政策金融としての信用保証による経済・金融への影響

政策金融としての信用保証による経済・金融への影響＊1
後藤

要

康雄＊2

約

2000 年前後の金融危機以降，政策金融における信用保証の存在感が高まってきた。この間，本来の政策目的である中小企業金融の効率性向上というミクロ的効果に加え，景気悪化時に経済を下支えする役割も期待されがちな状況にある。本稿では，都道府県別デー
タを使い，わが国の信用保証と短期的な経済変動の時系列的関係をパネル型グレンジャー
因果性で分析した。その結果，景気等の実体経済から信用保証への因果性は存在するが逆の関係は乏しく，総貸出等の金融関連変数との関係もおおむね同様であった。また，中小企業データを独自に加工・集計し，経済成長の観点から信用保証と企業パフォーマンスの関係を債務負担に焦点を当てつつ確認したところ，保証債務を持つ企業では持たない企業
よりパフォーマンスの悪い企業が少なかった。集計レベルでみる限り，わが国の信用保証
はオーバー・プレゼンスの状態とはいえず，総じて実体経済を補完的に支援する範囲で運用されていると評価される。
キーワード：信用保証，景気変動，グレンジャー因果性，過剰債務，ゾンビ企業
JEL Classification：C23，E32，H81，L25

Ⅰ．はじめに
わが国の政策金融は，時々の経済・金融情勢

つては政府系金融機関自身による直接融資が主をにらみながら運営され，また制度的な変更をたる手段であったが，財政投融資改革を含む制重ねてきた。政策金融の中核的な役割の一つで度改革等を経て，今日では信用保証制度の重要ある中小企業金融

1）の円滑化については，か性が大きく高まっている。本稿が分析の対象と＊１ 本稿の内容は，JSPS 科研費（課題番号：20H01502），公益財団法人 全国銀行学術研究振興財団，京都大学経済研究所プロジェクト研究の助成を受けた研究成果に基づくものである。本稿の作成にあたり，米国財務省 Scott Wilbur 氏，統計数理研究所川崎能典教授，フィナンシャル・レビュー論文検討会議出席者の方々より有益なコメントを得た。ここに深く感謝したい。ただし，あり得べき誤りおよび意見は，すべて筆者によるものであり，筆者の所属・関係する組織，財務省あるいは財務総合政策研究所の見解ではない。
＊２ 成城大学社会イノベーション学部教授
１）「中小企業」の定義は曖昧であり，文脈や場面によって異なる。本稿では，信用保証制度の適用対象を念頭に置き，個人事業主などの小規模事業主を含む中小事業者全般を指す意味で，「中小企業」という表現を用いることとする（以下，図表を含め同様）。

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するのは，財投機関も密接に関与しつつ実施される信用保証制度である。

本稿の主な結論を述べておくと以下の通りである。短期的な経済変動の観点から，都道府県

信用保証の仕組みは世界各国で導入されてい別パネルデータを用いてグレンジャー因果性をるが，わが国の制度は，最終的に財政資金とい確認したところ，景気等の実体経済から信用保う政府の信用に支えられているという，世界的証に向かう因果性は存在する一方，信用保証かにも稀な運営形態をとっているのが大きな特徴

ら景気変動等に向かう因果関係はほとんどみらである。また，中小企業向け与信市場におけるれなかった。少なくとも近年の信用保証の数量

市場の失敗を軽減し，資源配分の効率性を高め的な動向は，総じて実体経済を主導するのではるミクロ的な効果が，信用保証制度の本来の政なく，補完的に支援する範囲内の運用と見受け

策目的と考えられるが，中小企業経営を支えるられる。さらに，長期的な経済成長の観点から，ことでマクロ的な経済変動を和らげる役割への

信用保証制度と企業効率性の集計レベルでの関期待も高くなっている。こうしたわが国の信用係を探るため，大規模な個票データに基づき，保証制度の政策効果や効率性等について，これ過剰債務を負っている中小企業の比率が保証のまでも多くの議論がなされ，経済・金融情勢を有無によって異なるかを確認した。その結果，踏まえながら様々な制度改革が進められてきた。

保証債務を有する企業はそうでない企業よりも本稿の主な目的は，信用保証が経済全体に及非効率な重債務企業が相対的に少ないことが示

ぼす影響という問題意識から，信用保証とマクされた。信用保証制度が重債務企業を生む大きロ集計変数との統計的因果性を実証的に検証すな要因とは言い難いように思われる。

ることにある。わが国の信用保証に関する実証

本稿の構成は以下の通りである。第Ⅱ章では，分析は過去にも数多くなされてきたが，主としわが国の信用保証制度の概要について，本稿とて市場効率性への影響などミクロ的視点が中心

関わりのある内容を中心に整理する。第Ⅲ章は，であり，集計レベルのマクロ的な視点は乏し

信用保証制度を扱った実証的な先行研究に関すかった。これは，政府の関与が強いわが国の制るサーベイである。第Ⅳ章では，わが国の信用度において効率性への関心が高かったほか，政保証についてのデータ分析を行った。都道府県

策金融の領域においては量的に政府系金融機関

別のパネルデータを用いて，マクロ変数と信用貸出のプレゼンスのほうが大きかったことなど

保証関連変数の関係性をグレンジャー因果性テが背景として考えられる。しかし，1990 年代

ストによって検証したほか，大規模なミクロ末の金融危機以降，わが国の信用保証は，景気データを独自に加工・集計して，企業効率性に対策等を通じて質・量ともに存在感を大きく高関連する統計的な分析を行った。第Ⅴ章は全体めている。

のまとめである。

Ⅱ．わが国の信用保証制度の概要
まず，本稿が分析対象とするわが国の信用保Ⅱ－１．政策目的と仕組み

証について，政策的な目的と仕組み，財政基盤，

信用保証制度は，直接融資，利子補給，証券

近年の制度的変遷等の観点から，制度の概要を化などと並び，政策金融の重要な柱のひとつに整理する。

位置付けられる2）。これは，担保力や情報蓄積に乏しい中小企業の信用力を補完することで，民- 39 -

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政策金融としての信用保証による経済・金融への影響

間金融機関の資金を中小企業に導き，資金調達

協会に財政的なバックアップを行う，信用保険の円滑化を図ることを目的とする仕組みであるという仕組みと一体的に運営されている。この（全国信用保証協会連合会 2020）。中小企業がように，信用保証協会が金融機関に債務保証す金融機関から事業資金を借り入れる際，信用保る信用保証機能と，国の出資によって日本政策証協会に信用保証料を払うことで，協会に公的金融公庫が再保険する信用保険機能をリンクさな保証人となってもらい，返済不履行になった

せた全体をまとめて，信用補完制度と呼んでい場合は協会によって金融機関に代位弁済がなさる。同関係の枠組みを図示すると図 1 のようにれる3）。金融機関にとって，回収リスクが大幅になる。

