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劣後債務と協同組織金融機関の行動【論

文】

劣後債務と協同組織金融機関の行動
─バーゼルⅢの規制変更を用いた検証─
Subordinated debt and cooperative financial institutions:Empirical analysis on the impact of Basel III
駿河台大学
講師

経済経営学部

山田

佳美

【目次】

ていることが分かった。この結果に対する解釈

１．はじめには、劣後ローンを自己資本に算入していた協同

２．協同組織金融機関の発行する劣後ローンの組織金融機関が、規制変更によって自己資本比

特徴と規制変更の詳細

率の低下に直面したために、リスクウェイトが（１）劣後ローンの特徴

相対的に高い有価証券を減少させることで、自（２）国内基準の変更内容の詳細

己資本比率を高めようとしたということである。

３．既存研究と仮説構築
４．実証分析
（１）データとサンプル

１．はじめに本稿の目的は、バーゼルⅢの導入に伴い日本（２）分析方法の国内基準行に対して導入された、既発の劣後（３）推計式と変数

債務の自己資本不算入という規制変更が、信用５．実証結果金庫と信用組合という協同組織金融機関の行動（１）基本統計量に与える影響を検証することである。

（２）劣後債務に関する規制変更の影響

劣後債務とは、他の債権者よりも元利金の返（３）並行トレンド仮定の検証

済順位を劣位とする特約の付いた債券（劣後債）（４）信用金庫と信用組合に分けた分析

および借入（劣後ローン）である。劣後債務は

６．おわりに規制上の自己資本に算入することができたた
め、日本の銀行は、1990年に劣後債務を発行す【要旨】
本稿の目的は、バーゼルⅢの規制変更が、信ることが可能になって以降、劣後債務の発行によって自己資本比率を高めようとした。

用金庫と信用組合からなる協同組織金融機関の1999年３月決算より、協同組織金融機関も自行動に与える影響を実証的に分析することであ

己資本比率規制の対象となり、海外に拠点を持る。

たない銀行に適用される国内基準の対象となっDifference-in-Differences を用いた分析の結た（矢島 , 2009）。協同組織金融機関は、劣後果、規制変更により既発の劣後債務が自己資本債を発行できないため、劣後ローンのみ自己資に不算入となる国内基準行において、劣後ロー本に算入することが可能である。そのため、協ンを多く自己資本に算入していた協同組織金融

同組織金融機関は、自己資本比率を高める方法

機関ほど、規制変更後に、主に外国有価証券なの一つとして劣後ローンを用いていた。
例えば、どから構成される「その他の証券」を減少させ自己資本の不足に陥った時、協同組織金融機関

金融構造研究第46号

27

は、資本増強の一環として、それぞれの中央機

出先のリスクは高くなる傾向にある。また、近関に劣後ローンを引き受けてもらっていた。

年、協同組織金融機関は有価証券投資を増加さ

しかし、バーゼルⅢの導入に伴う国内基準のせる傾向にある。本稿では、協同組織金融機関

変更により、国内基準が適用される国内基準行

が、規制変更後に減少させるリスク資産として、は劣後債務を自己資本に算入することができな

貸出と比較的リスクの高い有価証券投資への影くなった。劣後債務が自己資本に不算入となっ響を分析する。本稿の分析は、協同組織金融機

た国内基準行において、劣後債務をより多く発関のポートフォリオ選択について新たな学術的行していた国内基準行ほど、規制変更によって知見を与えると考える。

自己資本比率が低下することになる。
そのため、本稿の構成は以下のとおりである。第二節で協同組織金融機関は、自己資本比率を高めるた

は、協同組織金融機関が借り入れる劣後ローン

めに、規制変更後に行動を変化させる可能性がの特徴と劣後債務の自己資本不算入の規制変更ある。

の詳細を説明する。第三節では、既存研究をまそこで本稿では、2011年度から2017年度の協

とめ、仮説を構築する。第四節では分析方法を、

同組織金融機関のデータを用い、劣後債務の自第五節は分析結果を説明する。そして、第六節

己資本不算入の規制変更が、協同組織金融機関

をむすびとする。

の行動に与える影響を実証的に分析する。
自己資本比率規制の規制変更が銀行行動に影響を与えることは、キャピタル・クランチに関する数多くの研究で示されている（Bernanke

２．協同組織金融機関の発行する劣後ローンの特徴と規制変更の詳細（１）劣後ローンの特徴

and Lown, 1991; Hall, 1993; Peek and Rosen-

協同組織金融機関の借り入れる劣後ローン

gren, 1997; Honda, 2002; Aiyar et al., 2014）。

は、それぞれの中央機関が引き受けることが多

しかし、これらの研究の対象は銀行であり、自い。信用金庫には信金中央金庫（以後、信金中己資本比率規制の規制変更が協同組織金融機関金）、
信用組合には全国信用協同組合連合会（以の行動に与える影響については十分な研究が行後、全信組連）という中央機関がある。中央機

