French[1993] は高いB/P 値を示す銘柄はそれだけリスクが高く投資家が要求するリターンも高いとしたつまり B/Pとはリスクプレミアムの代理変数であるという考え方であるこれに対して Lakonshok, Shlefer and Vshny[1994] は高 B/P 銘柄の相対的に

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えりかあわび
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論文日本株式市場におけるバリュー株効果要因分析住友信託銀行パッシブクオンツ運用部クオンツアナリスト西岡平太 ( 日本証券アナリスト協会検定会員 CMA ) 目次 1. バリュー株効果とその要因 2. 過去研究 3. バリュー株効果の要因分析 4. 一時的バリュー株効果の要因分析 5.

1 論文日本株式市場におけるバリュー株効果要因分析住友信託銀行パッシブクオンツ運用部クオンツアナリスト西岡平太 ( 日本証券アナリスト協会検定会員 CMA ) 目次 1. バリュー株効果とその要因 2. 過去研究 3. バリュー株効果の要因分析 4. 一時的バリュー株効果の要因分析 5. まとめ本稿においては PBRを指標としたバリュー株効果の要因分析を行った PBRを長期平均値である構造的バリューとその構造的バリュー指標からの一時的な乖離である一時的バリュー " に分解し日本市場のバリュー株効果がどちらの寄与によるものか検証を行った実証分析の結果バリュー株効果のほとんどが一時的バリューによるものであることが確認されたさらに一時的バリューを株主資本の変動と株価の変動の 2ファクターに分解し一時的バリュー株効果の要因分析を実施した結果効果の多くの部分が株価の変動により説明されることが確認された 1. バリュー株効果とその要因株式市場においてバリュー株が市場のパフォーマンスを長期的に上回るという現象は国内外を問わず幅広く観測されることが知られているバリュー株の定義についてはさまざまにあるものの代表的な指標として PER(Prce Earnngs Rato 株価収益率 ) やPBR(Prce Book-value Rato 株価純資産倍率) が挙げられる特にPBR については近年投資指標としてのみではなくスタイルベンチマークにおけるバリュー銘柄とグロース銘柄の判別指標としても用いられており機関投資家の株式ポートフォリオ運用において大きな役割を担うまでに広く認識されているこの低 PBR( 高 B/P) 銘柄群のリターンが高 PBR( 低 B/P) 銘柄群のリターンを上回るといういわゆるバリュー株効果そのものの背景についてはさまざまな説明が試みられている Fama and 西岡平太 ( にしおかへいた ) 2002 年九州大学大学院理学府修了 ( 理学修士 ) 同年住友信託銀行入社投資企画部総合運用部を経て 04 年月より現職訳書にアクティブインデックス投資インデックス運用の最先端 ( 共訳東洋経済新報社 2006 年 ) 108 証券アナリストジャーナル