軽減するため，中小企業に融資がしやすくなる。

信用保証自体はわが国特有の仕組みではな

ただし，経済の状況によっては債務不履行がく，海外でも幅広く導入されている。ただし，当初見込みよりも多発し，保証料収入のみでは

具体的な制度の運営は国によって異なる（日本

代位弁済の原資が賄えないおそれもある。この

政 策 金 融 公 庫 2017， 中 小 企 業 庁 2016， 田 原ため，政府が，財政資金を裏付けに，財投機関

4）。政府の信用をバックとする信用2006 など）（具体的には日本政策金融公庫）を通じて保証保険制度と連結させ，高い保証率で，幅広い中

図1

わが国の信用補完制度の枠組み

政府

出捐

信用保証

信用保証協会

信用保険

中小企業（出所） 全国信用保証協会連合会（2020）等より筆者作成

２）1980～90 年代頃までは，政策金融（あるいはその類似概念である公的金融）の対象は直接的な金融仲介活動（すなわち融資）に限定してとらえられがちであった（貝塚 1981）。しかし，近年は現実における意義の高まりや制度変更などを背景に，信用保証制度も含めて考えられる傾向にある（岩本 2001，河手他 2006）。
３）信用保証協会は，信用保証協会法に基づいて設立された公的機関で，47 都道府県と 4 市（横浜，川崎，名古屋，岐阜）に所在する。信用保証制度の実施機関として，中小企業の事業資金借入時の債務保証を行うほか，債務者の実情に応じた回収，中小企業のための金融および経営相談，経営支援を業務としている。詳細は全国信用保証協会連合会（2020）を参照されたい。

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小企業を対象としているという点が，海外とのⅡ－２．財政基盤比較におけるわが国の大きな特徴とされる（河手他 2006）。

信用補完制度の財政的な基盤の中心は，融資を受ける中小企業等が支払う信用保証料であ中小企業への資金融通の円滑化という制度本る。ただし，政府資金を裏付けとする信用保険

来の目的は，経済学的には，中小企業金融の領制度を組み込んで運用する枠組みのもと，政府域における情報の非対称性を主因とする “市場からも財政的な支援を受けている6）。具体的にの失敗” を軽減し，資源配分の効率化を図るたは，表 1 のような措置が設けられている。
端的にいえば，信用保証制度（ないし信用補めのミクロ的な観点に立つものと考えられ
5）る 。また，特に不況期には情報の非対称性が完制度全体）の信用を最終的に支えるのは，国強まる可能性もある（Bernanke 1983）。しかの財政資金である。金融的手段を用いるため，しながら，実際の運用においては，市場効率性保証の利用と財政資金の拠出が同じタイミングの改善というミクロ的な視点もさることながになるわけではないが，後年度に債務不履行がら，マクロ的な観点から景気対策の一環として多発し，回収困難となった場合には財政に負荷実施されるケースが少なくない。これは，不況が及ぶ。つまり，国にとっては，将来負担しな時に制度が多用されがちということであり，保ければならなくなる可能性がある偶発債務であ

証適用後の債務不履行の多発へとつながる。わる7）。
信用補完制度において再保険を担う公庫の長が国特有の信用補完制度の背景に，こうした土壌があることには留意する必要がある。

期的な収 支 状 況を示したのが図 2 である8）。
1990 年代半ば頃まではおおむね安定的に収支表1

信用補完制度における国からの財政支援

支援の種類

内容

①経 営安定関連保証等対策費補助金国が指定する特定の資金需要に対する保証に係る代位弁済の非保険部分に，全国信用保証協会連合会が一定の出捐を行うための基金として国が交付②中 小企業・小規模事
業者経営支援強化促
進補助金

中小企業等の経営改善を促すよう協会において，地域金融機関と連携した保証先中小企業者等への経営支援・創業支援等の取り組みを強化するために交付③日 本政策金融公庫出資金（信用保険向け
政府出資金）

日本政策金融公庫の信用保険事業の財務基盤強化のため国が同公庫に出資④信 用保証協会等基金
補助金

中小企業等への資金供給を図るため，協会の経営基盤を強化することを目的に，国が協会
等に交付

⑤融資基金

協会の中小企業等への保証の増大を図るため，国が日本政策金融公庫を通じて協会に低利で貸し付け（出所） 全国信用保証協会連合会（2020）より筆者作成

４）Baudino（2020）は，Covid-19 感染拡大を受けた各国の公的保証の対応についてとりまとめている。
５）中小企業を対象に金融支援を行う政策的な根拠については，後藤（2013）を参照されたい。
６）中小企業基本法（第 25 条）は，「国は中小企業に対する資金の供給の円滑化を図るため，（中略）信用補完
事業の充実（中略）その他必要な施策を講ずるものとする。」と定めている。
７）後藤・大島（2005）は，こうした政府（および政府関係機関）の部門間の資金負担関係全般に共通する制度的，理論的問題点を指摘した。また，柿沼・中西（2013）は，信用保証制度に焦点を当て，財政的な観点から考察している。

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政策金融としての信用保証による経済・金融への影響が均衡していたが，90 年代後半以降，金融危

模な公的支援に支えられた倒産抑制（による保機による景気の悪化を背景に保険金支払いが急

険金支払いの抑制），という一時的な収支改善

増し，収支は 2002 年度にかけて急激に悪化し要因による部分が大きく，やや長い目でみればた。その後，景気が回復に向かう中でいったん再び収支が悪化する公算が大きい。以上のよう収支は改善傾向をたどるが，再び 2008 年度のに，その時々の経済情勢を反映する形で，保険

リーマン・ショック等の景気下押しによって収金支払額の増減を主因として保険収支は大きな

支は急激な悪化をみた。2010 年度以降は，足変動を繰り返してきた。なお，こうした変動の元に至るまで徐々に改善基調をたどり，2020 年

波をならして長期的なトレンドを大ぐくりでと度は 29 年ぶりの黒字を達成した。ただし，そらえれば，保険収支は 1990 年代末の金融危機

れは，コロナ禍により保証利用が急増する中で以降著しく悪化し，財政資金の補填が制度を支の保険料収入の増加，および中小企業への大規える構図が長らく続いてきた，と総括できよう9）。

図210,000信用保険の収支状況

億円

8,000
6,000
4,000
2,000
0
-2,000-4,000-6,000
1970
1972
1974
1976
1978
1980
1982
1984
1986
1988
1990
1992
1994
1996
1998
2000
2002
2004
2006
2008
2010
2012
2014
2016
2018
2020

-8,000年度

信用保険収支

保険料

回収金

保険金

（出所） 政府関係機関予算（各年度版）等より作成

Ⅱ－３．平成以降の制度的変遷続いた。これらはいずれも政策的な論点を伴っ信用補完制度の歴史は長く，1950 年の中小ており，政策的，学術的な議論の対象になって企業信用保険法の制定に端を発する。その後，きた。以下では，平成以降の制度的な動きにつ適宜の制度的な変遷を経てきたが，特に 1990

いてその主なものを整理する。

年代末の金融危機以降，大きな制度面の動きが
８）信用保険業務を担う政府機関はいくつかの変遷を経てきた。かつて 1958 年制定の中小企業信用保険公庫法に基づき政府の全額出資で設立された中小企業信用保険公庫が信用保険業務を行っていたが，1999 年の中小企業総合事業団法の施行により中小企業総合事業団に当該事業が承継された。2004 年に中小企業総合事業団
は独立行政法人中小企業基盤整備機構法に基づき産業基盤整備基金等と統合され中小企業基盤整備機構となったが，中小企業信用保険事業などは中小企業金融公庫に移管された。その後 2008 年 10 月に中小企業金融公庫は解散し，信用保険業務は日本政策金融公庫に継承され現在に至っている。
９）政府出資金は，1970 年前後は 50 億円程度，1980 年前後は 300～400 億円程度，1990 年代に入ってからは100～200 億円程度で推移していた。