われていない。また、信用金庫を分析対象とし

関は、それぞれ信用金庫と信用組合の決済機能、た既存研究の中には、コントロール変数として資金運用機能、業務補完、セーフティネット機

自己資本比率が用いられることがあるが、自己能等を担っている。その中で、中央機関による資本比率とリスクテイクの関係は定まっていな

劣後ローンの引き受けは、セーフティネット機い（安田 , 2010; 三谷 , 2015; 小塚 , 2022）。上記

能としての役割であり、資本増強（支援）制度の既存研究に対し、協同組織金融機関に着目し、の一環である。

Difference-in-Differences 推計の手法を用いて資本増強（支援）制度とは、協同組織金融機

内生性を考慮した分析を行うことで、劣後債務

関の自己資本増強を目的として、中央機関が、の自己資本不算入という自己資本比率規制の変

自己資本の不足した協同組織金融機関から、劣更が、協同組織金融機関のリスク資産に与える

後ローンの供与や優先出資の引き受けを行う制影響を分析している点に、本稿の特徴がある。

度である。中央機関は、協同組織金融機関が借また、本稿では、規制変更によって影響を受り入れる劣後ローンや発行した優先出資の主たけるリスク資産として、貸出だけでなく、有価る引受先であり、特に劣後ローンの供与は資本証券投資にも注目した分析を行っている。協同増強（支援）制度に紐づけて行っている１。こ組織金融機関の貸出先は、原則として、特定ののように、協同組織金融機関は、自己資本比率

個人と中小零細企業に限定されているため、貸を高める方法の一つとして、劣後ローンの借り28

劣後債務と協同組織金融機関の行動入れを行っていることが分かる。

更に着目した研究も行われている。岩木・大鐘（2020）は、
日本におけるバーゼルⅢの導入が、（２）国内基準の変更内容の詳細

国際統一基準行と国内基準行の中小企業向け貸日本では、国際統一基準行にバーゼルⅢの枠出に与える影響を分析している。分析の結果、組みの自己資本が適用され、国内基準行にはバ

Tier1比率がより低い国内基準行は中小企業向ーゼルⅢの枠組みを考慮した「コア資本」が適け貸出を抑制していたが、国際統一基準行では用された。コア資本は、普通株式、内部留保、貸出への影響を確認できなかった。山田（2024）

優先出資（銀行の場合は強制転換条項付優先株は、日本の国内基準行に対する劣後債務の自己式）、調整・控除項目で構成されている。規制

資本不算入の規制変更が、地域銀行の行動に与変更後のコア資本は、規制変更前の自己資本かえる影響を分析している。分析の結果、劣後債

ら Tier2を除外したものに近い。バーゼルⅡの務を多く発行していた銀行ほど、規制変更後に自己資本の中で、Tier2に劣後債務は含まれて中小企業向け貸出と、外国有価証券などから構いた。

成される「その他の証券」を減少させていたこ

コア資本に算入不可となった劣後債務は、経とを示している。

過措置がおかれた（グランドファザリング）。

しかし、これらの研究は銀行を対象としてお劣後債務については、「適格旧資本調達手段」

り、協同組織金融機関を対象とした分析はほととして、2014年３月30日までに発行された劣後んど行われていない。協同組織金融機関を分析

債務は、2014年３月31日から2015年３月30日ま対象とした既存研究の中には、規制の影響をコで100％コア資本に算入できるが、2015年３月

ントロールするために、自己資本比率を推計式

31日以降は毎年３月31日に10％ずつ算入額が減の説明変数に含めることがあるが、自己資本比

額されていく。

率と協同組織金融機関のリスクテイクの関係は

また、2014年３月31日からバーゼルⅢへの移定まっていない。日本の協同組織金融機関を分行に合わせた書式で自己資本の充実度の状況等

析対象に含めている研究の中で、安田（2010）の開示が義務付けられた。これは、開示の充実

は信用金庫について、国内基準に基づく自己資を通じて外部からの銀行や協同組織金融機関に本比率は、総貸出と負の関係があることを示し

対する規律付けの実効性を高めることを目的とている。ただし、中小企業向け貸出に対してはしている。2014年３月31日からの自己資本の充統計的な関係は確認できなかったと述べてい実度の状況等の開示では、グランドファザリン

る。対して、静岡県の信用金庫を分析対象としグの対象となる項目と金額を確認できる。

た小塚（2022）は、自己資本比率と預貸比率には 正 の 関 係 が あ る こ と を 示 し て い る。 三 谷

３．既存研究と仮説構築
従来、銀行などの金融機関を規律付ける規制について、数多くの研究が行われてきた。自己（2015）によれば、信用金庫の自己資本比率とリスクアセット率の間に統計的な関係は確認で２きなかった 。

資本比率規制は規制の代表例であり、自己資本以上の既存研究を踏まえ、仮説構築を試みる。

比率規制の規制変更が銀行行動に影響を与える

協同組織金融機関の貸出先は、原則として特定ことは、キャピタル・クランチに関する数多くの個人と中小零細企業に限定されており、貸出の研究で示されている（Bernanke and Lown,

先のリスクは高くなる傾向にある。協同組織金1991; Hall, 1993; Peek and Rosengren, 1997;