2 French[1993] は高いB/P 値を示す銘柄はそれだけリスクが高く投資家が要求するリターンも高いとしたつまり B/Pとはリスクプレミアムの代理変数であるという考え方であるこれに対して Lakonshok, Shlefer and Vshny[1994] は高 B/P 銘柄の相対的に高いリターンの要因は企業の過去のパフォーマンスに対する投資家の過剰反応を反映したものであると結論付けたまた Danel and Tman[1997] はバリュー株効果を個々の銘柄に固有な特性であるとしたこうした過去のさまざまな分析に対し Bourgugnon and de Jong[2006] はバリュー指標そのものの定義に着目しバリュー株効果の要因分析を試みた彼らはB/P 指標を B/Pの長期平均値により算出した構造的バリューとその構造的バリュー指標からの一時的な乖離により表される一時的バリューに分解して一般に知られるバリュー株効果がどちらの要因によって生じるのかを検証したここで両指標の特性について簡単に述べると構造的バリュー指標の値が大きい銘柄ほど長期的にみてその銘柄のB/Pの水準が高いつまり割安な状態にあることを意味するまた一時的バリュー指標の値が大きい銘柄ほどその銘柄の現在のB/P 値が構造的なバリュー水準よりも割安になっていることを意味する検証の結果バリュー株効果の多くの部分が構造的バリューよりもむしろ一時的バリューにより説明されることが示されている本稿ではまず Bourgugnon and de Jong[2006] の分析を日本市場に上場している全銘柄 ( 注 1) に適用することを試みたその結果日本市場におけるバリュー株効果も一時的バリューによる要因によってその多くが説明されることが分かったこの結果は Bourgugnon and de Jong[2006] がMSCI Japanインデックスをユニバースとして分析した結果とほぼ一致するものであった彼らが指摘したようにこの結果はある銘柄に固有の特性がバリュー株効果の源泉であるというDanel and Tman[1997] の考え方とは異なるものであるまた危機的 ( ディストレス ) 状況にある銘柄はリスクが高いと見なされるため構造的にB/P が高い水準にありその後の高い株価のリターンはリスクプレミアムに起因するとしているFama and French[1993] の解釈とも異なりバリュー株効果の多くが株価の一時的乖離からの平均回帰によってもたらされることが確認された次に一時的バリューによるバリュー株効果についてさらに要因分析を実施したつまり個別銘柄のリターンのうち一時的バリューファクターによる部分を被説明変数とし銘柄ごとの株価の長期平均からの乖離 ( 以下株価の変動 ) と株主資本の長期平均からの乖離 ( 以下株主資本の変動 ) を説明変数として重回帰を行った回帰により得られたのは一時的バリュー株効果の一部が株主資本の変動により説明されるものの多くの部分が株価の変動で説明されるという結果であったこれはバリュー株効果の多くが株価の平均回帰傾向すなわちリターンリバーサル効果によってもたらされることを示唆するものであるさらに効果は小さいながらも株主資本の成長性などの財務パフォーマンスと将来の株価リターンとの間にはほとんど関係性がないとしたDanel and Tman[2006] の報告とは異なる結果も得られている点は大変興味深いと思われる以下本稿の構成を述べるまず次章において米国でのバリュー株効果に関する議論の一部につ ( 注 ) 本稿で分析対象としたのは東京証券取引所大阪証券取引所名古屋証券取引所福岡証券取引所札幌証券取引所ジャスダック証券取引所に上場する銘柄である証券アナリストジャーナル

3 いて概観し第章では Bourgugnon and de Jong [2006] を日本市場に適用し高 B/P 銘柄の低 B/P 銘柄に対する相対的に高いパフォーマンスが構造的バリューによるものなのかそれとも一時的バリューによるものなのかについて分析した結果を示す第章ではさらに分析を進め一時的バリュー株効果が株価の変動によってもたらされるのかあるいは株主資本の変動言い換えれば企業のファンダメンタルな成長 ( 株主資本の成長 ) によってもたらされるのかについての分析結果を紹介する最後に第章において一連の分析結果を踏まえバリュー株効果についての考察を行う 2. 過去研究 Fama and French[1993] はバリュー株の高いパフォーマンスに対する要因の分析を試み苦境にある企業いわゆるディストレスな状況にある企業に対するリスクプレミアムがバリュー株の高いパフォーマンスの要因であると結論付けたこれに対し Danel and Tman[1997] はバリュー株効果を企業のファンダメンタルな特性に基づくものとしておりリスクプレミアムとはとらえていない彼らはバリュー株の相対的に高いパフォーマンスはマーケットにもたらされる情報に対する市場参加者の過剰な反応が要因であるとしたさて Danel and Tman[2006] は近年の報告の中でバリュー株のリターンの情報を目に見えるもの (tangble) と目に見えないもの (ntangble) とに分けどちらの要因によりリターンが説明できるのかについて分析を行ったここで tangbleな情報とは財務の成長性など広く公に知られている情報のことであり ntangbleな情報とは個別銘柄のリターンのうちそうした目に見える情報による影響以外の部分を指す分析の結果バリュー株効果とはリスクプレミアムがもたらすものではなく大切なのはntangbleな情報でありこの情報がバリュー株効果を生んでいるという結論に達した上記の議論の一方で Bourgugnon and de Jong [2003] は異なる角度から分析を行ったこの報告の中で彼らは企業の本質的な成長への投資を行うのがグロース投資家であり株式市場における評価のズレを裁定機会とするのがバリュー投資家であるとしている報告によれば世界各国の六つの主要な株式市場における MSCIのグロースインデックスとバリューインデックスの1992 年から2001 年の年率リターンを調べた結果米国を除くすべての市場でバリューインデックスがグロースインデックスをアウトパフォームすることが確認されているが短期間でグロースインデックスからバリューインデックスへ移行した銘柄およびその逆の銘柄による影響を取り除いたところグロースインデックスのパフォーマンスが改善する一方でバリューインデックスのパフォーマンスが悪化するという結果が得られたつまりバリューインデックスとグロースインデックスのパフォーマンス格差は短期的なスタイル変化の影響を受けているのであるこの結果を受けた彼らはグロースとバリューを対立する概念としてとらえずに二つの異なる基準によってそれぞれ独立した銘柄群によって構成されるカテゴリーに分類することを試みた二つの基準のうち一つはPER やPBRといったバリューとグロースを選別する際に一般的に使われる指標でありもう一つは時間軸であるそもそも低 PBR 銘柄をバリューとし高 PBR 銘柄をグロースとする基準の根拠は非 110 証券アナリストジャーナル

