<論説>国際分散投資によるリスク減少効果
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(2) 50@ (124). 横浜経営研究. るし， Lessard の用いたデータに 関しては. 第W 巻 cov. 第 2 号 (1983). 頃 として，. (F ，ガリ二 0 0 となることの 実証的裏 付けも 与えられていない。 SoInik および Lessard の. 丘 @ "= 約十 出@R 何千 iz, f= l,.,.,T …… (4) という線型式で 表現される ( なおチル ダ は確率. 研究のいずれもが 無視してはいるが ，国内要因 と国際要因の 間に存在するであ ろう効果を モデ. 変数を示している. 二 変量正規分布 (bivariateno,maldist,ibution). ル 内に明示的に 導入することができれば ，現代. にしたが. ポートフォリオ 理論の示唆しうる 最も大きな結. ぎ. 論のひとつであ るリスク減少効果について 更に. れる。. ・. 有意な結論を 導くことができるであ ろう。 かくて， 本稿では上に 指摘したような 問題点 を克服することを 企図し， まず 第 Ⅱ節において 新たに "2 段階国際マーケット・モデル (twostage inte,national ma,ket. model)". を提示. さ. ぅ. )。. このと ぎ ， 蛇 " と戸 m, は. ものと仮定され ， (4)式における傾. 向 と切片的はそれぞれ 次のように与えら. Pi-covf 02 (" (ic, E。 ")℡。) ・. ブ. 一 一. 化。 二 E(. 己. ◆●. .. ◆. (5). 耐Ⅰ 己. 且，， ) 一体 E( 宜 m,). .(6). ここに E(.), が (.),covC.,.) はそれぞれ期待 値，分散， 共 分散の演算子を 示している。 柁 。，. Rm, の同時分布が 二変量正規であ. し，国内と国際の双方の範囲において 分散投資. と. を 実行したときに 投資リスクが 如何に減少して. つづく 第 Ⅲ節では，わが国の投資家の 観点から. ば佗 " の条件付き期待値 E( 克 Ⅰ RD,,Rm,) は (5), (6)式の傾ぎと切片をもつ 線型関数 E( 戸れ lRR籠 ， ) 二は。 十月。R 而. 国内分散投資と 国際分散投資の 効果を empiri-. で与えられる。 このとき任意の 丘 ",,の 値が与え. caI に比較することを 目的とし， 最初に筆者が. られたとして 逼。， のその平均からの 偏差を示す. これまで実施してぎた 幾つかの実証研究の 諸成. 確率変数㍉を 考えると 功二戸 " 一 (化。 十体 佗 mD. いくかをモデルの 操作によって 明らかにする。. 果を要約することによって ，本研究でマーケッ. ト・モデルを 採用しうることの 実証的根拠を. 明. らかにすることからはじめる。 しかる後に第Ⅱ. 節 で提示された "2 段階国際マーケット・モデ ル". .(7). (8). であ るから， (7)式 より E(E 。， lR 崩 )=E( 戸別 R 耐 ) 一仏，十月ぷ ",,) =( 的 十鱗 Rm,) 一 (約十 儀R 耐 ). の現実的 イ ンプリケーシ ， ンを 検討するこ. とにしたい。. るとすれ. 二0. .0. となることがわかる・. .(9). さらに. o2G,Al月 抽 )=<7,(桶れ 一的一曲 Rmnt) 11. 2 段階国際マーケット・ モヂル とその インプリケーション. 1.. アプローチのポートフォリオ 理論に依拠すると ぎ ， 個別証券の投資収益率 は マーケ ，ト ・モデ. とは，すでに広く知られているところであ. ぅ. :. t. a2a 佗"@ mt)= 。 が 鰭 。 十戸 i孟",+ 転 lRmf) = が (、 &i,). が成立し，ここ. ンこ. が (.gitlR,m,) 二 0 ， (佗が l,Rm,)= が㏄ i,). るこ る。. すなわち， R": t 期における第五証券の 投資収益率 fL ， 耐. (E"lRm6). であ るから，. マーケット・ モヂル とその基本的性格 Markowitz[8] を 哺矢 とする 2 パラメター・. ルと 呼ばれる線型モデルを 用いて推定し. 二が. 期におけるマーケット・ポートフォ. リオ m の投資収益率. とするとき， マーケ ，ト ・モデルは転を 撹 乱. .◆◆ . ( Ⅰ 0) ●. となることがわかる。. (9), (10) 式は撹 乱項 e,f. が R 耐のすべての 値に対して同一の 条件付正. 規分布にしたが ことを意味しており ，換言す れば， 転 と戸耐の分布の 独立性を意味する。 その示唆するところは 次女の展開結果に 等し ぅ. し、 。.
(3) 国際分散投資によるリスク 減少効果 (青山. 月一. 一一一一一一 ︶ Rm. ケ リ ぐ CO ところで・. く. Ⅰ 4). マーケ ソト ，モデルを双提にするときの 個別. 証券投資収益率に 関する期待値とリスクの 諸特 徴は以上の如くであ るが，次にボートフ ，リオ. a 工 l). を 構成するとぎの 期待投資収益率とリスクの 特 徴を考察しておぐことにしょう。. の個別証券投資収益率のリスクは ，その分散. で与えられるが ，上記のマ. 証券から 成 るポ一 ，フ， " オ 証券の投 ぬ 比率とすれは ，. (=1. Ⅰ. =p, ㌧ 'CR 耐 )+ が億 ，，). =. ， &J Ⅰ. t 期におげ ろ ポ ー，、. ヱ，戸"= ニヱ ゅ (ぱ，丁/3, 丑 何 +e,,). 宜甜 二三. が 此，， " ) 二が (p 。 R" 耐十 e 。 ， ). (. に含まれる第五. p. ・. のように表現- される，. =;W(@)+(72(@). ヱ， " を N 個の. フ ， れば、 ソ万" p の 投瑳迅 "" 大 収益， 仏」， 逢 R キ. ーケ ソト ・モデルを双提にすると ぎ，そ荻は次. +2@covCR@. 51. という関係が 成立することになる。. 2 パラメタ 一 ，アブローチの 下で. ( または標準偏差 ). (125). 二 p 。 pJ02(RmD. m J竹 ?. m 瓦 i DⅠ z " 月 ", , @). 月. V ︵。び. = 0 .0. 護). 月ヱ，，，な ，十戸",ヱょが，幸三 ヱ、",,, @エ. i@=1. …・. 2). (15). 分散はそれぞれ 以 "@、. 正式の百味するところ ほ ， 個別盃み士の「 スク. 甲立 " の・. は p,,が㎝，") という市場要因 m に関連するりス. の 如くであ る. ク部分と，が 鯖 ，，) という証券 テに田 右の " スク. て (12) Ⅱこお よ ""J 14/ 式を利明して。。 、 ることに上. 部分とに分解し. 意する，. -の と. m. に対. する感応 度 (sensitiVity)を要約したものであ り，. ", 。， (R"). は市場要因 m の変動に関連する りヌ、. ク としてンステマティ. リスク (Systematic. 。. ク. と呼はれる，それに対して，が("). ㎡s ㎏. %. ，. ほ市. 安Ⅲ 田 とは， ，4 げごてあ るという白め。て アシンス. アマ 7 呼 、 ま丑. 々. Ⅰ. ソグ ・リ ス、. ク. く. けれ r) Ⅰ，@ 一 一. ・. モ. co Ⅴ. (きれ ，こ荏 )= 0 0, ; チノ，Ⅴ. .(13). す. ・. という関係を 指摘しておこう ， この仮定の意味 するところは ，. ・. (=. ヴ. 1. = cov(.㏄，十戸Ⅱ @e 朋 ， 十 ㍉わ. ㏄. @7@CR@). (月相 c, J@). 十戸，COV. プ. +. 目. J此 一 ，n,十きパ) こ. 上 / covCR"t,,E,t)+cov( .t,き，， ) ・イ. ソ. さ. (16). @jj1. ]. Ⅰー ノ. -CR ) け. co. Ⅴ. (月 )@it,丘れ -. )-1. ニ. Ⅰ. Ⅰ. P@" " 。 ヴ ", " (丘 ，，，， ) 4-0'G れ凋. -rZ, Z ュ，， -、、 ． ;,, ぼ /oS.,or ㎡ 且，") @ -ノ. Ⅰ. 、. 二 Ⅰ. / l lZl-. 丁Ⅰ. ，. J,). @タ ㏄ l. i¥@Ru-E(R@. 白 Ⅰ・. ことてあ り， このと ぎァとソ という任意の 異. ⅠⅠ. ぢ. ノ. yロ. アロ. の銘 " の 授乱項 要因 は 相互に影響しないという. cov (R @モ眈， -. ・. I.ifl5..lE (J?,,.,. ・. 同一時点での 市場における 個々. なる 9 銘柄の投資収益率に 関して. ー. Ⅱ」「. 子 " の 正 たる特徴は以上の 如くであ るが， この モ 子 ", か前 " するいまひとつ 重要な仮定として. ）. が、丘" ，・ ， )" 三よ; [月刊 - 一 E は"?". 「. :: な壷 正月Ⅱ支お 己力 、 ら ぜ芋カ バ t る マーケ / 。. -n@u 、ロ Ⅰ ，1. コロⅡ 八. ア Ⅰ. (ullSVstemは tlc lSた ) と. る。. このと ぎ， 臼の式の展開に 際し. ・. 自は丘 。 ，の市場 要囚. き，ぺ一タ係数. こ. ，. ョ. E. るということてあ る，. ぅ. フ. 1. vⅠⅠ. ッ. pf，．10， (ff， ， ) 打. 汀. -l. -Ⅰ 目 ，;""-( i,) さ. ・. 。"X(j-, 2- nけ，，ヨj} , 。， (丑 mt). 0目 ヱ. 丁・.