融機関は、自己資本比率を高める方法の一つとHonda, 2002; Aiyar et al., 2014）。

して劣後ローンを用いていた。山田（2024）に

近年のバーゼルⅢへの自己資本比率規制の変基づくと、劣後債務の自己資本不算入という規金融構造研究第46号

29

制変更の対象となる国内基準行において、劣後

タを QFINDER F+（株クレジット・プライシ

債務をより多く自己資本に算入していた国内基

ング・コーポレーション）、『全国信用組合財務

準行は、自己資本比率を高めるために、リスク

諸表』
（各年度）
、各信用組合のディスクロージ

資産を減少させると考えられる。そのため、劣ャー誌（各年度）から収集している。マクロデ

後ローンを自己資本に算入する協同組織金融機

ータは「県民経済計算」（内閣府）から収集し関は、規制変更に対し、リスクウェイトが比較ている。なお、劣後ローンの情報は、「自己資的高い貸出を減少させる可能性がある。

本に関する事項」の「負債性資本調達手段等」

また、2000年以降、協同組織金融機関は有価の数値を用いている５。

証券投資を増加させる傾向にある。さらに、比較的リスクの高い有価証券については、2002年（２）分析方法

度から2011年度の期間で、有価証券全体に占め本 稿 で は、Difference-in-Differences 推 計 のる割合が、株式が2.1％、外国有価証券が14.8％

手法を用い、既発の劣後債務の自己資本不算入を占めている３。有価証券投資の中でも、株式という規制変更によって、自己資本に劣後ローや外国有価証券のような、国債や地方債と比べンを算入していた協同組織金融機関と、自己資るとリスクウェイトが比較的高い有価証券を減本に劣後ローンを算入していない協同組織金融少させた方が、一単位当たりのリスクアセット

機関の規制変更前後の行動の変化を比較する。

の減少額は大きい。よって、以下の二つの仮説

分析方法は山田（2024）を参考にしている。

が構築される。

まず、実証分析では、既発劣後債務の段階的H1：劣後ローンをより多く自己資本に算入しな自己資本算入の減額が開始される2015年３月ていた協同組織金融機関は、規制変更後に貸出

31日を国内基準行が劣後債務の自己資本不算入を減少させるの規制変更の影響を受けた日とした。劣後債務

H2：劣後ローンをより多く自己資本に算入しが自己資本に算入されないという規制の改正案ていた協同組織金融機関は、規制変更後にリスが初めて明らかにされたのは、2012年12月12日

クウェイトの高い有価証券への投資を減少させに公表された「自己資本比率規制（第１の柱）るに関する告示の一部改正（案）」であるが、実際に自己資本に算入されなくなったのは、2015

４．実証分析
（１）データとサンプル

年３月31日以降であるためである。
劣後債務が自己資本に算入されないことが明

本稿の分析対象は、信用金庫と信用組合かららかになる直前の決算年度である2012年３月31

なる協同組織金融機関である。なお、信用組合

日時点の劣後ローンの情報を用いて、トリート

は、最も組合数が多く、信用金庫と同様の顧客メント群とコントロール群を設定する。劣後債を対象とする、地域信用組合を対象としてい務が自己資本に算入されないことが初めて明ら４る 。分析対象期間は2012年度から2017年度でかになった日（2012年12月12日）から、グランある。当該期間において譲渡および合併等が生

ドファザリングの対象となる劣後債務の金額がじた場合には、その変動をコントロールするた決定される日（2014年３月31日）まで、国内基めに、次年度から別の協同組織金融機関として準行は劣後債務の発行が可能である。この期間

取り扱っている。

に協同組織金融機関が劣後ローンを借り入れて論文で用いるデータについては、信用金庫のいた場合、その協同組織金融機関の自己資本不財 務 デ ー タ を 日 経 NEEDS-Financial QUEST

算入の減額開始以降の行動は、当該期間の劣後（日本経済新聞社）から、信用組合の財務デー

ローンの借入の影響を反映している可能性があ30

劣後債務と協同組織金融機関の行動る。上記期間の劣後ローンの借り入れによる、外国居住者が発行する外貨建証券や、他の「有トリートメント群とコントロール群のトレンド価証券」に属さない有価証券（例えば日本銀行への影響を除外するために、劣後債務の自己資出資証券や新株予約権）から構成される、有価本不算入が明らかになる直前の決算年度の劣後証券の勘定科目の名称である。本稿では、リス

ローンの情報を用いている。

クウェイトの高い有価証券投資の代理変数とし

次に、トリートメント群とコントロール群の設定について説明する。まず、コントロール群て、「株式」と「その他の証券」の二つを用いている。

は、自己資本に劣後ローンを算入していない協

subordinated variables は協同組織金融機関 i

同組織金融機関である。トリートメント群につの４の（２）で定義したトリートメント群の指

いては、自己資本に劣後ローンを算入していた標 で あ る。after は 規 制 変 更 ダ ミ ー で あ り、

協同組織金融機関である。また、自己資本に劣2015年３月末決算期以降の決算期を１とし、そ後ローンをより多く算入していた協同組織金融れ以前の期間の決算期は０をとる。