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Ⅱ－３－１．特別保証制度（1998～2000 年度）

Ⅱ－３－３．責任共有制度の導入（2007 年）

1998 年 8 月，当時の金融・経済情勢に対応金融機関と信用保証協会が信用リスクをシェして中小企業等貸し渋り対策大綱が閣議決定さアする責任共有制度（部分保証）が，2007 年 10

れ た。こ れ を 受 け，1998 年 10 月 か ら総枠 20

月から導入された。それまで原則として，融資兆円の中小企業金融安定化特別保証制度（特別額の 100％を保証協会が保証していたが，一部

信用保証制度）が創設された。当初は 2000 年の融資を除き，金融機関が信用リスクの 2 割相

3 月末までの期限付きで設けられたが，2001 年

当を負担することとなった。この措置は，100％

3 月末まで期限を 1 年間延長し，保証枠も 10

保証では金融機関による審査や債権管理が甘く

兆円追加して 30 兆円とする措置が講じられた。

なるのではないかという懸念に対応したものであ

この制度は，中小企業が金融機関から借入れをる。部分的にでも融資に損失が発生する可能性行う際，信用保証協会が 100％保証するもので，があれば，金融機関は自前のプロパー融資のよ信用保証協会の審査が必要ではあったものの，うに厳格な審査や債権管理を行うことになると実質的に無審査に近かったとの指摘も多い。中期待された。もっとも，信用保証による制度融資

小企業の資金繰りに劇的な効果を発揮し，倒産の全てが同制度に移行したわけではなく，小規の抑制に大幅に寄与したとみられる一方，金融模企業向け保証やセーフティネット保証11）につ機関や借入企業のモラルハザードを生んだので

いては引き続き 100％保証とされた。

はないかなど批判的な意見も少なくない。
Ⅱ－３－４．景気悪化時の特別対応
Ⅱ－３－２．保証料率の弾力化（2006 年）

特別信用保証が，少なくとも短期的には景気

中小企業等が信用保証制度を利用する際，経下支え効果をもたらしたとの認識もあり，2000

営，財務状況にかかわらず，一律の信用保証料

年代以降の大規模な経済ショックの際，信用保を 支 払 う こ と と な っ て い た（無 担 保 保 証

証制度の特例的な支援措置が度々講じられてき

1.35％，有担保保証 1.25％）。しかし，そうした。具体的には，2008 年 9 月以降のリーマン・

た一律の料率は，経営・財務状況が良好な事業

ショックに対して「原材料価格高騰対応等緊急者には割高となり，信用リスクの高い事業者ほ保証制度（緊急保証制度）」が同年 10 月に創設

ど信用保証制度を利用しがちになるという，経されたほか（2011 年 3 月に終了），2011 年 3 月

済学でいう逆選択の状況をひき起こしたり，中の東日本大震災を受けた東日本大震災復興緊急

小企業等の経営努力のモチベーションを損なう保証を同年 5 月に，2020 年以降の新型コロナ可能性がある，との指摘が強かった。こうしたウイルス感染拡大に対するセーフティネット保懸念を解消するため，2006 年 4 月より中小企証（セーフティネット保証 4 号の全地域指定，業者の信用リスクを考慮して 9 区分の可変的な

5 号の業種拡大12），危機関連保証13）の発動）を10）

保証料率に弾力化する措置が図られた 。

同年 3 月に実施，といった対応がなされた。これらはいずれも危機の発生から対応までの期間

10）一般社団法人 CRD 協会が収集・管理するクレジットリスクデータベース（CRD）を活用するものである。
CRD は，数百万単位の数に及ぶ債務者（中小企業）の匿名データを収集し，中小企業の信用リスクを計測している（詳細は第Ⅳ章参照）。
11）セーフティネット保証（経営安定関連保証）とは，中小企業信用保険法第 2 条第 5 項に規定された「特定中小企業者」が経営の安定に支障が生じている場合に，一般保証とは別枠の保証の対象とする資金繰り支援制度である。中小企業信用保険法で定める要因に沿って 1～8 号の区分がある。
12）セーフティネット保証 4 号は幅広い業種で影響が生じている地域について，一般枠とは別枠で借入債務の全額を保証する。同 5 号は，特に重大な影響が生じている業種について，一般枠とは別枠で借入債務の 80％を保証する。

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政策金融としての信用保証による経済・金融への影響が比較的短く，信用保証の特例対応の機動的なⅡ－４．利用状況性格が窺われる。

これらの制度変更やマクロ経済情勢を背景に，信用保証の利用状況は大きく変化してきた。

Ⅱ－３－５．信用保険法等の一部改正（2017 年）
信用保証制度を通じて，中小企業に対する金

この間の量的な推移について，長期，短期の動向を概観しておく。

融面の支援を一段と拡充させるための信用保証改革法案が 2017 年に成立し，2018 年から新た

Ⅱ－４－１．長期的な動向な制度が開始した。ただし，ここでの拡充とは，

かつて政策金融の領域においては，信用保証

政府自身による支援だけでなく，民間金融機関

よりも政府系金融機関貸出のほうが，残高の面による資金融通も含んでいる。緊急的な支援拡でも景気対策等における機能的な面でも，マク充等も経て，わが国の信用保証制度があまりにロ的な存在感は大きかった。状況が変わったのも手厚く中小企業を保護してきたため，民間金は 1990 年代末の金融危機であり，それを境に信融機関による支援のインセンティブを殺いでい用保証が俄然プレゼンスを増し，その後も大規るのではないか，という問題意識がその背景に模な経済ショックが起きるたびに，相対的に信用あった。改正の内容は危機関連保証，特定経営保証が前面に出る状況が続いてきた。ボリュー

承継関連保証の創設，創業期企業への保証の拡ム的にも，金融危機以前は政府系金融機関貸出充など多岐にわたるが，その基本方針は，政府が信用保証額を上回っていたが，金融危機以降

ならではの領域と民間金融機関が行うべき領域

両者の関係は逆転し，現在に至っている（図 3）。

14）の適正な配分にあったといえる 。
図 3 信用保証額と政府系金融機関の中小企業向け貸出の長期的推移（残高ベース）
50

兆円

45
40
35
30
25
20
15
10
5

信用保証残高政府系金融機関貸出残高

2020

2015

2010

2005

2000

1995

1989
1990

0
年度末

（出所） 中小企業庁『中小企業白書』（各年版），日本政策金融公庫，商工中金，全国信用保証協会連合会 各ディスクローズ資料等より作成

13）危機関連保証とは，2018 年 4 月から施行された措置で，金融の混乱等の不測の事態が生じたことにより，資金繰り DI 等の客観的な指標が，リーマン・ショック時や東日本大震災時等と同程度に短期かつ急激に悪化することで，中小企業について著しい信用収縮が全国的に生じていることが確認でき，国として実施する必要があると認める場合に，中小企業等を支援するものである。
14）制度改正の背景や趣旨，その詳細な内容については家森（2019）に記されている。

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Ⅱ－４－２．近年の動向

分母の拡大から代位弁済率は急落した。

近年の信用保証の利用状況をみると，承諾額

なお，2020 年度に信用保証を利用した企業

は 10 兆円前後，残高は 20～30 兆円程度で推移

は約 155 万先となっており，わが国の中小企業してきた（図 4）。代位弁済率（代位弁済額÷

の約 43％にも相当する15）。このうち 9 割程度

保証債務残高）は，2％台から 0％台まで低下

は従業員数 20 名以下の小規模企業となってい傾向をたどった。しかし，2020 年度は，コロナる。わが国の信用保証は，小規模階層を中心に，禍を背景に承諾額，残高とも急増，それによる幅広く利用されていることがわかる。