(4) 52 (126). 横浜経営研究 八. 第 2 号 (1983). 第Ⅳ 巻. -. 十目㎡ " が 佳朋. として単に国内市場のみならず 国際的市場をも. ..(17). i一一 1. 想定することによって ，分散投資がおこなわれ. このと ぎ， ポ ートフ ，リナp のべ一タ係数に 関. たときの投資リスクの 減少効果を探ることにし. して. たい。 そのために， まず以下のような 仮定を置 入， く 。. ん 三目 Jcゆ曲 という定義をおけば ， が (,R卸 ). ボートフォリオのリスク. は，結局のところ. (. ，一ェ 一. 仮定. 各国証券市場における 個別証券投資収益率 マーケット・ポートフォリオの 投資収益率. とは 二 変量正規分布にしたが. i=l ‥・ (18). と表現することができる 由バ しあ たり， ヱip二 Ⅰ N として， 等 加重ポートフォリオ (equalIyweighted portfolio)が構成されるものとすれ (18) 式は 蹄. 佗. 月. ..(19) となる。 ここに人一は N 証券の間でのアンシス テマティ， ク ・リスクの平均を 示す。 投資主体 がポ一. トフォリオ p に含める証券の 銘柄数を増. 加させて， N を十分に大ぎくすれば ， ほ 9) 式の 右辺第 2 項 は 次第に減少してゼロに 近づいてい. くことは明らかであ ろう，すなわち. -@m 2(桶 ",)=",が. 専. ㏄ の. 旧. .(20) Ⅰ. 戸柚. 》. となる。 ここに，個別証券のアンシステマティ ック・リスクが 0"). は，. 各国証券市場には 十分に分散化された. るリスクであ ることから，分散化可能リスク (diversi66abIerisk) とも呼ばれる。 かかるリス クを 分散化するためには 回 内においてどれほど の銘柄数を含むポートフ ，リオを構成すべき か を例証することは 第 Ⅲ節における 目的のひとつ でもあ る。. -fricti nless. コ. 2 段階国際マーケット・モデル. 前項で考察したマーケ。. ト. ・モデルは国内の. みの閉鎖的市場において 妥当し ぅる モデルと考 えることもできる ， 本項 では，証券投資の市場. ュ. internati nal market. 国際分散投資をおこなりに 際して，税制， 通貨統制および 投資慣習の相違などの barhers は存在しない。 また取引費用は 無視し. ぅ. る。. 4 コ一一 exchange ,i,k の不存在一一. ( 仮定. 各国通貨の exchange. rate は 安定的であ. るか， または 仮 りに変動的であ るとしても 為. (forw 打 d eXchange cont,act) によって riskless hedee が可能であ る，. 替の先物契約. 記 法を次のように 定める。 R,,.@. t. 期における国際的市場要因. W の投資. 収益率 Rん. t 期における 第た 国の国内マーケ・ソト. ・ポートフォリオの 投資収益率 ヮ. k.t.. t 期における 第 k 国に固有の りヌ、ク要. 囚 このと ぎ ，世界的な範囲において次のようなマ - ケット・モデルが 妥当するとしよう。 月 (21)@ "[二れ 十斗 R- 例中和， ・…‥‥ E ㏄ れ)=0.0. 2.. ，. 一 チュアル・ファンドが 存在する。. 多数銘柄から 成るポ. ートフォリオを 構成することによって 排除しう. 。. コ. Ⅰ反定 3. (W2( "t)="2 。， ( m,/ 十キ [酋， 弓きギ旧. ぅ. 2 --well-divers 苗 ed portfolio の存在. ( 仮定. 工. ば，. @. デル の妥当性一一 と. 0 ， ( 柁 p,)二戸 p り ， (佗耐 ) 十目 ヱ;p02(@ ぶ. 国内市場におけるマーケッ. 1コ. "'. くう. ん. ). ( ワワり @@. ， ) 二 "'. ぐ うた. ...(23) Ⅰ. cov( 仇 ，， ゥ ，，) 二 0 0, 様 ， Z ㏄チ リ ・. cov. (2 Ⅰ. (,Rぴ a,う ， ) 二 0 0 ん. ……. (2 り -(25). ・. ここに， 第 k 国における 第. i. 証券の投資収益率.