機関の行動に対する規制変更の影響を見るため

以下、貸出および有価証券投資に影響を与えに、３つのトリートメント群の指標を用いる。

うる協同組織金融機関の要因をコントロール変１つ目の指標が、自己資本に劣後ローンが算入

数（bank control）として加える。コントロー

されている場合には１をとるダミー変数である

ル変数は、山田（2024）を参考にしている。ま（以後、①算入ダミー変数）。２つ目の指標が、ず、規模効果として総資産の自然対数値（ln_リスクアセットに対する劣後ローンの比率であasset）を用いる。次に、資産ポートフォリオ

る（以後、②対リスクアセット比率）。３つ目

バランスにおける国債等の流動性の高い資産のの指標が、Tier1に対する劣後ローンの比率で保有比率が行動に与える影響を流動資産比率ある（以後、③対 Tier1比率）。２つ目の指標（liq_a）によって、協同組織金融機関の預金とと３つ目の指標は、比率が高いほど、劣後ロー

貸出のバランスを預貸比率（depo_loan）にンをより多く自己資本に算入していた協同組織

よってコントロールしている。また、株式と「そ金融機関であることを表している。なお、コンの他の証券」も、有価証券全体のポートフォリ

トロール群は、トリートメント群の３つ全てのオバランスの中で、それぞれの有価証券投資の指標に対して、０をとる。

意思決定が行われている可能性があるため、株式比率（stock_security）、「その他の証券」比（３）推計式と変数仮説の検証には以下の推計式を用いる。
risk asseti,t =β0率（others_security）をコントロールする。信
用リスクをコントロールするために不良債権の対総資産比率（bad_a）を、収益力のコントロ＋β1 subordinated variablesi

ールに ROA（roa）を、自己資本比率の水準を

× aftert +γbank controli,t−1

コントロールするために会員勘定の対総資産比＋δFEi +θFEt +εi,t率（e_a）を用いる。さらに、協同組織金融機
関が営業活動を行う地域の経済状況をコントロ

ただし、i は個別協同組織金融機関、t は決算年度を示している。

ールするために、本店の所在する都道府県別付加価値額の自然対数値（ln_gdp）を用いる。以risk asset は、総資産に対する貸出額、株式、上のコントロール変数については、同時性の問「その他の証券」の割合という３つの変数を含

題を緩和するために、全て１期ラグをとる 。

んでいる。「その他の証券」は、外国政府や会

なお、時間を通じて不変の協同組織金融機関

社等が発行する株式や債券等の有価証券および固有の影響および、マクロ経済環境の変化が被６金融構造研究第46号

31

説明変数に与える影響をコントロールするためにリスク資産を減少させていたという解釈が可に、協同組織金融機関の固定効果（FEi）と時能である。

間固定効果（FEt）を用いている。subordinat︲
ed variables と after の単独の変数の効果は、そ５．実証結果

れぞれ協同組織金融機関の固定効果と時間固定（１）基本統計量

効果に吸収されるため、推計式には含めていな

表 １ は 基 本 統 計 量 を 表 し て い る。 な お、い。なお、標準誤差は協同組織金融機関ごとに2,050の サ ン プ ル の 内、 ト リ ー ト メ ン ト 群 がクラスターされた標準誤差を推定している。

105、コントロール群が1,945である。

推計式において、最も興味のある変数はトリ

まず、被説明変数を見ると、資産に対する貸ートメント群とコントロール群を識別する変数

出の割合の平均は45.81％、株式の割合の平均と規制変更ダミーの交差項（subordinated vari︲は0.38％、「その他の証券」の割合の平均は4.46

ables×after）である。もし交差項の係数であ％である。総資産の約半分を貸出が占めているるβ1の符号が負である場合、劣後債務の自己ことから、協同組織金融機関は会員・組合員へ資本不算入の規制変更に際し、劣後ローンを自の貸出を主要業務としていることが確認でき

己資本に算入していた協同組織金融機関が、自る。株式と「その他の証券」を比較すると、「そ

己資本比率の低下に直面したため、規制変更後の他の証券」の割合の方が多く、リスクの高い

表１
Obs

Mean

Std. dev.

Min

Max

loan/asset

2,050

45.81

10.18

6.21

83.84

stock/asset

2,050

0.38

1.11

0.00

21.66

others/asset

2,050

4.46

4.48

0

34.04

subor_loan_dum

2,050

5.12

22.05

subloan_risk

2,050

0.05

0.28

0

2.97

subloan_tier1

2,050

1.00

5.35

0

47.27

ln_asset

2,050

12.41

1.08

9.07

15.46

liq_a

2,050

31.79

8.68

9.68

63.82

bad_a

2,050

3.19

2.13

0.17

21.10

roa

2,050

0.15

0.43

−12.94

3.00

e_a

2,050

5.25

2.07

1.52

19.77

depo_loan

2,050

213.4880.09

106.521168.00

stock_security

2,050

2.52

10.10

0.00

100.00others_security

2,050

16.58

15.99

0

99.77

ln_gdp

2,050

16.26

1.01

14.35

18.47

BIS

2,050

13.71

6.90

4.57

68.58

Dependent variables

Explanatory variables
Subordinated variables

Bank controls（t-1）（出所）日経 NEEDS-Financial QUEST、QFINDER F+、『全国信用組合財務諸表』（各年度）、各信用組合のディスクロージャー誌（各年度）、「県民経済計算」のデータより集計。
（注）上記の変数の内、ln_asset、ln_gdp 以外は％表示である。また、subor_loan_dum については、
ダミー変数のため最小値と最大値は空白としている。小数点がついていない「0」は、保有していない分析対象があることを示している。