4 常に曖昧なものであり PBRを単純に使ってしまっては算出時点でPBRがある程度の期間にわたって構造的に高い ( あるいは低い ) 水準にある銘柄と一時的に上昇 ( もしくは低下 ) した銘柄を判別することができないからであるつまり Fama and French[1993] に基づいたHMLファクターによる分析ではある銘柄の構造的な特性と時間経過に伴って表れる特性を混同してしまう恐れがあることを彼らは指摘した上で直近のB/Pと過去平均のB/Pの差をバリュー指標として採用しユニバース全体を分位に分けて各分位のリターンの推移について分析したその結果直近のB/Pと過去平均のB/Pの差がプラスに大きい分位の平均リターンがマイナスに大きい分位の平均リターンを上回ることが確認された一方で過去平均のB/Pにより同様の分析を行ったところ分位間でのリターン格差はさほど見いだせなかったこの報告の中で彼らはバリュープレミアムは銘柄ごとの固有な特性に起因するというよりも何らかの要因で構造的な水準から一時的に乖離した銘柄のB/Pが元の水準に回帰する過程で発生するものであると述べているこの結果を受けて Bourgugnon and de Jong[2006] では B/Pを長期平均値 ( 構造的バリュー ) と長期平均からの一時的な乖離 ( 一時的バリュー ) とに分解しこれらをリスクファクターと見なしてバリュー株効果が二つの構成要素のうちどちらから発生したものであるかについて重回帰によるグローバルな分析が行われた Bourgugnon and de Jong[2006] で行われた分析は具体的には以下のようになる彼らはバリューファクターを (1) 式のように分解したここで BP は銘柄の t 時点における株主資本を銘柄の t 時点での時価総額で除したものであるまたBP は銘柄の t 時点において算出されたBP の長期平均値であり構造的バリューを表しているここで BP は銘柄ごとの過去 60カ月間月平均値である BP BP BP BP (1) (1) 式により BP は構造的バリュー値である BP と t 時点で算出されたBP と構造的バリュー値との乖離を表すBP -BP に分解される以後 BP -BP を一時的バリューと呼ぶこととするこれらの指標により株価のリターンがどのように説明されるのか以下のように検証が行われたまず株価のリターンについて (2) 式のモデルを導入する R M V (2) t t ここで R は銘柄の時点 t における株価のリターンであるまた b はマーケットリターンに対する銘柄のベータ値 M t は時点 t におけるマーケットのリターン γ は銘柄のあるバリューファクターのエクスポージャー V t はファクターリターン α は回帰の結果得られる切片項 ε は回帰によって得られる残差項であるさらに (2) 式のバリューファクターに関する項を (3) 式のように変形し BP で表されるバリューファクターのエクスポージャーを所与とした回帰式に置き換える R M BP V (3) t t (3) 式はマーケットとバリューファクターによって個別銘柄のリターンを表したファクターモデルである (3) 式の右辺 BP V t を前述の構造的バリューと一時的バリューに分解すると (4) 式のようになる (4) 式は個別銘柄のリターンを構造的バリュー要因と一時的バリュー要因に分解するためのファクターモデルである証券アナリストジャーナル