図4

45

信用保証の利用実績と代位弁済率の推移

兆円

％

40

2.5

35

2.0

30
25

1.5

20

1.0

15
10

0.5

5
0

3.0

2011

2012

2013

保証承諾額

2014

2015

2016

2017

保証債務残高

2018

2019

2020

0.0

代位弁済率（右目盛）（出所） 全国信用保証協会連合会ホームページ資料等より作成

Ⅲ．先行研究信用保証は様々な国で幅広く導入されている

出額と雇用の間に有意な正の相関関係を見出し仕組みであるため，政策的介入が市場効率性のた Craig et al.（2008），英国の個票データを用改善に資する効果や制度の有効性などの視点か

いて信用保証プログラムが資本市場の不完全性

ら数多くの実証分析が国内外でなされてきの緩和を通じて中小企業の成長を促す効果を検16）た 。例えば，米国における地域別の保証付貸証した Cowling and Mitchell（2003），イタリ15）分母に相当する中小企業の総数は『中小企業白書』に掲出された中小企業数（中小企業庁が算出）による。
16）ここでは実証分析のみをサーベイ対象とするが，理論研究としては，情報の非対称性による逆選択が低リ
スク企業の資本市場へのアクセスを困難化させるため，信用保証制度のような政策介入が効率性を改善するとした Stiglits and Weiss（1981），公的な信用保証が資金供給を増加させる可能性を主張した Mankiw（1986），信用保証制度の存在により，貸し手に期待損失が生じる企業にも与信がなされることによる過剰投資がむしろ経済効率性を下げるとした de Meza and Webb（1987）などがある。

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政策金融としての信用保証による経済・金融への影響

アにおいて信用保証が中小企業の与信市場への得ている。また，大熊・森（2008）や播磨谷

アクセスや借入コストの軽減につながったこと（2012）は，特別信用保証の導入以降の金融機を示した Zecchini and Ventura（2009），カナ

関の代位弁済率に焦点を当て，信用保証の地域

ダの債務保証プログラムと中小企業の成長の関間格差について検証している。

係を実証分析した Song（2014），韓国を対象に

リーマン・ショック後の緊急保証制度をめぐ信用保証による中小企業の存続や経営パフォーる研究も多い。例えば Ono et al. （2013）は，

マンスへの影響を扱った Kang et al.（2008），

企業と銀行のマッチングデータを用いた実証分

企業レベル，産業レベルでインドネシアの信用析の結果から，緊急保証制度について，メイン

保証プログラムと成長，企業価値の関係を分析

バンクは経営悪化しそうな企業へのプロパー貸した Adhikary et al. （2019），リスクシェア等

出から保証付き融資への代替を図ることで与信の観点からみた中国の信用保証制度の有効性を

リスクを減少させるインセンティブが働く可能考察した Zhang and Ye（2010）など，極めて性を指摘している。また，Saito and Tsuruta

多岐にわたる。

（2018）は，緊急保証制度開始後の金融機関別

わが国についても多くの実証分析の蓄積があの信用保証データを用いて，代位弁済率の高さるが，緊急的な措置や制度変更をめぐる政策効と貸出残高に占める保証債務の割合が正の相関

果や有効性についての研究が多い。とりわけ高関係にあることを示し，金融機関から保証協会

い関心を持たれてきたのが，1990 年代末からに与信リスクが移転されたことを示唆している。

時限的に導入された先述の特別信用保証制度でこれら信用保証をめぐる時限的措置に焦点をある。小西・長谷部（2002）は，特別信用保証

当てた分析だけでなく，家森（2004）のように，が，倒産の抑制，民間金融機関の貸出促進につ

公的な信用保証が金融機関のモラルハザードをながったか否かを，1970 年代以降の集計レベ生む可能性の検証などの，制度をめぐる普遍的

ルの四半期データ，都道府県別のパネルデータ

な問題意識を扱った研究もなされてきた。いずを用いて回帰分析した。その結果，倒産回避にれにせよ，以上の展望からも窺われるように，

ついては，短期的な効果は認めつつも，中長期

わが国における信用保証に関する実証分析の中的には効果が認められないとした一方，貸出の心的な関心は，市場効率性等のミクロ的な関心増加については効果を確認している。これに対にあった。これは，信用保証制度が本質的に有し，松浦・竹澤（2001）は，特別保証が実施さする資源配分の効率性向上というミクロ的機能れた 1998，1999 年度の 2 年間について，都道に加え，特にわが国では政府の資金が制度の中

府県別の中小企業向け貸出残高と特別保証残高

核に組み込まれているという事情も背景にあるの関係に関するパネル分析を行い，特別保証制と思われる。

度の導入は中小企業向け貸出の増加に貢献しなかったと結論づけている。
Uesugi et al.（2010）は独自の個票データを用いて，特別保証制度を利用した企業の流動性
アベイラビリティと事後的パフォーマンスを検証した。前者については，流動性の確保に貢献したとみられるものの，過小資本の銀行による与信を受けた企業は，効果が数年しか持続しなかった。また，制度を利用した企業の事後的パフォーマンスは，多額の純資産を持つ一部の企業を除いて，総じて劣る傾向にあるとの結果を- 46 -

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〈財務省財務総合政策研究所「フィナンシャル・レビュー」令和４年第１号（通巻第 147 号）2022 年３月〉

Ⅳ．データ分析
わが国の信用保証を対象とした実証研究では，制度本来の目的である市場効率性の改善等のパネルデータによる統計分析を行うことが可能である。

ミクロ経済学的な論点を扱ったものがその多く

これらとの統計的な関係をみる対象は，実体を占めるが，景気対策等を通じて信用保証のマ

経済関連と金融関係に大別される。実体経済関

クロ的なプレゼンスが高まっている今日，集計

連には 3 つの指標を用いた。1 つめは中小企業レベルでの経済全体との関連を確認する意義もの景況感である。具体的には，中小企業庁およ

大きいと考えられる。本章では，都道府県別のび中小企業基盤整備機構が実施している「中小集計レベルのパネルデータを用いて，短期のマ

企業景況調査」の業況判断 DI（全産業）の年

クロ的変動の視点から近年の信用保証の動向に度平均値である。2 つめは，厚生労働省「職業ついて分析する。具体的には，信用保証とマク紹介状況」の有効求人倍率の年度平均値であ

ロ集計変数との関係をグレンジャー因果性の枠る18）。さらに 3 つめとして，内閣府「県民経済組みで分析した。さらに，長期的な経済成長の計算」の実質県内総生産も用いた。ただし，こ観点から，信用保証制度と企業効率性の集計レの統計は公表が遅く，他のデータと比べ直近のベルでの関係を探るため，大規模な中小企業

2 年度分期間が短くなっている。

データを独自に加工・集計して，債務保証の有

金融関係のデータとしては，まず日本銀行「都無によって，過剰な債務を負う非効率な中小企

道府県別預金・現金・貸出金」の国内銀行貸出業の比率が異なるのかも確認した。

金の年度平均値を用いた。さらに，政府系金融機関による公的貸付額として，日本政策金融公Ⅳ－１．短期的変動における因果性庫（沖縄県以外の 46 都道府県分）と沖縄振興Ⅳ－１－１．データの解説