(5) 国際分散投資によるリスク 減少効果 (青山. ︶. 刃@ 十. ︶ ﹁・Ⅰ. ︶. ︵3. で 与えられる。 ここに 上 式の右辺第 3 項は. ）. こ. 1 一 N. "目田. T. んと. （. 1. た. -. -. .(33). と 表現されることから. 二 ㏄皿 千悔 Cれ十 ㌔ R.lr, 十うん，)+ep は. ，国際分散投資をおこな. うまでもなく ， X づ のとなる よう に国内で分散. ‥…・ (?8). 投資をおこ なう ことで除去し ることはい でもない。 (32)式の右辺第 2 項は. であ り，その分散は. ぅ. 0 ， (丑 " ぬ)=p 弗 ， 6",02( 戸川 ) 十 p"",が ( 毛 ， ) 十の '(epぬ). く. で表現される。 ここに正式の 右辺第. 3. p",(ぅ，)=舷，。， 荻 l ・き、 " ，. 29). 荻. が. 項は. ",，",,), 。， 寺西，i", く. (32). ・. ・. く. 6"1?". ……. そ. 夫，，産、 ㌔ 十 キ ，白，㌔(れ十 先月 " 十 うん， ). 宜 加工・. ︵. A. 十. p を構成すれば ，. 樺が (佗 ") ヰ P",。， 鯖 ， ) キ 0 ，㏄",). が ( 佗 。 ， )=F",. の 投資収益率は 1@. 十. であ り，その分散は (,27). で与えられる。 第 k 国の国内のみにおいて N 証 券から成るポートフォリオ. ︶. が伍 ")= 由、， a",",(孟",)十体 ",。，妨") 十 fo2G。 た，). T. 0 という仮定を 付加すれば，その分散 は. んと. 二ワ. な. 0 ス. れ ， ㍉ z). R". う. 仁丹. こに， COV(. @ ︵一Ⅴ. る. Or,. 二0 ．. き. 十. 表わすことがで. Ⅰ. 6). (. た. 由ド. 戸田 =n,, 。 + 体，(れヰぬ 戸川中 荻 ， )+e 。 は. 一". ぽ ， N目口. RRikf は ……㏄. (127)@ 53. 護). ・. ま. ）. a'" 一 く. う. .(34). うんⅠ. Ⅱ. と 変形されることより ， 八Ⅰ づ ののとき 0 0v こ 収 ・. く. と変形することができるから ，. 30). 束することがわかる。 すなわち，国際ポートフ. iV づ の のとき. ォリオ q に含まれる国数が 十分に大きげれば 無. が a,"は) づ 0 0 となることがわかる。 ここにが. 視しうる項であ り，ここにこの項に対して国際. (,"",) ほ第 k 国のみの分散投資によって 排除し うる リスクであ り，その意味で国内アンシステ マティック・リスク (domestic unsystematic hsk) という呼称を 与えることができる。. アンシステマティ ， ク ・リスク. ・. ボートフォリオの 投資リスクを 更に減少させ るためには，単に国内市場のみならず 世界的な. 範囲でポートフォリオを 構成するという 方法が 考えられる。 すなわち，世界各国の国内市場で 十分に分散化されたボートフォリオ. ( 現実的に. は各国における ， ユー チュアル・ファンド Ⅳ1. 力. 国の間で保有することによって. ). を. 国際ポート. フォリオ q を構成するとき ，その投資収益率は. Ⅰ。 エ ""、. ヱ. 亡. 三三. 」. (inte,national. unsystematic㎡sk) という呼称を 与えることが できる。 かくして，国際ポートフォリ オ q のリ スク. (国@. システマティソク・リスク. national systematic Hsk): ののとき 。， ( 戸 ot). 一. は，. つ百p,o202C且 ",. Ⅰ. N づ㏄，. ( ㎞ ter-. ルグづ. .(35). となることがわかる①。 リスク減少効果に 注目するとき ，国際分散投 (1) (21)式を国際マーケット・モデルと 呼ぶこと @こす れば， (26)式は統合された 国際マーケット・モデ ル (IntegratedInternationalMarket Model) と 呼ぶことができる。 このとき ppwa'。'(長 "t)を統合 された国際システマテ。 支えなかろう。. ック. ・リスクと考えて 差.
(6) 54 (128. 横浜経営研究. Ⅰ. 第Ⅳ 巻. 資 を突 付 することが合理的であ るためにほ 俺 ",",( 輻 m,)ノ虔p,あ 2",(五び， ) "....(36). という条件が 満たされなければならないことは 明らかであ ろう。 第 Ⅲ節における 我々の主要目 的は， 日本の投資家の 観点に立っと ぎ ， (36)式 のような国際分散投資の 実行条件が現実に 満た されるか否かを ernp ㎡ cal に検討することであ. 第 2 号 (1983J. [JSRI] が公表する月次 投資収益率データ・ファイルから 無作為抽出さ れた 30 企業について 1972 ヰ-4 月から 1977 年 3 月 までの 60 ヵ月の期間における 個別証券投資収益 は 日本証券経済研究所. 率の標本分布特性 値 が示されている。 この研究 では R, 。 の正規性を検定するための 統計量とし て， Fama[3]. が NeW. York Stock EXchange. 上場企業を対象にして 用いたのと同様に ，スチ ，一デント化された 範囲 (studenti,ed range). る。. I11. 実. " -正. を 採用している。 この統計量は. Ⅰ. 本節では， この研究においてマーケ ". ト. ・モ. デルを採用しうることの 実証的根拠を 提供する ことからはじめて ，最終的に(36)式で示される ような国際分散投資の 実行条件が実証的に 満足 されるか否かを 検討することを 目的とする。 す なわち，第 1 項において，わが国における 二 変. 量正規仮説の 現実的証左を 与えた後，わが国に おけるマーケット・モデル 推定値の諸特徴を 要. S 化 (ED=. MaX. i)一 Min( 丘D. ぐ佗. (37. Ⅰ. ，r(") 五ぅ ・. で 定義されるごとく ，標本における最大観測 値 と最小観測 値 との差に依存した 統計量であ るこ. とを特徴としている。 第. 表の SR(RD. の値に おいて。 ないし， ，を付した値はそれぞれ 95%0 ないし 99.5% の有意水準で 正規仮説が棄却され 1. ることを意味して L.、 る 。 この表ではまた ， R 。. 約すると同時に ，そこで推定されたべ 一タ係数. の分布の特徴について 概観するために ，分布の. を用いて国内分散投資を 実行する場合のリスク. 歪 度 (skewness) を判定するための B,(R 。 ) と 矢 庭 (kurtosis) を判定するための BaWR,) が. 減少効果を明らかにする。 つづく第 2 項では国 際証券市場のデータとその 特徴を要約し. ，最後. に国際分散投資によるリスク 減少効果に言及す る。. 表示されている㈲。 これらの測度から 指摘し る 一般的傾向 は ，わが国上場企業の投資収益率 の分布 は 左に偏り，やや 急尖的 (lept弘 u,tic) で あ るが，スチューデシ 化された範囲 SR(RD を検定統計量として 用いる限り， working apぅ. ト. 1.. わが国におけるマーケット・モデルの. 妥当. 性と国内分散投資のリスク 減少効果. prox ㎞ ation. マーケ ，ト ・モデルを用いてリスクを 計測し. まずマーケット・モデルが 基. えて差支えなかろう ， ということであ る。 次にマーケット・ボートフォリオの 投資収益. 礎を置く二変量正規仮説を 検定し，その仮説の. 率八 m, の分布に注目する。 第 2 表には 1952 年. 現実妥当性を 吟味しておくことは 不可欠の手続. 4 月から 1977 年 3 月までを等しく. であ ると考えられる。 わが国の株式市場におけ. (60 ヵ月 ) に分割したとぎの. ょうとする場合，. る 二 変量正規仮説の 検定に関しては ，筆者はす. でに青山 [l5Uにおいて東京証券取引所上場銘柄 を対象に検定を 実施し， 火。 ，， JR.m,, および e" 0 分布 は二 変量正規仮説と 整合的であ ることを 明らかにしている。 ここでは 穴 " と @Rmt の分. 布に関する計算結果を 再録し，そこでの結論を 要約しておくことにする。 はじめに 穴" 0 分布に 任 目する・第 1 表に. としての正規仮説が 妥当すると考. 五つの 小 期間. 人 而の分布特性. 値 が要約されている。 ここで採用されたマーケッ ト・ポートフォリオは JSRI が公表する VaIue ㈲ここで採用した 歪みおよび尖りを 示す測度は ， T を 標本数として ，それぞれ次のよ う 定義され る。. B. BlCRカ二 2CR Ts3(R -。 一R)3 R-"" 一力. 。i@(Z?,) 凶7田 s4(Ri) ， -R)4-3 0 『.