5 R M BP V struc t trans BP BP Vt t (4) V struc t は構造的バリューのファクターリターン V trans t は一時的バリューのファクターリターンを表す V struc t とV trans t は (4) 式のモデルによるクロスセクショナルな回帰の結果得られるものであるまた θ は回帰の結果得られる残差項 φ は切片項である分析の結果バリュー株を構成する二つのリスクファクターのうち一時的バリューだけが許容したリスクに対するプレミアムを受け取ることができるとの結論に達しているこうした過去の検証を踏まえ本稿では日本市場におけるバリュー株効果について Bourgugnon and de Jong[2006] を基に議論を展開することとした本分析の目的はバリュー株効果のほとんどが一時的バリューによってもたらされるとした彼らの分析をより幅広い分析ユニバースで日本市場に適用して日本市場におけるバリュー株効果の要因分析を行うとともに一時的バリュー効果の要因についてさらに検証を進めることである 3. バリュー株効果の要因分析 3.1. 分析手法 Bourgugnon and de Jong[2006] でも日本市場を対象とした分析が行われているものの分析ユニバースがMSCI JAPANインデックスであり日本市場を幅広く分析した結果であるとは言い難いそこで今回の分析対象は日本市場に上場している全銘柄としたただし銀行保険証券といった金融セクターに属する銘柄は分析対象から除いた分析期間は 91 年月より07 年月とし Bourgugnon and de Jong[2006] と比較してより直近の情報で分析を行った財務データは日経 NEEDSより提供されているものを用いたまた B/Pを構成する株主資本は計測タイミングをカ月ずらしたものを使用した ( 注 2) B/Pの長期平均値により算出した構造的バリューとその構造的バリュー指標からの一時的な乖離により表される一時的バリューのどちらにバリュー株効果が起因するのかについて以下に分析結果を示すなお分析の手順は前章で示した通りであり各ファクターの算出方法は Bourgugnon and de Jong[2006] に準拠したまた本稿の分析におけるすべての回帰分析の結果および相関値の算出に際しては銘柄ごとのファクター値をクロスセクショナルに基準化して使用した 3.2. 分析結果図表 1には (3) 式に従って算出した91 年月より07 年月の期間でBP のファクターリターンであるV t の統計量を示したまた図表 2はV t の t 値 ( 絶対値 ) 統計量を表すさらに V t の累積値を示したものが図表 3である図表 1および図表 3で示したように 99 年のITバブル期等のイベントを除くとバリュー株効果は日本市場において継続して見られており統計的にもほとんどの期間で有意性が確認できるさて (4) 式に従って B/Pを構造的バリューと一時的バリューに分解した後 91 年月 ~ 07 年月の期間でクロスセクショナルに分析した結果が図表 4である図表 4には期間別 V struc t ( 注 ) 例えば B/P の算出の際の株価が 2007 年月末時点のものである場合株主資本は 2006 年 11 月期決算までのものを使用する 112 証券アナリストジャーナル

6 図表 1 V t の統計量 B/P のファクターリターン統計量月次平均中央値最大値最小値標準偏差期間別 to to to to to to 全期間 to 図表 2 V t の t 値 ( 絶対値 ) 統計量 B/P のファクターリターンの t 値 ( 絶対値 ) 統計量月次平均中央値最大値最小値期間別 to to to to to to 全期間 to ( 出所 ) 著者作成 ( 以下の図表もすべて同じ ) 図表 3 V t の時系列推移 ( 累積 ) B/P のファクターリターン推移 V trans t の統計量を示した図表 5は期間別 V struc t V trans t の t 値 ( 絶対値 ) 統計量さらに図表 6は二つのファクターリターンの月次累積値をグラフ化したものである V struc t は構造的バリューのファクターリターンでありこの値が大きいほど構造的バリューの大きい銘柄すなわち長期平均的に割安な水準となっている銘柄の将来の株価リターンが割高な銘柄よりも高いということになる一方で V trans t は一時的バリューのファクターリターンであるある時点での長期平均からのB/P 値の乖離がプラス方向に大きい銘柄つまり過去の平均と比べてより割安となった銘柄の将来の株価リターンが高いとき V trans t はプラスの値を示す分析期間を通じ V struc t はほぼ横ばいであった一方 V trans t は分析期間を通じ安定してプラスの値を示した V trans t の大きさは図表 3で示したV t つまり二つのファクターに分解する前のB/Pのファクターリターンを上回っておりこのことから日本市場における高 BP 銘柄の相対的に高いリターンは長期平均値のBP である構造的バリューよりもむしろ平均値からの乖離を表すBP -BP である一時的バリューに起因する証券アナリストジャーナル