32

劣後債務と協同組織金融機関の行動

有価証券への投資の中でも、外国有価証券等へである。

の投資をより行っていることが分かる。
ただし、また、トリートメント群にサンプルを絞った「その他の証券」を持たない協同組織金融機関

場合、②対リスクアセット比率と③対 Tier1比もある。

率の平均は、それぞれ1.06％と19.59％である。

次に、説明変数を見ると、自己資本比率（BIS）

Tier1の２割程度の劣後ローンが自己資本に算の平均が13.71％、標準偏差が6.90％、最小値が入されている。

4.57％、最大値が68.58％となっている 。国内（２）劣後債務に関する規制変更の影響

基準行の自己資本比率規制において最低限必要な水準が４％であることを考慮すると、協同組

表２は、貸出に対する規制変更の影響の分析

織金融機関は平均的に自己資本比率の最低限必結果を示している。１列は①算入ダミー変数

要な水準の３倍程度の自己資本比率を維持して（subor_loan_dum）を、２列は②対リスクアセ

いることが分かる。なお、トリートメント群とッ ト 比 率（subloan_risk） を、 ③ 対 Tier1比 率

コントロール群にサンプルを分けた場合、自己（subloan_Tier1）をトリートメント群の指標と資本比率の平均は前者が9.05％、後者が13.96％

して用いた分析である。以下、表２から表４ま

表２loan/asset
VARIABLES
subor_loan_dum × after

（1）

（2）

（3）

−0.003（−0.442）subloan_risk × after−0.030（−0.063）

subloan_tier1× after−0.007（−0.288）ln_asset（t-1）
liq_a（t-1）−0.054**−0.054**−0.054**（−2.201）（−2.193）（−2.199）−0.138***−0.138***−0.138***（−5.080）（−5.067）（−5.079）

0.138

0.140

0.142

（0.891）（0.897）（0.900）

0.039

0.041

0.041

（0.207）（0.219）（0.217）0.551**

0.533*

0.543*（2.032）（1.913）（1.917）−0.040***−0.040***−0.040***（−2.944）（−2.932）（−2.939）0.067**

0.067**

0.067**（2.152）（2.137）（2.143）

0.139

0.140

0.139

（0.242）（0.243）（0.241）

Observations

2,044

2,044

2,044

R-squared

0.979

0.978

0.978

Fixedeffect

Yes

Yes

Yes

Year

Yes

Yes

Yes

bad_a（t-1）
roa（t-1）e_a（t-1）
depo_loan（t-1）
ln_gdp（t-1）
Constant

Robust t-statistics in parentheses *** p<0.01, ** p<0.05, * p<0.1

金融構造研究で同じ並び順である。

第46号

33

標と規制変更ダミーの交差項は、全て統計的に

まず、表２を見ると、３つのトリートメント

有意でなかった。この結果は、表２と同様であ群の指標と規制変更ダミーの交差項の係数の符

り、劣後債務の自己資本不算入の規制変更によ号は負だが、全て統計的に有意ではなかった。

って、協同組織金融機関は株式を減少させるとこの結果は、劣後債務の自己資本不算入といういう行動をとった可能性は限りなく低いという規制変更を受け、劣後ローンを自己資本に算入ことを示唆している。

していた協同組織金融機関が、規制変更後に貸

最後に、表４の「その他の証券」を被説明変出を減少させた可能性が非常に低いことを示唆数とした分析結果を見る。１列から３列まで、している

トリートメント群の指標と規制変更ダミーの交

次に、貸出以外のリスク資産への影響を見る。

差項の係数の符号は負で、１％水準で有意であ

表３は株式に対する規制変更の影響の分析結果る。この結果は、劣後ローンを自己資本に算入を表わしている。３つのトリートメント群の指していた協同組織金融機関が、規制変更後に「そ表３stock/asset

VARIABLES（1）

subor_loan_dum × after−0.000（2）（3）（−0.022）subloan_risk × after

0.022（0.426）subloan_tier1× after

0.001（0.431）ln_asset（t-1）
liq_a（t-1）
bad_a（t-1）

0.002

0.002

0.002

（1.540）（1.555）（1.552）−0.001−0.001−0.001（−0.396）（−0.386）（−0.394）−0.023−0.023−0.023（−1.211）（−1.204）（−1.203）−0.091*−0.091*−0.091*（−1.870）（−1.865）（−1.865）−0.049−0.051−0.051（−1.196）（−1.251）（−1.239）−0.002−0.002−0.002（−1.067）（−1.065）（−1.066）