開発金融公庫のディスクロージャー誌より各年

グレンジャー因果性分析の対象期間は 2011～度の貸付額を抽出した。これらはいずれも当該

2020 年度で，一部のデータについては，後述の年度末と前年度末の値の平均を当該年度値とみ通り入手の制約から期間が短くなっている。信なした。なお，公的貸付額のデータ期間は，公用保証関連のデータの出所は，中小企業庁「信表されている実績値の制約から，直近が 2019

用保証制度の利用状況」である。その中の「信年度と 1 年短くなっている。以上の実体経済関用保証協会別の保証実績」（2018～2020 年度），

連，金融関連の指標を，47 都道府県について「信用保証協会別の代位弁済の状況」（2017 年のパネル形式で整えた。それぞれの記述統計は度以前）に掲載されている保証債務残高と代位

表 2 の通りである。

17）
弁済率の年度平均値を用いた 。4 市（横浜，川崎，名古屋，岐阜）については，それぞれがⅣ－１－２．分析手法

所在する県に合算した。すべての都道府県に協

ここでの分析では，各指標間の統計的な因果会が存在するため，今回のような 47 都道府県関係に着目し，それを確認するためにグレン

17）代位弁済率は，年度内の代位弁済額を保証債務残高の年度平均値で除したものとして算出した。
18）政府が公式に景気の局面判断をする際の拠り所とする内閣府の景気動向指数（一致指数）は，景気とおおむね同じタイミングで変動するとみられる 10 の指標を合成して作成されるが，有効求人倍率はそのひとつに採用されている。

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政策金融としての信用保証による経済・金融への影響

表2

信用保証関連

信用保証額
代位弁済率
中小企業景況感
有効求人倍率
GDP
総貸出純増
公的貸付

実体経済関連

金融関連分析に用いた指標（原系列）の記述統計
単位

平均

標準偏差

観測値数

サンプル期間
（年度）

億円
―
ポイント
倍
兆円
億円
億円

5,917
0.0160－20.88
1.19
11.3
2,920
1,440

7,501
0.0064
8.35
0.36
16.1
10,727
1,790

470
470
470
470
376
470
423

2011-20202011-20202011-20202011-20202011-20182011-20202011-2019（注） 代位弁済率は，「代位弁済額÷保証債務残高」の値であり，パーセント換算していない。
（出所） 各統計より筆者作成

ジャー因果性の存在を検証した。ただし，用いタ の 加 工 が 必 要 で あ る。 こ こ で は 標 準 的 な

るデータは，通常のグレンジャー因果性の分析

LLC テスト（Levine, Lin and Chu Test）によが想定するような時系列方向に長いデータでは

る単位根検定で判断する。結果は表 3 の通りでなく，47 都道府県別に完備した大量の観測値ある。信用保証関連の 2 変数のうち，信用保証を擁するパネル形式となっているのが特徴であ

額は，レベルは非定常だが 1 次の階差では定常る。こうしたデータの特性を生かし，本稿では，と判定された。このため，本分析では 1 次階差Mishra et al.（2010）の枠組みを踏襲したパネ

データを用いる。一方，代位弁済率は，原系列

ル型グレンジャー因果性の検証を行った。

のレベル変数のままで定常であるため，データ

例えば，信用保証額（1 次差分をとったΔCGの加工は施さない。

とする）と中小企業景況感（同様に 1 次差分の信用保証関連変数との関係をみる相手方となΔBC）の間の因果性をみる場合，まず，以下る実体経済関連，金融関連の変数については，の（１），（２）式を推定する。ここで Et－1 は，中小企業景況感，GDP，貸出純増額の 3 つは，共和分関係に基づいて導かれる誤差修正項であレベルでは非定常だが，1 次階差は定常となっる。（１）式でラグ項ΔBCit－s の係数がゼロとている。このため，いずれも階差データを用いいう帰無仮説が棄却されれば，グレンジャーのることとした。有効求人倍率，公的貸付はレベ意味においてΔBC（景況感）からΔCG（信用ル，階差のいずれも非定常である。有効求人倍保証額）への因果関係が存在する，とみなす。

率はレベル変数を用いたが，公的貸付は貸出純

逆（つ ま りΔCG か らΔBC へ の 因 果 関 係） も増額との対比を考慮し，階差データを用いた。

同様である。
ΔCGit＝αCG,i＋∑sβCG1,isΔCGit－s＋∑sβCG2,isΔBCit－s＋γCG,iEt－1

（２）グレンジャー因果性（１）

信用保証関連の変数として信用保証額を使Δ
 BCit＝αBC,i＋∑sβBC1,isΔBCit－s＋∑sβBC2,isΔCGit－s

い，それぞれについて全 47 都道府県を対象と＋γBC,iEt－1

（２）

した場合と，都市圏の 3 都府県（東京，大阪，愛知）を除く 44 道府県を対象とした場合につⅣ－１－３．因果性に関する分析結果

いて，パネル型グレンジャー因果性テストを（１）定常性テスト行った。モデルのラグ期数は，1 期，2 期の各

グレンジャー因果性の検定に際してはデータ

ケースを設けた。

の定常性が求められるため，予め定常性のテス

まず，実体経済関連変数に関する結果をみる

トを行い，必要に応じて階差をとるなどのデー（表 4）。中小企業景況感との関係については，- 48 -

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〈財務省財務総合政策研究所「フィナンシャル・レビュー」令和４年第１号（通巻第 147 号）2022 年３月〉

表3

LLC テストによる単位根検定結果（ⅰ） 信用保証関連変数
変数

t値

p値

信用保証額

レベル
階差

1.58129－5.6892

0.94310.0000

代位弁済率

レベル
階差

－12.1345－14.4242

0.00000.0000（ⅱ） 実体経済関連，金融関連
変数

t値

p値

中小企業景況感

レベル
階差1.49871－8.88228

0.93300.0000

有効求人倍率レベル
階差－21.7986－5.67568

0.00000.0000

GDP

レベル
階差

13.8596－15.3302

1.00000.0000

変数

t値

p値

貸出純増額

レベル
階差

2.02587－18.7692

0.97860.0000

公的貸付

レベル
階差

－5.40526－16.7856

0.00000.0000（出所） 筆者作成

景況感から信用保証額への因果関係は存在する

GDP への一方向の因果性がみられる。信用保が，逆はない。しかし，都市圏以外では双方向証から実体経済への統計的因果関係は，対象期の因果関係がみられる。都市圏の中小企業の景間や用いる変数によって変わる可能性があり，

況感は多様な要素に左右され，信用保証の影響幅をもって評価する必要がある。

は相対的に小さい一方で，地方においては信用保証の影響が大きい可能性がある。

次に，金融関連変数との関係についてである
が，総貸出との関係は，全都道府県では双方向

景気の一致指標と位置付けられる有効求人倍の因果性が存在する一方，東京等を除く 44 道

率との関係は，全都道府県，44 道府県のいず

府県では総貸出からの一方向の関係となる。総れにおいても，有効求人倍率から信用保証額へ貸出の動向が信用保証に影響を及ぼすという関の因果関係は存在するが，逆の関係は確認され係はほぼ自明といえようが，信用保証が呼び水ない。景気は信用保証の動向に影響を及ぼす一となって貸出全体を増減させるというほどの影方，少なくとも今回の対象期間においては，信響は，少なくとも地方においては確認されない。