7 図表 4 V struc t : 構造的バリュー要因とV trans t : 一時的バリュー要因の統計量構造的バリュー要因一時的バリュー要因月次平均中央値最大値最小値標準偏差月次平均中央値最大値最小値標準偏差期間別 to to to to to to 全期間 to 図表 5 V struc t : 構造的バリュー要因とV trans t : 一時的バリュー要因のt 値 ( 絶対値 ) 統計量構造的バリュー要因一時的バリュー要因月次平均中央値最大値最小値月次平均中央値最大値最小値期間別 to to to to to to 全期間 to ことが示されたこの点は Bourgugnon and de Jong[2006] の分析結果と一致するものであった本稿ではB/Pを一時的バリューと構造的バリューに分解した分析を行っているよって時点ごとのB/Pにより分析を行い銘柄ごとの固有の特性がバリュー株効果の要因であるとするDanel and Tman[1997] とは分析の切り口は異なるしかしながら今回の分析結果を見る限り固有の特性というよりは B/Pの一時的な乖離がバリュー株効果の発生要因であると解釈する方がよさそうであるまた図表 6の結果から B/PのファクターリターンであるV t のうちのほぼすべてが一時的バリューから成るものであることから Fama and 114 証券アナリストジャーナル

8 French[1993] の解釈ともやや異なる結果が得られたつまり Fama and French[1993] はディストレスを要因として高 B/P 銘柄のリターンが事後的に高くなる可能性を示唆したがその要因を分解してみるとバリュー株効果は一時的なバリュエーションの変動によってもたらされることが確認されたのであるなお 91 年月 ~ 07 年月の各時点でのユニバース全体における構造的バリューと一時的バリューのクロスセクショナルな相関を調べたところ図表 7のようになった時期により-0.8から0.7まで幅広く分布していたが周期性は特に見られなかった一方で特に02 年以降の高 B/ P 銘柄が継続して相対的に高いリターンを示した市場局面では構造的バリューと一時的バリューの正相関の値が低下し 03 年以降は逆相関となることが確認されたこの推移については以下のように解釈される高 B/P 銘柄が継続して物色される市場局面ではこれらの銘柄の株価が上昇するためある時点で算出したB/Pはその銘柄の構造的なB/Pよりも低くなる傾向が見られるすると高 B/P 銘柄のうち多くの銘柄でBP -BP がマイナスの値を示す一方構造的なBPを表すBP はプラスであるためにクロスセクショナルに見た両者の正の相関が低下してくるまた 03 年以降逆相関となっている点については高 B/P 銘柄で起こっていたものと逆の現象が低 B/P 銘柄でも発生していたためではないかと考えられる 06 年以降は図表 4の一時的バリュー要因の中央値がと若干ながらマイナスとなったことに加図表 6 V t struc と V t trans の時系列推移構造的バリューと一時的バリューの重回帰によるファクターリターン構造的バリュー一時的バリュー図表 7 構造的バリューと一時的バリューの相関構造的バリューと一時的バリューによるクロスセクショナル相関の推移証券アナリストジャーナル