(7) 国際分散投資によるリスク 減少効果. (青山. SRCRz). ;. ，. Mm(Rz). I. Ⅰ. 無作為抽出された 30 企業の標本分布特性 値 (1972 年 4 月一 1977 年 3 月 ). 第1表. れlax CRi). Ⅱ. B@Rz). BiCRo 0. 6859. Canon Mar. (129)@ 55. 護). Dept. Stores. ・. 0.3. 丁. 89. 一 -0. 2308. ・. 5.8340. Gunze. Ⅰ・. 2. 25 Ⅰ 8. 6.6683. 0.4806. Japan@ Air@ Lines. 0 2814. Wakachiku@. 0.1736 0.3689 -0.1595 -0.2078 5.845.5 4.9302. 一. ・. Construct. Keisei@ Elec@Railway Oji@Paper. -0 1545. 5.9707,. ・. 一. 0．. 4659. --0.1556. 0907. 0 ． 7514. 一 0.0560. 0.9846 1,4083. 2.2657. 0.3660. 0.0089. 5.1566 9 83. 4.1706. 1. 5.9057. Ⅰ． 9635. 1. 4.8239. 1.5590. Tokyo@ Broadcasting. 0.3834. Kao@ Soap. 1786 0. 6436 0.3103 0.2551 -0. 0.1590 671 4.3326 4.6543 1, 0284 0.7378 一 0.1009 1.8305 0.2437 0.4398-0.1544 4.6954 0.3125-0.1883 0.2336 4.7947 5.4129 0.9537 3772 0.8048. 一一. 0.1517. Ⅰ. Ⅰ・. 0.3177. ㍉佃tsui & Co. 一一 一. Bridgestone@Tire Citizen@ Watch Osaka Cement Korakuen@ Stadium Hjno Ⅳ[otors Dai ， Tokyo@ Fire@ &@ M. Ⅰ. Ⅰ・. -0.1429. ・. 1. Ⅰ・. 0.4118. 6.8316 ，，. 2.2968. 6.8668*. 1.0345. 8.8628 0. 3460. 0.3975. i. -0.2697. Iseki@Agricultural NCR@ Japan Nippon@ Suisan. 3.6572 ェ. 0655. Ⅰ・. 0.5618. 0634. ・. 0.8109. 一 0.2616. Brother@ Industries. Sony. 0.8394. Saitama@ Bank. 1.5041. Japan@ Line Yamanouchi@. 0.6602 Pharm. 0.2500. 0.3390@. --0 3968 ・. :. 一一. 0.1406. 5.32 ば. 1.7035. 4.6930. 1.36. -0.1429@ I@ 4.5908. Ⅰ. 2.6836 5. 1.4962. T. 259. 0 ． 7973. Ⅰ. 2.3942. Nippon@ Shinpan. 0.254. Seki ui@ Chemical. 0.5709 0.3529. Av (注 ). " は SR. (0.95,. 出所 : 百出 Ll5. 60). を，. 5.1375. -0.1847 は SR. (0.995,. 60). 0.2144. Ⅰ. 一 0.4418. 1.1090. を超えることを. ェ. ・. 6382. 示す。. コ. 第 2表 期. 間. Rm s(R",) SR(. (注 ). ・. Rm}@ , ,. Km の平均，標準偏差およびスチューデント 化された範囲 4/52 一 3/57. 4/57 一 3/62. 0.00268. 0.01622. 0.0649. 0.0532. 5.9800*. 4.4. Ⅰ. 46. 4/62 一 3/67 0.00802 0 ． 048 6.0238,. 4/67 一 3/72 0.0 7@3 0.0498. 0.0490 0.01078. 4.5756. 4.5296. Ⅰ. Ⅰ. 紬，. ヤ. 4/72 一 3,,77. は 上方 95% 棄却 値 SD"" よりも大きな 値であ ることを示す。. 出所 : 青山 Ll5. コ.
(8) 56@ (130). 横浜経営研究. 第W 巻. 第 2 号 (1983). weighted のそれであ る。 この表においてぶ R (Rm) を検定統計量として 採用すれば 4/5 ㌻ 3/57 と 4/62 ヨ 767 の 2 つの期間以外は Rm, の分布. したとしても ，スチューデント 化された範囲の 上方棄却値 な 99.5% まで許容するならば ，すべ ての 小 期間に対して S 火 CRJ) く SR(0.995. 60). が正規仮説と 整合的であ ることが判明する。 こ. 二 6,09 が満たされることを 付言しておく。. れらの. 2. つの期間において 正規仮説が棄却され. ることに関しては 若干のコメントを 要する。. 個別証券投資収益率およびマーケ. ，ト. ・. ポ一. ま. トフォリオ収益率の 正規性に関する 実証は以上. ず 4/52-3/57 の期間においてぶ 穴 CRm) の 値が. の如くであ るが，次にこのような 仮説を前提に. 異常に大きな 値になったことに 対する説明とし て 1/53-3/53 の 3 ヵ月における 異常な Rmt の 変動を指摘しておかねばならない。 この時期は いわゆる朝鮮動乱景気の 余波を受けて 株式市場 が活況を呈していた 頃 であ り， り 53 には 21.9% という史上最高の Rm, が計測されているのに 対し ， 3/53 には当時の米ソ 冷戦の行方を 左右 す. おいて成立しているマーケ ，ト ，モデルの推定. る. スターリン・ソ 連首相の死去に 端を発する大. 暴落が生じ， 一 16.9% という史上最低の Rm, が計測されている。 次に ， 4/62 ヰ 767 の期間に. おいても， 11762 にはそれまでの 金融引締め政 策の解除を基因として 17.2% という史上 2 番目 に 高い R 耐が計測されているのに. 対し，翌年. の 7/63 にはいわゆる 証券恐慌の発端となるケネ. ディ大統領の「金利平衡税」発表を 一. 11.8%. という. 契機に. 穴 m, が計測されるに 至ってい. る。 正規仮説検定統計量としてのスチューデン ト. 化された範囲が 最大観測 値 と最小観測値の 偏. 差に依存していることから ， これら 2 つの期間 で異常な SR(R 。 ) が計測されることになったこ. 値に関して，青山[14Uに依りながらその 特徴を 要約しておこう。 青山 [14]では JSRI の月次投 資 収益率データ・ファイルから 抽出された標本. データを対象に ， 1952 年 4 月から 1977 年 3 月ま での 3 ㏄. 力. 月を等しく 60 ヵ月ずつの. 5. 期間に分. 割し，合計 2,839 本のマーケ ，ト ・モデルを 推 定 した。 そのうち無作為抽出された 30 企業につ いて 1972 年 4 月から 1977 年 3 月までの期間にお ける推定結果を 表示すると第 3 表の如くであ. る。 この表を作成するりえで 実際に用いられた 推定式は R. れ工 d. 。 十ろ。 人 mt+e. れ. ●◆●. .. ◆◆. (38). であ り， 表に おいて， パれ ),f⑦ i)は 係数パラメ タ一のⅠ 値 (t-value)を示し， 巧m, は標本決定 係数， 辞 (RD および 5,Qi)はそれぞれが ,( 丘 。 。 6) が⑥，) の 標本推定値， DW は Durbin-Watson ratio を示している。 また第 4 表には上述した 5 つの 小 期間の各々について 推定された べ 一タ. 係数の分布が 要約されている。. とは容易に推察しうる。 上に指摘したような 異 常期間を排除してぶ ，R(Rrn) を計算すれば 正 規 仮説と整合的な ぢ火 (RJ の値を算出するこ とが可能であ るし，むしろこのょう な異常期間 を排除してこそ 有意味な結論を 導出すること ができると考えられる。 何故なら，われわれは 経済社会における 異常現象を考察の 対象として. to.0。 に対して有意な t(.a.)を示しているのはわ. いるのではなく ，通常の よ り安定的な状況下に. ずか 1 社のみであ り殆ど全企業においては。 二. おける経済現象を 考察しょうとしているからで あ る。 かくして，期間の選択を適切に 行 う なら. 0 ， 0 の仮説を棄却することができない。 第二に 指摘し ぅる 特徴は， ポートフォリオを 構成する. ば， 人m, の正規性については 仮説と十分に 整合. 以前の個別銘柄の 段階では，投資リスクのうち 市場要因によって 説明されるウェイトは 個々の. 」. 的な結論を導くことができる。 さらにまた，仮 に上述したような 異常期間を含めることを 容認. これらの表からわが 国 株式市場における マ一. ケット・モデルの 特徴を幾つか 指摘することが できる。 まず，係数" ラメタ一の安定性に 関し て， べ 一タ係数用の 推定値は極めて 安定性が 一く 局 ， f0.05一. 00 に対して大半の 企業で有意な. to 。 ) を示している。 他方，的の推定値の 場合，. 企業に固有の 要因によって 説明される部分に 比.