用保証が景気全体を左右するほどのインパクト

これは，保証付き貸出が総貸出に占めるウエイは持っていなかった，と解釈される。

トが限られるというボリューム面の理由だけで中小企業景況感，有効求人倍率に関する結果

19）
なく ，プロパー融資との代替関係が影響してを総じてみれば，実体経済サイドから信用保証いる可能性もある。分析手法やデータは異なる

額への因果性は明確に観察される一方で，逆のものの，今回の結果は，特別信用保証が中小企関係は地方の中小企業景況感を除いて見出しに業向け貸出を押し上げる効果には乏しかったとくい。ただし，データ期間が短いため参考指標する松浦・竹澤（2001）に通じる可能性を示唆との位置づけながら，GDP との関係についてするものと解釈される20）。

は， 全 都 道 府 県 ベ ー ス で， 信 用 保 証 額 か ら

公的貸付との関係も総貸出とおおむね似た構

19）総貸出（国内銀行計）に対する保証残高の比率は，2020 年 3 月末時点で約 4％である。
20）ただし，これはあくまで貸出全体の量的な話であり，信用保証を受けた企業への支援効果の大きさ等によって，経済に及ぶ影響は変わり得る。

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政策金融としての信用保証による経済・金融への影響

表4
都道府県

ラグ

パネル型グレンジャー因果性に関する分析結果：信用保証額との関係
H0：因果関係無し

F値

p値

因果性

信用保証
中小企業景況感

29.9502   2.1395

0.00000.1444＊＊＊

中小企業景況感
信用保証

信用保証
中小企業景況感

19.6453   0.6285

0.00000.5340＊＊＊1

有効求人倍率
信用保証

信用保証
有効求人倍率87.3527   0.1586

0.00000.6907＊＊＊2

有効求人倍率
信用保証

信用保証
有効求人倍率43.9014   0.7103

0.00000.4922

＊＊＊

1

GDP
信用保証

信用保証
GDP

   0.2021
19.42170.65340.0000

2

GDP
信用保証

信用保証
GDP

   0.1110   3.8477

0.89500.0227

1

総貸出純増
信用保証

信用保証
総貸出純増

29.562023.8560

0.00000.0000

2

総貸出純増
信用保証

信用保証
総貸出純増

15.7430   6.0004

0.00000.0028＊＊＊1

公的貸付残高
信用保証

信用保証
公的貸付残高   2.2837
10.2358

0.13170.0015＊＊＊2

公的貸付残高
信用保証

信用保証
公的貸付残高12.5759
18.95700.00000.00001

中小企業景況感
信用保証

信用保証
中小企業景況感

37.8931   2.9527

0.00000.0866＊＊＊2

中小企業景況感
信用保証

信用保証
中小企業景況感

27.9565   0.0000

0.00000.0000＊＊＊1

有効求人倍率
信用保証

信用保証
有効求人倍率129.3750   1.2759

0.00000.2594＊＊＊2

有効求人倍率
信用保証

信用保証
有効求人倍率68.3672   0.5475

0.00000.5790

＊＊＊

1

GDP
信用保証

信用保証
GDP

   0.0666   0.3798

0.7966
0.5382

264

2

GDP
信用保証

信用保証
GDP

   0.5490   0.7370

0.57830.4797

220

1

総貸出純増
信用保証

信用保証
総貸出純増

   4.1556   0.0050

0.0422
0.9439

＊＊

2

総貸出純増
信用保証

信用保証
総貸出純増

13.7752   0.0802

0.00000.9229＊＊＊1

公的貸付残高
信用保証

信用保証
公的貸付残高12.8007   0.0167

0.00040.8972＊＊＊

2

公的貸付残高
信用保証

信用保証
公的貸付残高10.1058   0.9129

0.0001
0.4027

＊＊＊

期数

原因

結果

1

中小企業景況感
信用保証

2

全国

44 道府県

＊＊＊
＊＊
＊＊＊
＊＊＊
＊＊＊

＊＊＊
＊＊＊
＊
＊＊＊

観測値数

期間（年度）

376
2011-2020
329
376
2011-2020
329
282
2011-2018
235
376
2011-2020
329
329
2011-2019282
352
2011-2020
308
352
2011-2020308

2011-2018352
2011-2020
308
308
2011-2019264（注 1） 表の見方は以下の通りである。「原因」から「結果」への因果関係がない（原因に相当する変数のラグ項の係数がゼロ），という帰無仮説 H0 の検定結果に関する p 値が示されており，1％未満で有意ならば＊＊＊，1％以上 5％未満ならば＊＊，5％以上 10％未満ならば＊を，「因果性」欄に表示している。これは，有意性の表記のある「原因」と「結果」の組み合わせで，「原因」から「結果」への因果性が存在することを意味する。
（注 2）「期間」は推計に用いた原データの期間。このデータの階差を算出し，推計式にラグ項を用いるといった操作が加わる
ため，推計上の観測値数は，期間中の年数×都道府県数より少なくなる。
（出所） 筆者作成- 50 -

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〈財務省財務総合政策研究所「フィナンシャル・レビュー」令和４年第１号（通巻第 147 号）2022 年３月〉