0.002

0.002

0.002

（1.086）（1.092）（1.096）−0.003−0.003−0.003（−1.238）（−1.244）（−1.247）

0.035

0.035

0.035

（0.830）（0.831）（0.835）Observations

2,044

2,044

2,044

R-squared

0.969

0.969

0.969

Fixedeffect

Yes

Yes

Yes

Year

Yes

Yes

Yes

roa（t-1）e_a（t-1）
depo_loan（t-1）
stock_security（t-1）
ln_gdp（t-1）
Constant

Robust t-statistics in parentheses *** p<0.01, ** p<0.05, * p<0.1

34

劣後債務と協同組織金融機関の行動

表４
others/asset
VARIABLES
subor_loan_dum × after

（1）

（2）

（3）

−0.011***（−2.713）subloan_risk × after−0.944***（−3.508）

subloan_tier1× after−0.044***（−2.875）ln_asset（t-1）
liq_a（t-1）
bad_a（t-1）
roa（t-1）e_a（t-1）
depo_loan（t-1）
others_security（t-1）
ln_gdp（t-1）
Constant−0.004−0.004−0.004（−0.251）（−0.265）（−0.245）−0.121***−0.122***−0.122***（−5.305）（−5.353）（−5.323）

0.048

0.061

0.066

（0.365）（0.465）（0.502）−0.103−0.098−0.098（−0.717）（−0.684）（−0.681）−0.233−0.231−0.230（−1.044）（−1.064）（−1.057）

0.014**

0.013**

0.014**（2.245）（2.234）（2.240）0.132***

0.132***

0.132***（7.143）（7.154）（7.151）−0.025−0.025−0.024（−1.143）（−1.167）（−1.149）

0.491

0.496

0.485

（1.359）（1.394）（1.365）Observations

2,044

2,044

2,044

R-squared

0.913

0.913

0.913

Fixedeffect

Yes

Yes

Yes

Year

Yes

Yes

Yes

Robust t-statistics in parentheses *** p<0.01, ** p<0.05, * p<0.1の他の証券」を減少させていたことを示唆しての減少は確認できなかった。株式については、いる。

平均的な保有割合が低いことから、元来、株式

表２から表４の結果は以下にまとめられる。
劣後債務の自己資本不算入の規制変更の影響をの保有が少なかったため、減少させなかった可能性がある。

受ける協同組織金融機関は、規制変更後に外国

また、協同組織金融機関において規制変更後有価証券などから構成される「その他の証券」の貸出への影響が確認できなかったことは、地への投資を減少させていた７。この結果に対す

域銀行を対象とした分析を行った山田（2024）

る解釈は、劣後ローンを自己資本に算入していと異なる点である。協同組織金融機関が、貸出た協同組織金融機関が、規制変更によって自己ではなく、「その他の証券」を減少させたのは、資本比率の低下に直面したために、リスクウェ

自己資本に算入していた劣後債務が地域銀行よイトが相対的に高い外国有価証券を減少させる

りも比較的少なかったこと、また、「その他のことで、自己資本比率を高めようとしたという証券」は市場で売買が容易であるため、より容ことである。一方で、規制変更後の貸出と株式易な方法で自己資本比率を高めようとしたこと

金融構造研究が一因にあろう（Hancock et al., 1995）８。

第46号

35

制変更１年前のダミー変数の交差項の係数は有意でなく、トリートメント群の指標と規制変更（３）並行トレンド仮定の検証

ダミーの交差項の係数の符号は負で統計的に有

これまでの Difference-in-Differences 推計の意である。この結果は、表４の結果と一致して分析は、並行トレンド仮定を満たしておらず、おり、分析結果が頑健であると確認できる。

コントロール群に反事実としての妥当性がない（４）信用金庫と信用組合に分けた分析

可能性がある。そのため、トリートメント群とコントロール群を識別する変数と規制変更１年

これまで、劣後債務の自己資本不算入の規制

前のダミー変数（before）の交差項（subordi︲

変更が、協同組織金融機関の行動にどのようなnated variables×before）を推計式に加えて推影響を与えたのかを検証してきた。本稿の分析定した。トリートメント群とコントロール群を対象である協同組織金融機関は、信用金庫と信識別する変数と規制変更１年前のダミー変数の用組合に分けることが可能である。信用金庫と交差項の係数が統計的に有意でない場合、並行信用組合で、採用する自己資本比率規制上の違トレンド仮定を満たしているという間接的な証

いはないが、分析対象となるサンプル数は信用９拠となる 。

金庫に大きく偏っている。そのため本節では、

表５は、被説明変数が「その他の証券」とし

協同組織金融機関を信用金庫と信用組合に分た場合の並行トレンド仮定の確認の結果を表し

け、
規制変更後の行動に与える影響を分析する。

ている。１列は①算入ダミー変数を、２列は②

なお、使用するトリートメント群の指標は、前対リスクアセット比率を、３列は③対 Tier1比

節までに用いていた変数と同様である。

率をトリートメント群の指標として用いてい分析結果は表６に一覧している。表６の上部る。３列全てで、トリートメント群の指標と規が信用金庫（A. Shinkin）、下部が信用組合（B.