9 え図表 7に見られるようにクロスセクショナルな逆相関の値が収縮していることが分かるこの傾向は 02 年以降のバリュー株効果の行き過ぎの反動ともとらえられる 4. 一時的バリュー株効果の要因分析 4.1. 分析手法 Danel and Tman[2006] によればバリュー株効果は ntangbleな情報によってもたらされる部分が大きく株主資本の成長性などの財務パフォーマンスと将来の株価リターンとの関係はほとんどないことが指摘されているこの結果が日本市場にも当てはまるものであるとすれば一時的バリューによるリターンの大部分が株価の変動によって説明されると推測されるそこで本稿では Bourgugnon and de Jong[2006] の一時的バリュー指標 BP -BP に焦点を当て一時的バリューによるバリュー株効果を株価の変動と株主資本の変動に分解しどちらのファクターによって効果が得られるのかについて分析を行った具体的には一時的バリューのファクターリターンが株主資本 B の長期平均からの乖離から生じるものなのか株価 P の長期平均からの乖離から生じるものなのかを (5) 式を導入して重回帰を行った P の算出に際しては調整後終値 ( 注 3) を使用した分析のユニバースおよび分析期間は前章と同様である BP BP P P trans t B B P _ trans B _ trans Vt Vt P V B (5) P は時点 t における銘柄の株価 B は時点 t における銘柄の株主資本 P は時点 t で算出した銘柄の株価の長期平均値 B は時点 t で算出した銘柄の株主資本の長期平均値であるまた回帰の結果得られるV P_trans t V B_trans t はそれぞれ回帰によるファクターリターンを示し κ は残差項 μ は切片項である B P といった長期平均値は 3.2. での分析に合わせ銘柄ごとの過去 60カ月間月平均値を使用したここで -( P -P )/ P を株価の変動と定義しさらに ( B -B )/ B を株主資本の変動と定義する -( P -P )/ P の前に - の符号が付されているのは株価が長期平均よりも大きく下がった銘柄のファクター値をプラスにするための処理であるつまり他の銘柄と比較して長期平均から相対的に大きく株価が低下している銘柄の株価リ P_trans ターンが将来において高い値を示すとき V t はプラスを示す 4.2. 分析結果分析は (5) 式に従って実施した (5) 式中の左辺 ( BP -BP )V trans t は一時的バリューのファクターエクスポージャーであるBP -BP とそのファクターリターンであるV trans t の積であるこれを被説明変数とし株価の変動として定義した -( P -P )/ P と株主資本の変動として定義した ( B -B )/ B を説明変数として重回帰を行った分析結果は図表 8 図表 9および図表 10に示した図表 8は株価の変動によるファクターリターンV P_trans t と株主資本の変動によるファクターリターンV B_trans t の期間別統計量であり図表 9は V P_trans t とV B_trans t の t 値 ( 絶対値 ) 統計量である図表 10は V P_trans t V B_trans t およびV trans t の時系列推 ( 注 ) 調整後終値は株式分割の実施の前後で株価を連続的にとらえるために分割実施前の終値を分割後の値に調整したもの 116 証券アナリストジャーナル

10 移を累積値で示したものである V trans t は図表 4 で示したファクターリターンを使用した分析の結果 V P_trans t V B_trans t ともにV trans t の要因として一定 P_trans の寄与を示すことが確認され相対的にはV t の方が大きく寄与していることが分かったつまり一時的バリューのファクターリターンのうち大部分が-( P -P )/ P で表される株価の変動によって説明されることが分析により確認された一方で ( B -B )/ B で表される株主資本の変動も一定程度リターンの要因となっていることが分かったこの分析結果が示しているのは以下の点であるまず一時的バリューのファクターリターンのうち多くの部分が株価の変動で説明されることから日本市場におけるバリュー株効果は図表 8 V B_trans t : 株主資本変動要因とV P_trans t : 株価変動要因の統計量株主資本の変動要因株価の変動要因月次平均中央値最大値最小値標準偏差月次平均中央値最大値最小値標準偏差期間別 to to to to to to 全期間 to 図表 9 V B_trans t : 株主資本変動要因とV P_trans t : 株価変動要因のt 値 ( 絶対値 ) 統計量株主資本の変動要因株価の変動要因月次平均中央値最大値最小値月次平均中央値最大値最小値期間別 to to to to to to 全期間 to 証券アナリストジャーナル

11 図表 10 V t trans V t B_trans および V t P_trans の時系列推移 ( 累積 ) 株主資本の変動と株価の変動の重回帰によるファクターリターン株主資本の変動株価の変動変動性バリュー図表 11 株価の変動ファクターと株主資本変動ファクターの相関 B/P というバリュエーション指標で評価した株価の平均回帰傾向によるところが大きいことが分かったまた図表 10で示した通り株主資本の変推移している常に一定程度の逆相関は見られるものの多重共線性が懸念されるほどではないと考えられる動によって説明される部分もヒストリカルには継続して見られていることから分析手法は異なるものの株主資本の成長性などの財務パフォーマンスと将来のリターンとの関係はほとんど存在しないとしたDanel and Tman[2006] の報告とは異なる傾向が日本市場に存在する可能性が示唆された 3.2. で行ったのと同様に 91 年月 ~ 07 年月の各時点でのユニバース全体における株価の変動ファクターと株主資本の変動ファクターのクロスセクショナルな相関を図表 11で示した相関の値は平均すると-0.25 程度の水準で安定的に 5. まとめ本稿における分析の結果一時的バリューがバリュー株効果の要因の大部分を占めているという分析結果が得られたまた構造的バリューはバリュー株効果の要因としては低い説明力しか持たないことが示されたつまり構造的にB/Pの値が大きい割安な銘柄であってもその水準に変動がない場合は市場からネグレクトされ続ける可能性があると考えられるまた市場はある銘柄を一時的に過大あるいは過小に評価するも 118 証券アナリストジャーナル