表5
都道府県

全国

44 道府県ラグ

パネル型グレンジャー因果性に関する分析結果：代位弁済率との関係
H0：因果関係無し

F値

p値

因果性

代位弁済
中小企業景況感

29.8225
10.0191

0.00000.0017＊＊＊

中小企業景況感
代位弁済

代位弁済
中小企業景況感

18.8753   9.1289

0.00000.0001

1

有効求人倍率
代位弁済

代位弁済
有効求人倍率

143.9970   4.9545

0.00000.0266＊＊＊2

有効求人倍率
代位弁済

代位弁済
有効求人倍率67.7335   9.6098

0.00000.0001

＊＊＊

1

GDP
代位弁済

代位弁済
GDP

   1.9902   0.0060

0.15930.9382

329

2

GDP
代位弁済

代位弁済
GDP

   0.7335   0.2847

0.48110.7525

282

1

総貸出純増
代位弁済

代位弁済
総貸出純増

   2.6578   2.4485

0.10380.1184

423

2

総貸出純増
代位弁済

代位弁済
総貸出純増

   1.2777   0.1423

0.27990.8674376

1

公的貸付残高
代位弁済

代位弁済
公的貸付残高   0.1011   1.1518

0.75070.2839376

2

公的貸付残高
代位弁済

代位弁済
公的貸付残高   0.0348   0.1365

0.96590.8725329

1

中小企業景況感
代位弁済

代位弁済
中小企業景況感

24.5376   8.8701

0.00000.0031

2

中小企業景況感
代位弁済

代位弁済
中小企業景況感

15.6376   8.1735

0.00000.00031

有効求人倍率
代位弁済

代位弁済
有効求人倍率

128.0780   4.7308

0.00000.0302＊＊＊2

有効求人倍率
代位弁済

代位弁済
有効求人倍率61.0495
10.0700

0.00000.0001

＊＊＊

1

GDP
代位弁済

代位弁済
GDP

   1.3313   0.2250

0.24950.6356

308

2

GDP
代位弁済

代位弁済
GDP

   1.2807   0.7585

0.2796
0.4694

264

1

総貸出純増
代位弁済

代位弁済
総貸出純増

   2.8302   4.2165

0.09330.0407

2

総貸出純増
代位弁済

代位弁済
総貸出純増

   8.2320   3.3697

0.00030.03551

公的貸付残高
代位弁済

代位弁済
公的貸付残高   0.2066   0.4948

0.6497
0.4823352

2

公的貸付残高
代位弁済

代位弁済
公的貸付残高   0.1621   0.2289

0.85040.7956

308

期数

原因

結果

1

中小企業景況感
代位弁済

2

＊＊＊
＊＊＊
＊＊＊
＊＊
＊＊＊

観測値数

期間（年度）

423
2011-2020
376
423
2011-2020376

2011-20182011-20202011-2019

＊＊＊
＊＊＊
＊＊＊
＊＊＊
＊＊
＊＊＊

396
2011-2020
352
396
2011-2020352

2011-2018

＊
＊＊
＊＊＊
＊＊

396
2011-2020352

2011-2019（注） 表の見方は前表と同様。
（出所） 筆者作成- 51 -

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512022/03/03

18:11:34

政策金融としての信用保証による経済・金融への影響

図にある。全都道府県，44 道府県の結果をまを反映する性格が強いという，両者の決定メカ

とめると，総じて公的貸付から信用保証への因

ニズムの違いを反映している可能性がある。こ果関係が観察される一方，逆の関係は全都道府

れに対し総貸出は，基本的に経済全体の相互連

県では成立するものの，44 道府県では不成立

関メカニズムの中で，代位弁済とともに内生的となっている。ともに政策金融の手段である公に決まるため両者に因果性が観察されるという的貸付と信用保証の時系列的な関係の背後にあ仮説が考えられる。今回，44 道府県の場合にるメカニズムは今後検討すべき課題であるが，は双方向の関係が存在するとの結果を得た。同

ここでは考えられる仮説のみ述べておきたい。

じ 44 道府県でも，先にみた信用保証額につい政府系金融機関は，政策金融の実施機関としてては総貸出を原因とする一方的な関係であった

景気刺激策等の経済対策に直接的につながる一が，代位弁済では双方向の関係となっている。

方，信用保証は民間金融機関および保証協会の保証承諾という“入り口”よりも代位弁済とい審査というステップが入るといった仕組みの面

う一種の“出口”のほうが，より経済全体とのが関係している可能性がある。また，対象地域

内生的な関連性が強いのかもしれない。その具ごとの差異については，量的に，政策金融にお体的なメカニズムの検討について本稿では立ちける地方のウエイトが相対的に高いことが影響入らないが，興味深い今後の研究課題と思われしているかもしれない21）。

る。

表 5 は，信用保証関連の変数として代位弁済率を用いた場合の結果をまとめたものである。

Ⅳ－２．重債務企業比率の算出

おしなべて景気関連指標との双方向の因果関係

以上の都道府県別パネルデータを用いた分析が確認できる22）。経済情勢の変化が代位弁済のは，信用保証と短期的な経済変動の関係につい状況に影響することは想像に難くないが，逆のての統計的因果性を検証するものであった。こ関係は自明とはいえないかもしれない。しかし，

れに対し，以下では，長期的な経済成長の観点

企業の倒産件数が経済全体の動向に先行する傾から，信用保証が中小企業部門の効率性を阻害

向にあることを勘案すると，代位弁済から景気していないかという問題意識に立ち，大規模なへの統計的因果性が存在することは必ずしも不個票データを独自に加工・集計した検討を行う。

自然ではない23）。
代位弁済率と金融関連変数との関係は，44

Ⅳ－２－１．データの解説

道府県の総貸出で双方向の因果性がみられるの分析に用いるのは，Credit Risk Database

みで，全都道府県のケース，および 44 道府県（CRD）の個票データである。CRD のデータの公的貸付ではいずれの方向の因果性も確認では，日本全国の金融機関と信用保証協会からなきない。例えば公的貸付との関係については，る会員が匿名形式で提供しており，中小企業の信用保証関連の変数とはいえ代位弁済率は政策

財務，属性，デフォルトなどに関する詳細な情当局がリアルタイムで能動的な操作を施す要素

24）
報をカバーしている 。同データを収集，所管に乏しい一方，公的貸付は政府の政策スタンスする CRD 協会は，中小企業の経営データ（財21）直近値でいえば，3 都府県以外の 44 道府県が信用保証残高に占めるウエイトが約 67％（2020 年度）であるのに対し，公的貸付では 79％（2019 年度）にのぼっている。
22）ここでも GDP との因果関係は弱い。ただし，今回用いた GDP のデータは他の系列に比べ 2 年分期間が短
いほか，そもそも GDP は統計上の誤差等からボラティリティの高い統計であることを鑑みると，今回はあくまで参考にとどめ，さらなるデータの蓄積を経て慎重に分析するべきであろう。
23）例えば，各都道府県が作成する地域版の景気動向指数で，先行系列として倒産件数を採用している自治体が散見される。

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〈財務省財務総合政策研究所「フィナンシャル・レビュー」令和４年第１号（通巻第 147 号）2022 年３月〉

務・非財務データおよびデフォルト情報）を集

債務保証額には信用保証協会による保証だけで積する機関として，全国の信用保証協会を中心

なく，各種政府関連機関や個人等による保証もに 2001 年に発足した（当初は任意団体，現在含み得る点である26）。わが国の保証債務の中心は一般社団法人）。データの性質上，対象は「借的存在は信用保証ではあるものの，こうした入がある中小企業」に限られ，またデータ提供

データの性格を鑑み，ここでの結果はあくまでの状況によって年度ごとに数のばらつきはある

傍証的エビデンスとしてとらえることが適切とが，各年度とも数十万～百万社以上の企業がサ考えられる27）。

ンプルとして含まれている。業種や地域などを今回利用したデータの期間は，特別信用保証

幅広く網羅しているほか，企業数が膨大なため，開始前後の 1998 年からリーマン・ショック直分析対象となる変数の回答の有無に従ってサン前の 2007 年の 10 年である28）。分析に用いた母プルを抽出しても，十分なデータ数を確保する

集団は，保証額への回答があり，分析に必要なことができる。

他の変数もそろっている企業約 28 万社である。

CRD には，債務保証を受けている金額がデー

それらの企業に関する記述統計は，表 6 の通り

タとして収録されている。今回用いた対象デーである。売上高，従業員数の中央値はそれぞれ

タでは多くが欠損値となっているが，それでも1.5 億円，8 人であり，小規模な企業が中心の

毎年数万社～数十万社が，残高を報告していサンプルであることがわかる。

25）

る 。ただし，ここで留意が必要なのは，この
表6

サンプル企業の概要：記述統計

変数名

単位

平均

標準偏差

中央値

観測値数

サンプル期間

企業年齢
売上高
経常利益
従業員数

年
百万円
百万円
人

25.5
687.4
13.1
22.5

   15.9
2,430.5
164.3
255.1

25.0
152.0
   1.0   8.03,362,239

1998-2007（出所） CRD をもとに筆者作成

Ⅳ－２－２．分析手法提唱された，過剰な債務を負う非効率な重債務

このデータを用いて，Caballero et al.（2008）

企業を識別した（これは “ゾンビ企業” と呼ばと Fukuda and Nakamura（2011）らによってれている概念である。本稿では語感のニュアン

24）CRD データに関する解説は鹿野（2008），胥・鶴田（2006），前原（2013）を，CRD 協会の設立や仕組み，
設立後の変遷などについては CRD 協会（2011）を参照。なお，本来同データは，会員（信用保証協会，地域金融機関等）に提供する信用リスク測定モデルの基礎データとしてなど，あくまで業務のために使われるものだが，今回学術研究目的に限定して特別に利用をお認め頂いた。
25）今回利用を認められたデータについては，約 6 万 9 千社（1995 年）から約 40 万 4 千社（2004 年）にかけての分布となっている。
26）中小企業における個人保証（経営者本人保証）は，経営が困難化した場合に企業活力や経営者の生活などに様々な問題を生じることがかねてより問題視されていた。こうした状況下，政府（中小企業庁と金融庁）は，
2013 年に「中小企業における個人保証等の在り方研究会」を設置して対応策を検討するなど，個人保証の見直しを進める方向に旗を振ってきた。
27）CRD における信用保証データの分析上の扱いについては，土屋（2021）に詳しい。
28）2008 年のリーマン・ショックを受け，金融円滑化法という中小企業経営に極めて大きな影響を及ぼしたと思われる政策が実施された。その経済的効果は，本稿が対象とする信用保証と区別して別途分析すべき重要な研究課題である。

