海運事業者におけるダイバーシティ効果の実証研究

海運事業者におけるダイバーシティ効果の実証研究*
松本守（北九州市立大学経済学部准教授）

目次

1.はじめに
2.先行研究のレビュー
3.分析方法4.実証結果5.おわりに1.はじめに
近年、「ダイバーシティ（Diversity）」という言葉を耳にするようになって久しい。とりわけ日本においては、現在の安倍政権が「全上場企業における積極的な役員・管理職への女性登用」を要望しているのもあり、女性活用（Gender Diversity）の重要性が声高に叫ばれていることもその一因であろう。また、企業の取締役会の構成を考えるうえで、女
性だけでなく外国人の取締役（社外取締役も含む）も登用するなど、日本企業は取締役会のダイバーシティ（多様性）を重要視し始めている1。
そもそも、ダイバーシティは、多様なプロファイルを持つ人材が融合することによる効果を意味しており（佐々木（2005））、外見から識別可能なデモグラフィック・ダイバーシティ（Demographic Diversity）と実際の業務に必要な能力や経験の多様性を表すタス
ク・ダイバーシティ（Task Diversity）に分類することができる（乾・中室・枝村・小沢（2014)) ２。
従来、経営学分野では、チーム構成のダイバーシティがそのパフォーマンスにもたらす効果について、デモグラフィック・ダイバーシティとタスク・ダイバーシティの両方の視点から長らく議論されてきた（入山（2015））。一方で、経済学やファイナンス・実証会計分野（Positive Accounting）では、コーポレート・ガバナンスの観点から、経営者に対する規律付け効果（モニタリング効果）について、デモグラフィック・ダイバーシティ（性別や国籍など）の視点から議論されることが多い。
本稿の目的は、こうした学術的な動向を踏まえたうえで、海運事業者を対象に、コーポ*
1
２

本研究は山縣記念財団からの助成を受けたものである。
日本経済新聞朝刊、2014年6月12日。

なお、デモグラフィック・ダイバーシティには、性別、国籍、年齢等が該当し、タスク・ダイバーシティには、職務経験(在職年数や経歴)や教育経験(学歴や専門分野)等が該当する(乾・中室・枝村・小沢(2014））。

13

海運事業者におけるダイバーシティ効果の実証研究

レート・ガバナンスの観点から、取締役会のダイバーシティ効果を検証することである。
なお、コーポレート・ガバナンス（Corporate Governance）とは、企業への資金供給者である投資家がその投資に対するリターンを確実に得ることができるようにすることであり（Shleifer and Vishny（1997）、Denis and McConnell（2003））、そこではこれを実現するために必要な経営者に対する規律付けの仕組みが議論されている。具体的には、取締役の個人属性に関するデータを用いて（1,231director-firm-years）、デモグラフィック・ダ
イバーシティとタスク・ダイバーシティのどちらが重要であるかを、企業パフォーマンス
との関係から実証的に検証する。
本稿の分析にはいくつかの特徴がある。まず、海運事業者を対象としている点である。
この業界は、2015年に経営破綻した第一中央汽船にも見られるように、変動の激しい海運
市況、負債比率の高さ、ハイリスクな設備投資などによって特徴付けられる。これらの特徴は海運業における負債のエージェンシーコストが高いことを示唆しており、海運業におけるコーポレート・ガバナンスの重要性は高いと思われる3。
また、本稿では取締役会のダイバーシティをコーポレート・ガバナンスの観点からとらえている点である。経営学分野における先行研究の多くは、チームとしての取締役会のダイバーシティ（横の関係）に着目してきたが、本稿では経営者－取締役メンバー間のダイ
バーシティ（縦の関係）に着目しており、取締役会のダイバーシティが経営者に対する規律付け効果を有するかどうかを検証している（佐藤（2004））。
本稿の主要な発見は次の通りである。第1に、年齢に基づくダイバーシティが企業パ
フォーマンス（ROA）に有意に正の影響を及ぼしている一方で、在職年数に基づくダイ
バーシティは企業パフォーマンス（ROA）に有意に負の影響を及ぼしていることが明らかとなった。第2に、女性取締役の存在（有無）が企業パフォーマンス（Tobin’s QおよびROA）に有意に正の影響を及ぼしていることが明らかとなった。これらの実証結果は、先行研究で示唆されている結果と異なっており、少なくとも日本の海運事業者においては、タスク・ダイバーシティではなく、デモグラフィック・ダイバーシティが重要である
ことを示唆している。
本稿の構成は次の通りである。まず2節では各分野における先行研究を簡潔にレビューする。3節では分析方法について説明する。4節では実証分析を行い、結果の解釈を行う。
5節では結論を述べ、今後の課題を検討する。