(9) e h up コ. べて相対的に 小さい， ということであ る。 この. (青山. 護). ㎎2% Ⅱ祈的は 此㏄ 蝸為れ 打 巧 打担㏄ 初お㏄W H 穏 定 Ⅰ四 ㏄ 鉄 ㏄㏄㏄㏄㏄0 ㏄0 ㏄0000000000000000 推 81 26 9Ⅰ 5 7 4836 Ⅰ8 79580367 ル︶090287285 一一 一一. I 此 nO na l㏄ n ㏄ て P 出所 : 背山 L15. 減少効果. ト. 表 3 第. 国際分散投資によるリスク. り. ， エー Ⅰ ボニダ. ( ぁ). (131) 57. に (Ri) はその銘柄に 固有の. ことは，推定における 次のような関係式を 円い. 要因によって 説明される割合であ ると解釈する. て説明することができる。. 3 表 2 0 明らかな ことができる ，このとき，第. sCR,)5CRJ ' ，s',2(Rm) (RD2 …‥. Ⅰ m 2-一 ん. （. ダ (RD=&i'. ）. 一. (39). あ. ダ (Rm) 十寸 (免). .(40). よう に，Ⅰ㎞，の 平均は 0 ． 222 であ り，個別証券 のレベルでは 投資リスクのうち 市場要因で説明 される割合 は 2 割強程度でしかないことがわか. すなわち， むツ は個別証券の 投資リスクのうち. る。 市場要因の説明刀が 近時低下傾向にあ ると. 市場要因 仁 よって説明される 割合を示してお. いう証左についてほ 青山 [14]を参照されたい。.
(10) 横浜経営研究 第4表. 間. 平. 均. 係数の分布の 要約 表. べ一 タ. １１. 第 2 号 (1983). 分. ゼロ未満. 標準偏 差 の 銘柄数. 4/52一 3/57 1 4/57 一 3/62. 1.1338@. '@ 0.5436. 0 ． 8887. @ 0.4751. 531@￨@1.0969@ 0.4713. 4/62 一 3/67 4/67 一 3/72 4/72 一 3/77. 0.8860@ 0 ． 8683. 出所 : 青山「 14. 3. 期，. 銘柄数. 第W 巻. 0. ・. 10. 値. 位 止. 0.25 ;. ・. 58@ (132). 0. 50. ・. 0.2107・. 0. ・. 75. 1.2238. 0. ・. 90. 1.5376. 3. 0.3964 , 0.4382. 24. コ. 最後にべ一タ 係数の特徴について 言及しておこ. 図示したものが 第 1 図であ る。 第 5 表および第. う。 第 4 表から明らかなように 5 つの冬山期間. 1 図から明らかな よう に ， Ⅳの値が比較的小さ. こおいてそれぞれマイナスのべ 一タ が 計測され. いポートフォリオにおいて 分散投資効果は 顕著. ているが，その個数は決して 多くない。 全体の 期間において 合計 2,839 個のべ一タ が 推定され. であ り， とりわけ，個別証券 (新日鉄 ) だ げに 投資する場合に 比べて， もう一つの 別 証券 ( キ. たが，わずかに13 個，すなわち0 ． W60 のべ 一タ. リンビール ) に追加投資することによって. ゲ. のみがマイナスになったにすぎない. 0 このこと. 2 証. 券ボートフォリオを 構成すれば，その投資リス. は，市場要因とほ逆の変動をする 銘柄をポート フォリオに含めることによってポートフォリオ. 0.00609. の リスクを著しく 減少させることが 可能であ る. れば，個別証券投資の場合に上ヒべて 投資リスク. コ. ニ0. ・. 01223 一ョ 0 ， (佗 9 %. ， 更に 3 証券ポートフォリオを 構成す 6. リ. 証ス. ま. でオ. スリ 一オ ケフ. こ一. のト. するポ 。 では. 少ま. 減ォ でリ. 土 Ⅰフ. まォ. のト. 八万一 3 ポ. は券. にもかかわらず ，現実yこは その ょう な投資戦略. クは 半減しわ，(丑 。). を実施する機会は 殆ど存在しないことを 意味し ている。 むしろ殆ど全ての 銘柄は市場要因と 同. ク. 様の変動をする 可能性が高 い ことがこの結果 ょ. 第 7 番目に追加された 証券. (三井鉱山 ). 明らかであ ろう。. システマティック・リスク. 0,(9 。 ) がかなり大き. さて， マーケット・モデルを 前提にしたとぎ. かったために ， ボートフォリオの 銘柄数を増加. り. の国内分散投資効果を 見ていくことにしょう。 第 5 表では 1972 年 4 月から 1977 年 3 月までの 期. 02 仏 ") は コンスタントに 減少しているが ， のアン. させたにもかかわらずリスクが 増加するという. 間 におけるマーケ ，ト ，モデル推定結果の 中か (化 ). ら標本を選んでポートフォリオを 構成した場合 の分散投資によるリスク 減少効果を計算してい る。 ポートフォリオに 含まれる証券 数 N を l 銘. 柄から 30 銘柄まで逐次増加させることによって. ク. 0.012. 0．㏄ 9 0．㏄ 8. リスク減少効果が 如何に発現するかをこの 表か ら 矢口ることができる 。 その場合，. マーケ ，ト. ・. ポートフォリオ 収益率の分散 o2C 桶m) は予め計 算によって 0 002362 ・. であ ることが知られてお. り， また紙幅の制約上， ∼. 14,. N. が 5 ∼ 6, 8 ∼ 9, Ⅱ. および 21 ∼ 29 のケースについて. の計算結果は 省略されている。 これらの結果を. 0.005. 0 的3 0 いれ 62. o (Fm). 0.002 0.001. 2345. 第 Ⅰ國 分散投資によるリスク 減少効果.