表５
others/asset
VARIABLES（1）

subor_loan_dum × before−0.005（2）（3）（−0.899）
subor_loan_dum × after−0.013**（−2.149）

subloan_risk × before−0.324（−0.618）

subloan_risk × after−1.108**（−2.291）

subloan_tier1× before−0.018（−0.794）

subloan_tier1× after−0.054**（−2.302）

Observations

2,044

2,044

2,044

R-squared

0.913

0.913

0.913

Control

Yes

Yes

Yes

Fixedeffect

Yes

Yes

Yes

Year

Yes

Yes

Yes

Robust t-statistics in parentheses *** p<0.01, ** p<0.05, * p<0.1

36

劣後債務と協同組織金融機関の行動

Shinkumi）についての結果である。信用金庫

は負だが、統計的に有意な結果を確認できたのも信用組合も、左から、被説明変数を貸出、株は、被説明変数が貸出と「その他の証券」の場

式、「その他の証券」とした分析結果である。

合であった。その中で、並行トレンド仮定が成

各被説明変数に対し、１列、４列、７列は①算立しているのは、
被説明変数が「その他の証券」

入ダミー変数を、２列、５列、８列は②対リスの場合であった。これらの結果は、劣後債務のクアセット比率を、３列、６列、９列は③対自己資本不算入という規制変更を受け、劣後ロ

Tier1比率をトリートメント群の指標として用ーンを自己資本に算入していた信用金庫は、規いている。また、各被説明変数に対する、トリ

制変更後に「その他の証券」を減少させていたートメント群の指標のそれぞれの影響についことを示唆している。

て、並行トレンド仮定が成立している場合には、

次に、信用組合についての分析結果を見ると、「Parallel trend assumption」の行に「〇」を、全ての分析結果の中で、トリートメント群の指成立していない場合には「×」を記載している。

標と規制変更ダミーの交差項の係数の符号が有

まず、信用金庫についての分析結果を見てい意であったのは、
被説明変数が「その他の証券」

く。全ての分析結果の中で、トリートメント群の場合であった。しかし、並行トレンド仮定のの指標と規制変更ダミーの交差項の係数の符号成立は確認できなかった。
表６

VARIABLES
subor_loan_dum × after
subloan_risk × after

loan/asset
（2）

（1）

（3）

−0.010（−1.630）

Observations
R-squared
Parallel trend assumption
Control
FixedeffectYear−0.000（−0.427）−0.975*（−1.753）

subloan_tier1× after
1,563
0.979
〇
Yes
Yes
No

−0.051**（−2.104）
1,563
1,563
0.979
0.979
×
×
Yes
Yes
Yes
Yes
No
No

Robust t-statistics in parentheses *** p<0.01, ** p<0.05, * p<0.1

VARIABLES
subor_loan_dum × after
subloan_risk × after

（1）
0.004
（0.346）subloan_tier1× after
Observations
R-squared
Parallel trend assumption
Control
Fixedeffect
Year

481
0.977
×
Yes
Yes
No

loan/asset
（2）

0.554
（0.920）

481
0.977
×
Yes
Yes
No

A.Shinkinstock/asset
（4）
（5）
（6）

（3）

−0.041（−0.473）−0.001（−0.344）
1,563
1,563
0.980
0.980
×
×
Yes
Yes
Yes
Yes
No
No

1,563
0.980
×
Yes
Yes
No

B.Shinkumi
stock/asset
（4）
（5）
（6）
−0.000（−0.337）0.030（0.979）
481
0.977
×
Yes
Yes
No

Robust t-statistics in parentheses *** p<0.01, ** p<0.05, * p<0.1

0.015（0.299）

481
0.816
×
Yes
Yes
No

−0.000（−0.036）
481
481
0.816
0.816
×
×
Yes
Yes
Yes
Yes
No
No

（7）

others/asset（8）（9）−0.011**（−2.584）−1.077***（−2.794）−0.046**（−2.261）
1,563
1,563
0.916
0.916
〇
〇
Yes
Yes
Yes
Yes
No
No

1,563
0.916
〇
Yes
Yes
No

（7）

others/asset（8）（9）−0.008*（−1.745）−0.614**（−2.133）

481
0.945
×
Yes
Yes
No

−0.032*（−1.823）
481
481
0.945
0.945
×
×
Yes
Yes
Yes
Yes
No
No

金融構造研究

以上の結果は、劣後債務の自己資本不算入という規制変更を受け、規制変更後に「その他の

第46号

37

１-23.
三谷信彦（2015）．
「金利とリスクテイク行動－銀行・証券」を減少させていたのは、信用金庫であっ信用金庫データを用いた実証分析」『日本経済研究』たことを示唆している。信用組合において規制

No.72，21-40.

変更によるリスク資産への影響が確認できない
理由については、今後の課題としたい。

矢島格（2009）．
「自己資本比率規制における規制基準についての一考察：地銀における国際統一基準と国内基準の並存の問題点について」『農林金融』2009

６．おわりに年９月号，26-37.