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政策金融としての信用保証による経済・金融への影響スも鑑み重債務企業と表記する）。識別の鍵とない”，という条件を用いたのが，Fukuda andなるのは，以下の（３）式のように算出される

Nakamura である（以下 FN）
。

＊
i,t

企業 i の期間 t における所要最低利子（I ）である29）。

このそれぞれの基準を用いてまず重債務企業を識別した。その上で，保証債務を有する企業（正の値を報告した企業）とそうでない企業

＊
i,t

S
t

I ＝r ×B⎛ 1 r ⎞×B＋
⎝5 ∑ ⎠

S
i,t－1

4

L
t－j

（欠損値ではなく金額ゼロと回答した企業）の

L
i,t－1

それぞれのグループで，重債務企業の割合に違

j＝0×Bondi,t－1
+min（rtC－4, ...  .  ,rtC ）（３）

I ＊i,t：所要最低利子，rtS/L/C：利子率（S は
S /L
i,t

短期，L は長期，C は社債），B：銀行

いがあるのかを確認した。ここで，保証債務残高として正の値を報告している企業を信用保証
利用企業群，金額ゼロとして報告している企業
を非利用企業群としてとらえた。

借入残高，Bondi,t：社債発行残高
Ⅳ－２－３．重債務企業比率の算出結果
短期，長期の利子率にプライムレートを用い

結果は図 5 の通りであり，識別条件が異なるて計算されるこの値は，“本来最低限払うはず

CHK 基準と FN 基準ではグラフの形状が異なの利子額”と解釈される。実際に支払われた利

るものの，いずれにおいても保証債務を有する子がこの額より少なければ，金融機関から利子

企業のほうが，重債務企業の比率がほぼ一貫しを減免されている非効率な重債務企業とみなして低いという点で共通している。ちなみに一見たのが，Caballero らである（以下 CHK）
。もっすると，いずれの基準においても重債務企業のとも，通常の融資においては，信用度の高い優比率が高過ぎるようにみえるかもしれない。し良企業も，信用リスクの低さを反映して低い利

かし，一般的に収益性が低いわが国の中小企業子率が適用されるのが一般的である。このこと

では比率が高くなりがちであり，今回の結果がを勘案し，“税引き前利益が所要最低利子より30）不自然に高水準というわけではない 。特にも少なく”，かつ“借り入れが前期より増えていCRD に多く含まれる小規模企業においては，る，または実際の利子が所要最低利子よりも少比率は一段と高く出る傾向にあると考えられる。

図5

重債務企業比率の比較（ⅰ） CHK 基準50（ⅱ） FN 基準

％

60

45

50

40
35

40

30
25

30

20

20

15
10

10

5
0

％

1995 1996 1997 1998 1999 2000 2001 2002 2003 2004 2005 2006 2007

保証債務を持たない企業

保証債務を有する企業

0

1995 1996 1997 1998 1999 2000 2001 2002 2003 2004 2005 2006 2007

保証債務を持たない企業

保証債務を有する企業（注） CHK は Caballero et al.
（2008）による識別基準，FN は Fukuda and Nakamura（2011）による識別基準を用いた結果。
（出所） 筆者作成

29）（３）式の各残高に対応する期間が前期末（j－1）になっているのは，当該期の期初の値とみなしてのことである。

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以上の結果をみる限り，信用保証を受ける企

もっとも，先に述べたようなデータの留意点

業が，全体として非保証企業のグループよりもがあるほか，特別信用保証導入以降の状況は別

重債務で非効率な状態に陥る，といった傾向は途確認する必要もある。さらに，今回の分析はみられないようである。少なくともグループごあくまで保証の有無で企業グループを分けた事との比較でみれば，保証債務を有する企業のほ

後的な比較であり，保証の有無による効果を抽うが，今回の基準に照らしてパフォーマンスの出したものではない点にも注意を払う必要があ

良好な企業のウエイトが高い結果となっている。こうした純粋な政策効果の識別は，企業ダる。これは基本的に，金融機関，保証協会の審イナミクス（参入，退出，成長）とも関連付け

査というステップを踏む信用保証制度のスクつつ，適切なデータや手法を用いて行うべき今

リーニングが機能しているためと考えられる。

後の研究課題である。

Ⅴ．むすび
本稿では，マクロ的な景気下支えの役割が期結果を全体としてみる限り，景気対策の常套手

待されることが増えているわが国の信用保証に段に組み込まれつつあるわが国の信用保証制度

ついて，現実のデータを用いて，短期的な経済が景気を先導するようなオーバー・プレゼンス

変動との時系列的な因果性に関する実証分析をの状態にあるとか，非効率企業の温床化を招く行った。都道府県別パネルデータを用いてグレといった状況にはないように思われる。

ンジャー因果性を確認したところ，景気等の実

ただし，今回の分析は，限られたデータに基体経済から信用保証に向かう因果性が存在する

づく特定の手法による検証に過ぎない。今後さ一方，信用保証から景気変動等に向かう強い因らに研究を蓄積すべき課題は多い。特に，マク

果性はみられなかった。少なくとも近年の信用ロ的な視点が強まっているわが国の信用保証制

保証の数量的な動向は，総じて実体経済の動き度に対しては，ミクロ経済学的な視点のみならを受けた対応の範囲で運用されているように見ず，政策効果の波及メカニズム等，マクロ集計受けられる。金融関連変数との関係も，同様にレベルでの他の変数との関連を探る余地は大き

金融関係変数から信用保証への因果性は観察さい。また，信用保証による企業パフォーマンス

れたが，逆の関係は乏しかった。

への長期的な影響も，企業ダイナミクスなどとさらに長期的な経済成長の観点から，信用保関連付けつつ，慎重に見極めていく必要がある。

証制度と企業パフォーマンスの関係を，特に債

それは，すでに高い注目を集めてきた特別保証

務負担の大きさに焦点を当てながら，大規模なや緊急保証といった特定の時期に大規模に実施

中小企業データベースを加工・集計して確認しされた施策も同様である。本稿で提起した問題た。その結果，債務保証を受けている企業は受意識が今後の研究に多少なりともつながり，わ

けていない企業よりもパフォーマンスの悪い企が国の信用保証制度の健全な発展に資する一助

業が相対的に少ないという結果を得た。今回のになることを期待する。

30）Goto and Wilbur（2019）は経済産業省「企業活動基本調査」の中小企業データを用いて同様の算出を行い，
CHK 基準で 3～4 割，FN 基準で 1～2 割が重債務企業との結果を得ている。企業活動基本調査が対象とする中小企業は小規模企業を含まないこと，経産省のアンケート調査に毎年連続して回答できるような，比較的体力に余裕のある企業が多く含まれることを鑑みると，今回の結果と大きな齟齬はないように感じられる。

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政策金融としての信用保証による経済・金融への影響

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