(11) 国際分散投資によるリスク 減少効果 (青山 第5表 N. residual. N. Ⅰ. ト丁 コ Ⅰ・. け. Ⅰ. 5401@. 1.6134@. Nippon@ Steel. 俘Ⅲ. =. Ni. 0846, y2・ _7N2)、 =・. Ⅰ・. Canon I Ⅳlitsui ⅣⅡ Ⅰ. 5. 凡Ⅰ. Asahi@ Glass. Ohbayashi@ Gumi. 0.00609 0.00267 0.00293 0.00292. Canon. 7751@. 0.8917@. 0.00609. Nippon@ Steel. 0. わ = 0.99822.. Steel. Kirin@ Brewery Elec. 7 , Ohbayashi@. Power. ・. Gumi. Canon Air@ Li. es. 1.6134. 0.00609. 2503 9503 1802 7751. 1.0382 0.6023 0.7347 0.8917. 0. 00267 0.00293 0.00292 0.00609. 920. Ⅰ. 0.6786. 0.00411. 150. Ⅰ. 1.2282. 0.03685. Canon Japan 、午 ir LineS 八皿. ing. uア， ， ,;, (。- ) = 0 00127, が (穴")= 0 00349. 0 96959, ・. 八. ・. ・. Nippon@ Steel. 5401. Ⅰ． 6 L34. 0.00609. Kirin@ Brewery. 2503. Ⅰ． 0382. 0.00267. Elec. ・. Power. Ohbayashi@ Gumi Canon Japan@ Air@ Lines Ⅳlitsui ㍉Ⅰ ining Mitsubishi. Sony ， The@ Mitsui@ Bank. p二. Ⅰ・. 9503 Ⅰ. 802. れ sれ土ⅣⅢ ning. 凡 れ subishi Sony The Ⅳlitsui Bank KyokuV 。 Ⅰ. 2. Mi. Mits@@. 月. 0 ． 03685. 1.1295@ 0.7186@ 0.5888@ 0.9326@ 1.2802@ 0.9486@ 1.1942@. 0.00961 0.00361 0.00437 0.00298 0.00678 0.00532 0.00335. 5401@ 1.6134@ 0.00609 2503@ 1.0382@ 0.00267. Ohbayashi Gumi. O. 5401. ワ. Japan@. Kansai@. Ⅰ． 2282. Ⅰ. Kansai@. ，j ュ， =. Ⅰ. 0.00293 0.00292 0.00609 0.00411. 00046.022( 武p)=0.00200. Kirin@ Brewery. 9975, ヮ， u 円,(,) " 二 0.00091,02CRp)二 0.00325. ・. ， Nippon@. Ⅰ0. ℡. 1.6134@ 1.0382@ 0.6023@ 0.7347@. 月タ二二. 50. 6758@ 8314@ 1301@ 3102@ 3861@ 4911@ 5201@. Sony The itS iBank. 二. Kirin@ Brewery. Ⅰ. 0.6023@ 0.7347@ 0.8917@ 0.6786@. 8058@ 1.3937@ 0.00464. Kyokuyo Kanebo Oji@Paper. <72(Rp) ， 0.00406. SteC. ning. 1 sub お hi. メ㍉・ 吐. 5401@ 2503@ 9503@ 1802@. pon@. 9503@ 1802@ 7751@ 9201@. Power. ・. Japan@ Air@ Lines. 5401@ 1.6134@ 0.00609 2503@ 1.0382@ 0.00267 9503@ 0.6023@ 0.00293. Elec ， Power. Elec. Ohbayashi@Gumi. 2503@ 1.0382@ 0.00267. ・. Kansai@. Kansai@. 0.00609. ムは， T，,,-、 )=0 00219, @{Rp)=--・. 俘，@= 1.2808J. 5401@ 1.6134@ 0.00609 2503@ 1.0382@ 0.00267. Kirin@ Brewery. の. Nippon@ Steel 2（ Kirin@ Brewery. ponヾteC. [ Ni. = l.Clj4, @ 2( 2(RJ)=-0.01223% ， ;@ 。 = 0 00609, イ. residual. code beta coefficient rlsk 一. company. 5401@ 1.6134@ 0.00609 ・. ヨ笈. (133) 59. 分散投資によるリスク 減少効果㈲. company. 1@ Nippon@ SteC. 護). Kanebo Oji@Paper. 0.6023. 0.00293. 0.7347. 0.00292. Shi Cdo Asahi@ Glass Mitsubishi@ Metal Ebara@ ManufactuTng@. Ⅰ. 775. Ⅰ. 0.8917. 0.00609. Yasukawa@. 920. Ⅰ. 0.6786. 0.00411. Ni. 1.2282 1. 3937 1. 1295 0.7186. 0.03685 0.00464 0.00961 0.00361. 1501 8058 6758 8314. san@. E!ec. ・. Mfg. 00289, 二ゑ だ，) 二0.00080,02CRp)= 0.00317. 6758. 1. 1295. 8314 1301. 0.7186 0.5888. 0.00292 0.00609 0.0041 0.03685 0.00464 0.00961 0.00361 0.00437. Ⅰ. 3 Ⅰ (02. 0.9326. 0.00298. 3861. 1.2802. 0.00678. 49 ⅠⅠ. 0.9486. 0.00532. 5201. 1.1942. 0.00335. 6506@. ，. 1.4175@. 0.00617. 7201 1.1859 0.00864 7912@ 0.9452@ 0.00365. Printing@. 。 二%0.99758 % えだⅠ ) 二 0 刀. 0.7347 0.8917 0.6786 1.2282 1.3937. 5711 0.7894 0.01576 6361@ 0.6404@ 0.00408. Motor. 、 Dai@ Nppon@. 1802 7751 9201 1501 8058. ・. 000,35, が CR ヵ二 0 00270 ・.
(12) 60@ (134). 横浜経営研究. 亡 b ee 。 c de. y. omp. N一. Nippon@ Steel Kirin@ Brewery. 540. Kansai@ Elec ， Power. Ohbayashi@ Gumi. Mitsui@ Mining Mitsubishi Sony The@ Mitsui@ Bank Kyokuyo Kanebo Oji@Paper. Mitsubishi@ Metal Ebara@ Manufacturing@ Elec ， Mfg. 80. 2503@ 9503 1802 7751 9201. 1.0382@ 0.6023 0.7347 0.8917 0.6786. 0.00267 0.00293 0.00292 0.00609 0.00411. 70. 1501. 1.2 羽 2. 0 ． 03685. ・. ，. 1301@. 0.5888@. 0.00437. 3102@ 3861 4911 5201 5711 6361@. 0.9326@ 1. お02 0.9486 1.1942 0.7894 0.6404@. 0.00298 0.00678 0 ．㏄532 0.00335 0.01576 0.00408. 6506@. 1.4175@. 0.00617. Nissan@ Motor. 7201@ 1.1859@ 0.00864. Dai@ Nippon@ Printing@ Nippon@ Shinpan. 7912@ 0.9452@ 0.00365 8583@ ， 8830@ 9005@ 9103@. Sumitomo@Realty@&@Dev. Tokyu Japan@ Line The@Sumitomo@Warehouse@9303@. 0.9475@ 0.7124@ 1.0469@ 0.9972@. 0.00797 0.00340 0.00249 0.03617. 1.0605@ 0.00501. Nippon@ TV@ Network@. 9404@ 0.9880@ 0.01434. Tokyo@Gas. 9531@ 9602@ 5991@ 4535. Toho NHK@ Spring Taisho Pharmaceutical ㌔. =0. ・. 90. 0 00609. Ⅰ・. 1.4105@ 0.8836@ 0.8314@ 0.8757. 0.00720 0.00600 0.00734 0 ． 00499. 99188,4 品鯉二 0 00026, が㈲ = 0 00258 ・. ・. 逆説的な事態が 生起している。 とはいえ，ポー トフ。 リオに含まれる 銘柄数が十分に 大ぎくな れば，相対的に大きなが (毛) を有する証券を 追 加しても逆説的な 事態が及ぼす 効果は極めて 小 さなものになる。 例えば，第24 番目に追加され た 証券 ( ジャパン・ライン ) のが (&。 ) も第 7 番目の証券に 劣らぬほどの 大きさであ るが，ポ ートフォリオ・サイズ N がかなり大きくなっ ているために (20)式で示されるような 効果が作 片 してボートフォリオ・リスクには 殆ど影響を. 拷@. ;㏄. 23.@09. 0@. 5@. 10@. 15@. 20@. Z5@. 30@. 35@. 40@. 45@. 50. 第 2 図 分散投資によるリスク 減少効果 :. 8314@ 0.7186@ 0.00361. Asahi@ Glass. Yasukawa@. 小一 トフ lr リオ・リスク. 8058@ 1.3937@ 0.00464 6758@ 1.1295@ 0.00961. Shiseido 30. 第 2 号 (1983). 6134. Ⅰ. ent@risk. Canon Japan@ Air@ Lines. residual. (2). 第5表. 第Ⅳ 巻. わが国市場における 平均的ケース. 与えていない。 さて上述のような 個別的な例示とは 別に， 平均的なケースを 考察することによって ，わ が国市場における 分散投資効果の 議論を更に 一般化することにしょう。 第 2 図には第 5 表. で与えられたようなポートフォリオ 構成の手 続を多数回繰返したときに 得られるリスク 減 少効果の態様が 図示されている㈹。 この図か ら明らかなように ， 1()72年 4 月一 1977 年 3 月. における平均的ケースでは ，およそ20 銘柄か ら成るポートフォリオを 構成すれば，分散投. 資によ るリスク減少という 目的は殆ど達成し ることがわかる㈲。 それ以上の分散投資は あ まり効果的でなく ，例えば銘柄数を2Q 証券 から 30 証券に増加させたところで 全体として の ポートフォリオ・リスクは 1.2% しか減少 させることができず ， また， さらに 30 証券か ら 50 証券に銘柄数を 増加させても ，わずかに 1.0% のポートフォリオ・リスクを 減少させう るにすぎないことがわかる。 かくして，結局の ところ，いかに銘柄数Ⅳを 大 ぎくしたところ ぅ. (3) ここでの図解は 0.008787. が 依m) 二 0,0023, が 籠 ) 巨 という結果を 利用して与えられたもの. であ る。. (4) Ev ㎝ s & Archer C2 コ， Fama L3 コ等のアメリ カ市場での研究成果でも ，同様におよそ 20 証券の ボートフォリオを 構成すれば分散投資効果のほと んどは達成しさることが 明らかにされている。.