本稿では、劣後債務の自己資本不算入の規制

安田行宏（2010）．
「信用金庫の貸出行動と信用保証と変更が、協同組織金融機関の行動に与える影響の関係についての実証分析」『東京経大学会誌（経について実証的に分析した。その結果、規制変営学）．』第268巻，19-35.

更の影響を受ける協同組織金融機関は、規制変

山田佳美（2024）．
「劣後債務と銀行行動：バーゼルⅢ

更後に「その他の証券」を減少させていたことの規制変更を用いた検証」『金融経済研究』Forth-を確認した。この結果に対する解釈は、劣後ロ

comingーンを自己資本に算入していた協同組織金融機

Aiyar, S., Calomiris, C. W., & Wieladek, T.（2014）.

関が、規制変更によって自己資本比率の低下にDoes macro-prudential regulation leak? Evidence

直面したために、リスクウェイトが相対的に高from a UK policy experiment. Journal of Money,

い外国有価証券を減少させることで、自己資本

Credit and Banking, Vol.46, Issue.s1, 181-214.

比率を高めようとしたということである。
本稿の分析の課題は以下のとおりである。第一に、信用金庫と信用組合における、劣後債務

Bernanke, S. B., & Lown, S. C.（1991）. The credit
crunch. Brookings papers on economic activity, Issue.2, 205-247.

の自己資本不算入の規制変更による行動の違い

Goodman-Bacon, A.（2021）. Difference-in-differences

について十分な検証ができてないことである。

with variation in treatment timing. Journal of

この理由の検証については、今後の課題とした

Econometrics, Vol.225, Issue.2, 254-277.

い。第二が、山田（2024）と本稿において、劣Hall, J. B.（1993）. How has the Basle Accord affected

後債務の自己資本不算入の規制変更による貸出

bank portfolios? Journal of The Japanese and Inter︲

行動の違いを十分に検証できていないことであnational Economies, Vol.7, Issue.4, 408-440.

る。地域銀行と協同組織金融機関における貸出

Honda, Y.（2002）. The effects of the Basel Accord on

行動の違いの検証は、理論的および実証的な研bank credit: The case of Japan. Applied Economics,

究における興味深い課題であると思われる。

Vol.34, Issue.10, 1233-1239.
Peek, J., & Rosengren, E.（1997）. The international

参考文献

transmission of financial shocks: The case of Japan.

岩木宏道・大鐘雄太（2020）．
「新しい国際金融規制が

The American Economic Review, Vol.87, Issue.4,

日本の中小企業向け銀行貸出へもたらした影響につ

495-505.

いて─リスクベース自己資本比率規制に焦点を当てて─」『金融構造研究』第42号，1-17.
小塚匡文（2022）．
「静岡県における信用金庫の出店行

注
１．各中央機関に確認したところ、劣後ローンおよび動」『摂南経済研究』第12巻，第１・２号，27-38.

優先出資の引き受けについて上記のコメントを得谷地宣亮（2014）．
「業域信用組合・職域信用組合の現た。一方、中央機関だけでなく、国による引き受状と存在意義」『日本福祉大学経済論集』第49号，

けもある程度の規模が行われていること、また中38

劣後債務と協同組織金融機関の行動

央機関自身が確認できていない協同組織金融機関の劣後ローンの借入もある可能性があるとのこと。
２．三谷（2015）は銀行と信用金庫の両方を分析対象としており、また分析では、自己資本比率規制に基づく自己資本比率を用いていない点に注意したい。
３．「信用金庫統計」（信金中央金庫

地域・中小企業研究所）、「全国信用組合主要勘定」（一般社団法人全国信用組合中央協会）のデータに基づく。
４．信用組合を対象とした議論では、地域信用組合を取り上げて論じることが多いことから、本稿でもこれにならっている（谷地 , 2014）。
５．補完的項目の「負債性資本調達手段等」には期限付優先出資が含まれるが、データの制約により「負債性資本調達手段等」を用いている。しかし、山田（2024）が調べたところ、地域銀行の場合には優先株式が負債性資本調達手段等に含まれることはほとんどなかったこと、非累積的永久優先出資
は基本的項目に含むことが可能であることから、優先出資の多くは基本的項目に含まれるように発行されると予想される。
６．厳密な同時性の推計の問題は残るが、今後の課題としたい。
７．コントロール変数の一つであるポートフォリオバ
ランスの変数を抜いて分析したが、表３と表４と同じ実証的示唆が得られた。また、トリートメン
ト群とコントロール群のサンプル数の偏りと規制変更前の自己資本比率の差を考慮するため、コントロール群の中でも、2011年度時点の自己資本比率と Tier1比率が下位50％のサンプルに絞って分析を行い、表２から表４と整合的な結果を得ている。
８．あるいは、協同組織金融機関の資金の借り手が会員・組合員であること、リスクの高い貸出先にとって貸出の引き上げは倒産に直結する可能性が高いことにより、貸出の減少による会員・組合員との関係悪化を恐れたのかもしれない。
９．ただし、並行トレンド仮定の確認については、トリートメント効果が逆になる可能性があることを
Goodman-bacon（2021）が指摘している。