12 のでありその評価が構造的な水準に回帰する過程でバリュー株効果が発生すると考えられるこの結果は Bourgugnon and de Jong[2006] が指摘した通りバリュー株効果は企業のファンダ一方一時的バリュー株の効果の多くが株価の変動に起因することも確認されておりバリュー株効果は株価の平均回帰傾向いわゆるリターンリバーサルの要素を多分に持つことが示唆されたメンタル特性に関係するものであるという Danel and Tman[1997] の結論とは異なるものであると考えられるさらにはFama and French[1993] が指摘したバリュー株効果がリスクプレミアムであるという結論とも若干異なり比較的短期の株価の平均回帰的な特性をとらえたものであるということが示されたなぜならばバリュー株効果がディストレスな企業に対するリスクプレミアムであるとした場合その効果は一時的バリュー効果の部分よりも長期の企業特性をとらえた構造的バリューにより強く表れることが期待されるからである一方で最近の報告の中でFama and French[2007] は高 B/P 銘柄の高いリターンは B/Pの convergence ( 収斂 ) によってもたらされると述べているがこの結論は本稿で得られた結論に近いものであると考えられるこの点を確認するために本稿では一時的バリューを株主資本の長期平均からの乖離である株主資本の変動と株価の長期平均からの乖離である株価の変動に分解して重回帰による要因分析を実施した分析の結果一時的バリュー株効果によって得られるリターンの一部が株主資本の変動により説明されることが確認された多くの企業が決算を迎えるたびに株主資本を徐々に成長させていることを考えると株主資本の変動ファクターは一時的な乖離値というよりは株主資本の成長度をとらえたものであるという見方もできるよって財務的な成長性と将来の株価リターンは何らかの関連を持っていると考えられる参考文献矢野学スタイルベンチマークの入れ替えとリターン格差証券アナリストジャーナル第 43 号 (2005 年 ) pp Bourgugnon, F. and M. de Jong, Value Versus Growth, Journal of Portfolo Management, 29(2003), pp The Importance of Beng Value, Journal of Portfolo Management, 32(2006), pp Danel, K. and S. Tman, Evdence on the Characterstcs of Cross-Sectonal Varaton n Stock Returns, Journal of Fnance, 52(1997), pp Market Reactons to Tangble and Intangble Informaton, Journal of Fnance, 47(2006), pp Fama, E. and K. French, The Cross-Secton of Expected Stock Returns, Journal of Fnance, 47(1992), pp Common Rsk Factors n the Returns on Stocks and Bonds, Journal of Fnancal Economcs, 33 (1993), pp Sze and book-to-market factors n earnngs and returns, Journal of Fnance, 50(1995), pp Multfactor explanatons of asset prcng anomales, Journal of Fnance, 51(1996), pp Industry costs of equy, Journal of Fnancal Economcs, 43(1997), pp Market effcency, long-term returns and behavoral fnance, Journal of Fnancal Economcs, 49(1998), pp The Anatomy of Value and Growth Stock Returns, Fnancal Analyst Journal, 63(2007), pp Lakonshok, J., A. Shlefer and R. Vshny, Contraran Investment, Extrapolaton, and Rsk, Journal of Fnance, 49(1994), pp ( この論文は投稿論稿を採用したものです ) 証券アナリストジャーナル

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untitled Cross [1973]French [1980] Rogalsk [1984]Arel [1990]Arel [1987]Rozeff and Knney [1974]seasonaltycalendar structure [2004] 12 Half-Year Effect [2004] [1983] [1990]ChanHamao and Lakonshok [1991] Fama and