(13) 国際分散投資によるリスク 減少効果. で ，わが国の国内市場だげに投資対象を求めて いたのでは，市場要因(m) に関連した約 23% の リスクは分散化しえないことが 判明する。. ただし，. 前項では， 日本の国内市場のみを 対象にし. 朗 における 投資収益率. k 国 株式市場における. 策士. P ん薬七期における k 国 株式市場の平均株. 価 指数. 分散投資によるリスク 減少効果を考察し. と 定義されるものとする。. リ. オの 構成によるリスク 減少効果は証券 数 N. .C41). ぉ. 2. 国際分散投資によるリスク 減少効果. た ，そこで明らか仁 されたのは， ポートフォ. (135) 61. 護). って収益率に 変換して得られた 結果であ る。 Rkt= (P ぬ一 P@ <.f-I)) ,P'p"(,-,). Rkt'. て，. (青山. 増加とともに 逓減的になり ，最終的にほ国内の. これら各国の 収益率計算に 際して得られた 若 下の興味深い 事実をここで 指摘しておこう。 ま. 市場要因に関連するシステマティック・リスク. ず 第 7 表からも明らかな よう に，わが国の株式. は 如何に N. 市場と強い相関を 有するのはスイス ， イギリス. の. を 大 ぎくしても分散化しえない ，. ということであ った。 この項では 第 Ⅱ節の第. のそれであ り，かって Levy & S 荻 nat. 2. Ⅲが 指. 項の議論にしたがって ，単こ 国内証券のみなら. 摘 したような 1950 一 1960 年代におけるアメリカ. ず， 広く外国証券をもポートフォリオに. との強い相関関係は 見られない。 とはいえ， 紙 幅の関係でその 時系列データを 掲げることはで. 含めた. 場合， リスク減少効果が 如何に発現するかを 実 証的レこ. 探ることにする。. きないが，世界経済がオイル・. まず，世界の主要 13 カ国について ， 各 みの国 での国内マーケット・ボートフォリオの. 出。 して好況にいたる 1974 年後期から 1978 年前半. 投資 収. までの期間ではかなり 高い相関を示しており ， その程度を - 概に規定することほできない。. 益 率の計算結果を 要約しておこう。 第 6 表に掲 示されて L.、 るのは， IMF. シ ，ックから 脱 ・. Ⅴ. た. が公表する各国での. リスク低減のためのボートフォリオを 構 ．戊. 株価指数 (1969年男Ⅲ四半期∼ 1981 年 第 Ⅳ四半. するという見地からは ，上で指摘したような国. 期 さ サ ン，ル期間とする. も 含めて，. 第. 6. 表. を以下の手紡ぎに. ). ょ. 世界主要 13 カ 国の国内マーケット・ポートフォリオの 投資収益率. ア. く 1969 年 第 T 四准期. 小レ. ，<@. Ⅹ. メ. 古ノ. @. ス. ラ. ラ. オース. ト. ス. 所 ) 1 ⅣIF,. Ⅰれ. Ⅰ. 一 ℡．62. 14. 7.254. --11. 16. Ⅰ. エ. Ⅰ. --23.72. 42. 8. 8.034. 14.8. 一 26.39. 42.40. -13.12@. 21.40. 一 14.87. 32.60. --14.62. Ⅰ. 1.36. Ⅰ. 7.33. ン. ク. ラ ". ア. ラ. 一 0.421. ・. 0.500 一 0.068. Ⅰ． 754. ス. ー 0.919. ラン. ド. 1.425. エ. ル. 臼 n Ⅱ わ0 れり I. Ⅲ. 6.694. 9.569. -"". lin(R ) :Ⅳlax (R m). 2.907 ． 97 は. Ⅰ． 228. ア. 凡. 0 ． 624. 2. 289. ア. ":". 巾. /ウ. @@@@ 「 @ " @.@" """. s/R ). ス. タ. オ. 1981 ヰ 第 Ⅳ 四 T 期ノ. シ. 1-. フ. Rm. ∼. 2. 159 ㎝ 7.772@. 西. イ. アメリカは必ずしも 有利な国とほ な. 9.439. ば. ・. 227. 7.454. --. Ⅰ. 4.02. 9 Ⅰ. 10.716. 一 21.92. 29.59. 10.556. --29. 35. 42.. Ⅰ. 1. 5.835. 一 16.00. 13.30. 6-80@ij. 一は ． 31. 16.88. 一%. 4.2.40. 14.740. .38. Fin 伎 れり乙 / St の ti、 fi。 ・，， 凡lonthly ed 辻 ion].よ ，作成-.
(14) 62 (136. 横浜経営研究. 第Ⅳ 巻. 第 2 号 (1983). 7. 関 相. 表. 第. @. ラ スル イエ 一う ュ一ド ニジン ス. ス スリ 一う. ア タリ. 刀 メリ ア 本 日 本 1.000. 西. ド. カ. イ. ナ. ． 2840 ． 0680 210 1.000. ツ・. 0. y，. 0.・. ・. ・. 日. 一一一. 0.・. """一. 一一. ス. っていない。 まだ， 1973 年秋のオイル・ ク. シ. ，. ッ. を契機として ，各国株式市場は低迷を余儀な. くされたにもかかわらず ，. ヵ ナダ， ァメリヵ な. どの原油自給率の 高い国でほ，例外的な動ぎを. 示していた。 このような事実からも ，国際的に 分散投資を行. ことの有利性をうかがい 知るこ. 5. とができよう。. また， 1969 年 第 Ⅲ四半期∼ 1981 年 第 Ⅳ四半期ま での期間を対象にした (21)式の推定結果は 第 8 衷に表示されている。 この表において ， 5(.) は 推定値の標準誤差， ぽは 決定係数， DWl/ は ダ 一 ビン・ ワトソン比を 示している， さて，以上の結果を綜合して ，. 日本の投資家. の立場からリスク 低減効果を図示すれば ，平均. ともあ れ，ここでの課題 は (36)式で与えられ. 的なケースにおいて 第 3 図のような態様を 指摘. るような関係が 実証的に支持できるか 否かを検. することができる。 その場合，第8 表のような. 討することであ る。 第. 結果から. 6. 表に与えられたような. 一 一. Ⅱ l ユ 7l O. 31.995. は次のように 計算することができる。. 一 " 一. の proxy. ︶︶. く加重すること ヰこ よって得られる 国際マーケッ ト・ポートフォリオの 期待収益率およびリスク. Rひ " Rm ︵︵ Ⅰ ぐ 02 5 一 一. @C 佗 2 。 R (J m). データに基づいて ，主要13 カ国の凡 ，を等し. と 想定して作図されていることを. 注意してお. く。 すなわち， 日本の国内だけでは 23.09% 50. でし. きぅ. が持 と支. こを る性 せ利. さ有. ノ Ⅰ 。. s2(R ぶ = お ，目， CR@-702・. ク散 ス分 リ際 の国. ら. 50. Ⅰ こ. リスクは除去したなかったのに 対して，国際的 に分散投資を 実行すれば，平均的なケースでは 4少 4の .808. タ. さる. ， G詰目、 R",) =2.232( i). 減資 を投. 庶" 二毛 匿. の.