2.先行研究のレビュー
組織（取締役会など）のダイバーシティとそのパフォーマンスの関係については、とりわけ経営学分野で長らく分析されてきた（乾・中室・枝村・小沢（2014))４。具体的には、
３

４

14

 本・後藤(2015)は、海運事業者のコーポレート・ガバナンスに関する先行研究をサーベイした松
うえで、日本の海運事業者を対象に、各種のコーポレート・ガバナンス・メカニズムと企業パフォー
マンスの関係を実証的に分析している。そこでは、経営者持株比率や社外取締役持株比率といった株主構成が企業パフォーマンスに有意に正の影響を及ぼしていることを見出しており、海運業においてもコーポレート・ガバナンスが重要であることを指摘している。
経営学分野では、Hambrick and Mason(1984)の研究以降、取締役会などの経営上層部を指して「トップマネジメントチーム(Top Management Team:TMT)と呼び、多くの研究がそれを分析の対象としてきた。また、経営学分野では「ダイバーシティ (多様性)」と「異質性(Heterogeneity）」
をほぼ同義のものとして使用されることがある(中内(2005））。

海運事業者におけるダイバーシティ効果の実証研究

組織のダイバーシティを外見から識別可能なデモグラフィック・ダイバーシティと実際の業務に必要な能力や経験の多様性を表すタスク・ダイバーシティの視点からとらえて分析されてきた（乾・中室・枝村・小沢（2014））。そこでは、デモグラフィック・ダイバーシティよりもタスク・ダイバーシティが重要であることが指摘されている（Horwitz andHorwitz（2007）、Joshi and Roh（2009））。
ただし、経営学分野における先行研究の多くは経営者や取締役といった組織（チーム）の構成員を区別せずに（組織の構成員を全て同一視して）、組織を単なるチームとして想定した分析を行っており、それらの特殊性を無視してきたと言える（佐藤（2004））。
つまり、従来のダイバーシティに関する研究では組織のメンバー間の「横の関係」に着目してきたのである（佐藤（2004))5。一方、経営者－取締役メンバー間の「縦の関係」に着目する研究も存在する。この経営者－取締役メンバー間のダイバーシティは、経営者に対する規律付け効果に影響を及ぼすと考えられるため６、このアプローチはダイバーシティをコー
ポレート・ガバナンスの観点からとらえることを可能にすると思われる（佐藤（2007））。
他方で、近年では経済学やファイナンス・実証会計分野でも、コーポレート・ガバナンスの観点から、組織（取締役会）のダイバーシティとそのパフォーマンスの関係が分析されるようになってきた。ただ、これらの分野では、経営学分野と異なり、とりわけデモグ
ラフィック・ダイバーシティの視点（性別と国籍）からの分析が多いことが指摘できる。
また、この分野では取締役会が企業で最も重要な意思決定を下す場であることから（例えば、証券発行、M&A、経営者の更迭）、取締役会のダイバーシティ（Board Diversity）に焦点が当てられているのも特徴である（Ferreira（2010））。
ではどのような理論的背景があるのだろうか。経済理論的には、各経済主体間の契約関係を分析する道具である、エージェンシー理論の観点から、取締役会のダイバーシティと企業パフォーマンスの関係が論じられることが多い（Ferreira（2010））。一般に、当該企業と利害関係のない社外取締役は、株主の利害に沿って、経営者を実効的にモニタリング
することができると考えられている（Fama（1980）、
Fama and Jensen（1983））。ここで、伝統的なバックグラウンドを持つ人材（社外取締役）と比べて、多様な性差、民族性、文化を持つ人材（社外取締役）は、伝統的なバックグラウンドを持つ人材（社外取締役）とは異なる考えを持つため、取締役会の独立性をより向上させうる「完全なる外部者」となり、このような人材が経営者を実効的にモニタリングし、エージェンシーコストを低下させることが予想される（Carter et al.（2003）、海老原（2012））。
Carter et al.（2003）は、米国企業を対象に、女性取締役比率およびマイノリティ比率５６ のような研究としてKim and Lim(2007)がある。Kim and Lim(2007)はダイバーシティの変こ数として、社外取締役の専門分野(academic major：経済学・経営学・法学など）、社外取締役の経歴(前職：政府機関・金融機関・会計士・大学教員・弁護士など）、社外取締役の年齢を取り上げ、
Herfindahl-Hirschman Indexによる取締役会のダイバーシティの程度と企業パフォーマンス(Tobin’sQ)の関係を分析している。具体的には、韓国証券取引所とKOSDAQに上場している韓国企業を対象に、社外取締役の専門分野のダイバーシティとその年齢構成のダイバーシティが企業パフォーマ
ンスに有意に正の影響を及ぼしていること、社外取締役の経歴の中でも政府機関が企業パフォーマ
ンスに有意に正の影響を及ぼしているものの、会計士が企業パフォーマンスに有意に負の影響を及ぼしていることを見出している。また日本企業を対象とした研究として中内(2005)がある。
Williams and O’Reilly(1998)は同質的な(ダイバーシティの程度が低い)グループは協力的で感情的な衝突が起こることが少ないと述べている。経営者と取締役メンバー間のダイバーシティの程度が高い場合(例えば、年齢に着目すると、経営者と取締役メンバーとの年齢差が大きい場合）、経営者に対して批判的な意見がもたらされやすくなるという意味で、経営者と取締役メンバー間のダイバーシティが経営者に対する規律付けとして機能することが考えられる(佐藤(2007））。 15

