢第116巻第5号平成8年（1996年）11月号
析のサンプル数を増やして再推定する．第3に，株式の保有構造と負債政策
により，企業経営の効率性や企業価値にどのような差が生じるのかについて
さらに研究する必要がある．
本稿の作成の過程で一橋大学大学院博士課程の坂口幸雄君から有益な助言をいただ
いた、ここに記して感謝する。
1）工一ジェンシー・コスト削減方法の相互関係を分析した先行研究として，
Batha1a，Moon，＆Rao（1994），Jensen，So1berg，＆Zom（1992）があげられる．
2）株式の工一ジェンシー・コストの発生原因の1つとして、経営者が株主から
調達した資金を非生産的な投資（NPVが負である投資）に用いる場合があげら
れる．
3）負債の工一ジェンシー・コストの発生原因として，（1）資産代替問題，（2）
過小投資問題，（3）負債の希薄化，（4）配当政策があげられる．
4）株式の工一ジェンシー・コストについてはJens㎝＆Meckling（1976）を，
負債の工一ジ呈ンシー・コストについてはJensen＆Meckling（1976）、Myers
（1977）を参照．また，工一ジェンシー理論について包括的サーベイを行った文
献として，倉澤（1989），花枝（1989）がある．
5）機関投資家による株式保有の費用は2．4節の分析で考慮に入れていないので，
説明を省略する．
6）非金銭的利益あるいは役得とは多くの従業員を従えていること，美人秘書つ
きの豪華な役員室，大企業の社長であることの社会的名声などを指す．
7）Jens㎝＆M㏄kling（1976）は経営者の株式保有比率の増加により株式の工
一ジェンシー・コストを削減できることを理論的に示している．また，Morck，
Shleifer，＆Vishny（1988），McComell＆Servaes（1990）は経営者による株式
保有と企業価値，企業業績を関連づける実証的証拠を提示している．
8）企業が生み出したキャッシュフローのうち，正のNPVをもつ投資プロジェ
クトに必要な資金を上回る余剰をフリー・キャッシュフ回一と呼ぷ．
9）負債が株式の工一ジェンシー・コスト削減に有効であることを指摘した文献
として，Jensen（1986），Grossman＆Hart（1982），Stulz（1990）、Harris＆
Raviv（1991）があげられる、
10）本稿では次の条件を満たす銀行をメインバンクとした．（1）最大の融資残高
シェァをもつ．（2）当該企業の十大株主の1つである．（3）当該企業に役員の派
遣を行っている．
11）Prowse（1990）は日本の金融機関による融資先企業の株式所有が負償の工一
844
株式の保有構造と負債政策
（39）
ジェンシー・コストを削減することを実証分析により示した．また，池尾・広田
（1992）はメインバンクが負債の工一ジェンシー・コストを低下させ，企業の負
償比率を高めるということを実証的に確認した．
12）機関投資家による株式保有，負債政策，経営者による株式保有のそれぞれの
便益，費用については2．2節を参照．
13）以下の分析では原点を通る線形関数を仮定する．
14）なお，数式を用いて本稿で取り上げたすぺての削減方法の相互関係を分析す
ることは今後の課題である．
15）経営者の保有株式数と企業の発行済み株式数については有価証券報告書から
とった．
16）グループ企業のサンプル数は32，独立企業のサンプル数は31である一
17）ただし，1974年度の独立企業に関しては，サンプル数が非常に少なく，回帰
分析を行っても統計的に信頼できる回帰係数を推定することは困難と考え，実証
分析は行わなかった．
18）各変数の定義式は以下のとおりである．
〃STL三金融機関と証券会社の保有株式数／発行済み株式数
〃STL1三メインバンクの保有株式数／発行済み株式数
〃Sπ2＝〃STL一〃S肌1
〃GROWW1経営者の保有株式数／発行済み株式数
D1∼＝D亙BT／（EQσ〃γ十D朋丁）
ただし，五Qσ〃γ＝自己資本（簿価），D朋丁＝借入金，普通社衡転換社債，
ワラント債（簿価）である．
なお，これ以外の変数については後述する、
19）本稿では，機関投資家の株式保有比率のデータとして，有価証券報告書に記
載されている金融機関と証券会社の株式保有比率を利用した．金融機関のなかに
はメインパンクの他に商業銀行が含まれている場合があり，商業銀行は債権者の
立場から株式保有を行うている．よって，商業銀行の株式保有が株式の工一ジェ
ンシー・コストを削減する役割を果たしているとはいい難いので，より厳密な実
証分析を行うためには，商業銀行の株式保有比率も機関投資家による株式保有比
率から控除しなけれぱならないが，データの制約があるため，そのような処理を
行わなかった．
20）制御変数の選択に際して，Bathala，Moon．＆Rao（1994），Crutchley＆
Hansen（1989），Jensen，Solberg，＆Zom（1992），池尾・広田（1992）を参照
した．
845
（40）一橋論叢第116巻第5号、平成8年（1996年）11月号
21）1〕Rと1WSTZ（1WSTZ1．1WSTL2），〃G1∼0WWと1WSTL（1WSTZ2）の
関係については2節を参照．
22）Myers（1977）は，経営者の裁量的投資機会の水準が高い企業は負債の工一
ジェンシー・コストが高いので，負債をあまり利用しないことを示している．
23）Myers（＆）Majluf（1984）はベッキング・才一ダー（PeckingOrder）仮
説によって収益率と負債とを関係づけている．柴川（1990）参照二
24） Scott（1976）の「担保つき負債仮説」によれぱ，負債と固定資産は正の関係
をもつ・一方・DeAngelo＆Masulis（1980）の「タソクス・シールド仮説」に
よれば・負債と固定資産は負の関係をもつ．このように先行研究は〃がDRに
正と負のどちらにも影響も及ぽしうることを示している．
25）Demsetz＆Lehn（1985）は企業特有のリスク（ピジネス・リスク）が高い
と経営者の持株比率は増加すると主張している．
【参考文献】
［1コ Bathala，C．T．，K，P−Moon，and R．P．Rao（1994），“Managerial Owner−