(15) 国際分散投資によるリスク 減少効果 (青山. (137) 63. 護). ド. イ. ツ. ラ. ン. ク. イ. タ. リ. ア. オーストラリア. 8. J スク 隠 l. 0 ． 3064. Ⅰ 7. ル. Ⅰ. エ. 0.487 0.322. ⅡⅠ. ラ. 0.429. 0. 1231. 6. トフ Ⅰ リオ. ス. - ランド. 0.390. 0 ． 1114. ⅡⅠ. イ. ポ一. -ン. 一 q @. 0.179. Ⅰ。. @. ス. イ. 0.372 0 ． 262. Ⅱ上. ス. 0 ． 1247. 0. 1617 0.2452 0 よ081. 7. オ. 0.446. 0@. ー. 3. ゼ. ハ ワ. ル. 0 ． 231. 0. 1799. Ⅱ. ベ. 0.1722. ハ 0. ス. Ⅰ 上 ⅡⅠⅡ エワん. ン. エ. ラ. 8. フ. 1463. ウィ. ナ. 由，. 0.3074. ・. 209903934199. 西. 0.362 0.480 0.329. 0. 0.2155. 70773393157. ス. 4. リ. ー. l,@ ヵ. ギ. 0 ． 589. つりつり. メ. イ. ヰ. ア. 0.1084. D ⅡT 2. 本. 目. R2. 5(16). ⅠⅠエ ⅠⅡⅠⅡⅠ﹁・. 31538丁 4584 工2 7 7Ⅰ 844 0 ∼8 .0Ⅱ0 Ⅰ450 Ⅱワ 7 Ⅰウ ︶0Ⅰ 3r 8 41 34 82 03 58 54 7 5 80 ア Ⅰ 4n 57 59 4 9 l Ⅱ Ⅰ l 6皿 毬 ㏄ 田 ㏄ Ⅱ ㏄ ㏄ ㏄Ⅸ ㏄ 8 Ⅱ 仮 ミ Ⅰ ア リ 00 0Ⅰ丁 0丁 00 Ⅰ00t. 第 8 表 化kt二れ 十ぬ化"t 十 沖の推定結果 く 1969 年 第 Ⅲ四半期∼ 1981 年 第 Ⅳ四半期 ノ. ケット・モデルを 提示するという 初めての試み. の妥当性に関してほ 論者の評言を 倹つことにし だいが，それを現実に適用しだ 場合のリスク 低 減効果は ， 少なくとも実証的にはきわめて 鮮烈. に現われている。 ただ， これまでに指摘したよ う. い. な関係が常に 普遍的に妥当するか 否か，ある ほ回際 マーケ. ，ト. ・モデルの代替的方法に よ. る推定の問題等についてはざらに 研究を進める 的なものであ るにもかかわらず ，いわゆる為替. @. 車 女上. 果 ：の 七. ス際. 効資 減少 敵投 ク分. こ ル又 ｜ま ◆@. リ国 ると よ賓. 3. 図. 第. 資散 投分 敬六 分国. "一 一. 余地があ る， ざらにまた， ここでの議論が 国際 リスク. (exChange. risk) の間 % を "". 論を展開してぎたことを. 1. して議. つの限界として 認識. しておかなければならない ，だだ， そのような ることの実証的な 根拠が提示されたわけであ る。. 限界も，為替の先物契約 (forwardeXchange contract)を行 ことで へ，ジが可能であ ること う. がしはしば指摘されており ，本稿でもかかるへ Ⅰ. V.. /]t. キ古. 本稿では，国際分散投資の有利性を，世界的. ，ジの有効性を所与のものとして 証券投資の国. 際的な範囲での 分散化に焦点をあ ててきたこと. 範囲でのマーケット・モデルを 構築することに. を断っておく。 とはいえ，かかる 為替リスクを. よって，理論と 実証の双方から 明らかにするこ. も 包摂した形での. とを企図していた。 国内投資のみを 前提にしだ マーケット・モデルと 世界的範囲でのマーケッ. の今後の課題であ ることを認識しっ っ 本稿の結 びとする。. ト・モデルを 同時に接合して ，一種の国際マ一. 理論および実証的展開 は 筆者.
(16) 横浜経営研究. 第 2 号 (1983). 第Ⅳ 巻. ・. 巧『，. and Industry. Djversi 丘 cation", E ・. れ 4 打 ci乙 Ⅰ. Ⅰ. 1976 ， pp. A. 篠乙 Z,. 後 乙 Zノタおノうぴァ. 32-38. ・. 5. Lessard@ D ， R ． ， "The@ Structure@ of@ Returns and@ Gains@. from@International@. Diversification. A Multivariate Approach", in fnれ iferrれ lattoれれⅠ C 色力わ り Z Jl4ほⅠゐぬ J, ed れ ed by E. J. Elton and. M. ． J ． Gruber. ， North. ・. Holland. ， 1975. 6. Levy@H ， and@M Sarnat ， "Devaluation@Risk@and the Portfolio Analysis ofInternationaIInvest・. 九% 乙 Ⅰ A ピぬ ， edited by E. J. Elton and M. J. Gruber, ment",. in 7n後 比 Ⅰ刃口 わ0 後口 Z Ca 戸itol. 7. Ⅰ. North-HolIand, 1975. Levy H. and M. Sarnat, "Internatjonal Di-. versifRCation 且 mれ e Ⅰ Ⅰしれ Eco ヶ. of. Investment R. れ 。朋た. ピツ ル穫・，. Portfolios",. September. Ⅰ. 970 ，. 8 9. pp.668-675. lV[arl<nwit7.H., "Portfolio Selection",Jooi れ -nnnl. 0/ デ「也行ce, March Rueman. A . M r. l952, pp,71-91. Ⅰ抑. ter 抑 ㎡ inn ㎡. Di,. ど ， -j鋒 ㏄ -. z 甲レ z. Count. ナ Ⅰ. Lessard D. R,,"WorId,. Jan ， Feb. 974, pp.48-54. E ぴ ㌃ 0 戸そ a れ Coo戸を劫I Mイ% Ⅰ ゐ ets, Lexineton Books, 1973. 13] Wagner W. H. and S. Lau. "The E はect of Divers 苗 cation on Risk り ， F れ a れ C 侮 Z 八 %0% ぬ よ0 ぴⅠ れ al, Nov. Dec. 1971, pp.48-53. [14] 青山 護 「リスクの評価について わが 国 株 Ⅰ. ReIationshipsin Equity Returns: Implications for Risk Reduction throueh International. E Ⅰ. Books, 1976.. July-Aug.. 9 れたこク「 isc,. 1979.. Fi プれ d れ㏄， Basic. 月。ぴれオ d お。れ 5 o/. Ⅱ ヘ k皿. 4. E. F.,. Ⅰ 上 f. 3. lu l . Fama. 免 Ⅰ ん ; Mと ん ks,. 1 .1 2. G Jピ Ⅵy d れ. 0 ア Ⅰ. 参考文献. ょ eん Boo. 4. メ れ gton. 64@ (138). 12]. Solnik. B.. Ⅰ. H .,. Ⅰ. Ⅰ. 式市場における 実証研究」. 丁. 蓋. 経済学研究山東京. 大学大学院， 1979 年 10 月 。 44-52 頁。. [15] 青山 護 「マーケット・モデルの 検証」日本経 営財務研究学会編『企業評価と 経営財務』所 収， 1980 年 9 月。 200-225 頁。. [16] 久保田敬一『ポートフォリオ 理論』日本経済評 論社 ， 1981 年 3 月。. [17] 『株式投資収益率， 各年度版』. 日本証券経済研 究所計測 室 。 く 付記 ノ 本稿における 計算結果は東京大学大型 計算機センター HITAC 8800/8700 シ. ステムおよび 横浜国立大学経営学部電子 計算機 室 FACOM230-38S システムに よるものであ る。 なおわが国の 投資収益 率は日本証券経済研究所計測 室 が所有す る月次投資収益率 (1979年度版 ) データ を用いている。 ( 横浜国立大学経営学部助教授. コ.
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