ship，Debt Po1icy．and the1mpactofInstitutiona1Holdings＝An Agency Per−
spective’’、1巧ηo抑cio1且”口祀αg2〃！2〃t，23，pp．38−50．
［2コ Crutch1ey，C−E，and R．S−Hansen（1989）、“A Test of the Agency
Theory of Managerial Ownership，Corporate Leverage，and Corporate Divi−
dends”，〃〃伽c〃〃伽αg舳刎（Winter）、pp．36−46．
［3］ DeAnge1o，H．and R．Masu1is（1980），“Optimal Capita1Structure under
Corporate and Personal Taxation”，∫oα閉〃oヅF肋o冗c加’亙coηo刎｛c∫，81pp．90−
118．
［4］ Demsetz，H−and K．Lehn（1985），“The Structure of Corporate Owneト
ship：Causes and Consequences’I，∫o〃閉α1o∫Po〃〃co1亙co閉o刎ツ、93，PP1155−
1177．
［5］ Grossman，S．J．and0．Hart（1982），“Corporate Financia1Structure and
Managerial Incentives1㌧in T肋亙co”o〃cs oア〃カ榊oκo〃oηdσ〃c2物伽妙，J．
McCa11．ed一、Chicago，IL，University of Chicago Press．
［6］花枝英樹（1989），『経営財務の理論と戦略』東洋経済新報社、
［7］ Harris，M−and A．Raviv（1991）、“The Theory of Capita1Structure”，∫o炸
π0’0∫F｛〃αηc2，46，pp．297−355．
〔8コ池尾和人・広田真一（1992），「企業の資本構成とメインパンク」堀内昭義・
吉野直行編『現代日本の金融分析』東京大学出版会．
846
[9] Jensen. G. R., D. P. Solberg, and T. S. Zorn (1992), "Simultaneous Deter-
mination of Insider Ownership. Debt, and Dividend Policies". Journal of Financial and Quantitative Analysis, 27, pp. 247-263.
[10] Jensen, M. C. (1986), "Agency Costs of Free Cash Flow. Corpotate Finance and Takeovers", American Economic Review 76, pp. 323-329.
[ll] Jensen, M. C. and W. H. Meckling (1976), "Theory of Firm : Managerial
Behavior, Agency Costs and Ownership Strticture", Journal of Financial Economics, 3, pp. 305-360.
[12]
ftfD
i
: i (1989), rA J
i
;t;,fl
T l:'
i
i
: F' b
l
:
:
f
-
; *
- ･ 7 ,f
-
J { } i 5t : ･
dil i A :.
[13] McConnell, J. J. and H. Servaes (1990), "Additional Evidence on
Equity Ownership and Corporate Value". Journal of Financial Economics,
27. pp- 595-612_
[14] Morck, R.. A. Shleifer, and R. W. Vishny (1988), "Management Ownership and Market Valuation : An Empirical Analysis". Journal of Financial
Economics, 20. pp. 293-315.
[15] Myers, S. (1977), "Determinants of Corporate Borrowing", Journal ofFinancial Economics, 5, pp. 147-175.
[16j Myers, S. and N. S. Majluf (1984), "Corporate Financing and Invest-
ment Decisions when Firms Have Information That Investors Do Not
Have", Jouwal of Finance, 39, pp, 187-221.
[17] Prowse, S_ D. (1990), "Institutional Investment Patterns and Corporate
Financial Behavior in the United States and Japan", Journal ofFinancial Economics, 27, pp. 43-66.
[18] Scott, J. H., Jr. (1976), "A Theory of Optimal Capital Structure", Bell Jour
nal ofEconcmics, 7, pp. 33-53.
[19]
{ Jll
t : (1990), r t
t
a) I: ':
11' - ･
=.
_ &F
Tj J
, 107
5
[20] Stulz. R. M. (1990), "Manegerial Discretion and Optimal Financing Policies", Journal of Financial Economics 26, pp. 3-27.
847

Download Report