海運事業者におけるダイバーシティ効果の実証研究（取締役数に占めるアフリカ系アメリカ人・アジア人・ラテンアメリカ人の割合）と企業
パフォーマンス（Tobin’s Q）の関係を分析している。そこでは、内生性の問題への対応として、2段階最小二乗法による推定を行い、女性取締役比率およびマイノリティ比率いずれも企業パフォーマンスに有意に正の影響を及ぼしていることが報告されている。
一方、Adams and Ferreira（2009）は、米国企業を対象に、女性取締役比率と企業パフォー
マンス（Tobin’ s Q・ROA）の関係を分析している。具体的には、通常の最小二乗法および固定効果モデルによる結果では両者に有意に正の関係があるものの（10%水準で有意）、内生性を考慮した固定効果をもつ2段階最小二乗法およびArellano and Bond法による推計結果では両者に有意に負の関係がある（5～10%水準で有意）ことを見出している。これらの結果から、Adams and Ferreira（2009）は女性取締役比率と企業パフォーマンス
の関係はcomplexであり、先行研究で示唆されている正の関係が両者にあるとは言えないと結論付けている。
取締役会のダイバーシティとは異なるが、日本企業を対象に女性の活用状況と業績パ
フォーマンスの関係を分析した研究として、山本（2014）がある７。山本（2014）は2003
年から2011年までの上場企業約1,000社のパネルデータを用いて、女性活用と業績パフォー
マンスの関係を分析している。具体的には、正社員女性比率・管理職女性比率とROAの関係をパネル分析している。そこでは、正社員女性比率が高い企業ほどROAが有意に高
いこと、特に正社員女性比率が30～40%の企業でROAが顕著に高くなっていることを見出している。また、管理職女性比率とROAには有意な関係は観察されなかったものの、女性が働きやすい環境を整備している企業では（中途採用の多い企業、新卒女性の定着率が高い企業）、両者に有意な関係が見られることを報告している。

3.分析方法
本節では、実証モデルについて説明し、分析に用いる変数の定義を行う。次に、データとサンプルについて説明する。
3．1

変数の定義

本稿の目的は、海運事業者を対象にして、コーポレート・ガバナンスの観点から、取締役会のダイバーシティが企業パフォーマンスに影響を及ぼしているかどうかを実証的に分析することである。本稿では、企業パフォーマンスに影響を与える観察不可能な企業固有
要因やその他の要因をコントロールしたうえで、取締役会のダイバーシティ効果が存在するかどうかを検証する。具体的には、先行研究に倣って（Adams and Ferreira（2009）
や山本（2014）など）、以下の回帰モデルをパネル推計する。
FirmPerformancei,t=f(Diversityi,t ―1 ,Mowni,t ―1 ,Outsideri,t ―1 ,LnBdsizei,t ―1 ,LnAssetsi,t ―1 ,Leveri,t ―1 ,LnFirmagei,t ―1 ,D_Year)
本稿の分析で最も重要となるのは、取締役会のダイバーシティの程度を表す指標（Diversity）である。本稿では佐藤（2004）に倣って、経営者に焦点を当てたダイバーシティの程度を表す指標を用いて分析を行う。具体的には、ある属性値（現職の在職年数、
年齢）
７

 の他、実証会計分野の研究としてGul et al.(2011)がある。Gul et al.(2011)は、米国企業をそ対象に、取締役会のダイバーシティ（女性取締役数・女性取締役割合）と株価のinformativeness（idiosyncratic volatility）の関係を分析し、女性取締役数や女性取締役割合が大きい企業ほど株価のinformativenessが改善することを報告している。また、日本企業を対象に取締役会のダイバーシ
16 ティと利益の質(earnings quality)の関係を分析した研究として海老原(2012)がある。

海運事業者におけるダイバーシティ効果の実証研究に関して、経営者に対してその他の取締役がどの程度距離が離れているかをグループ全体
で表している指標を作成し（佐藤（2008））、それと企業パフォーマンスの関係を分析することで、取締役会のダイバーシティ効果（経営者に対する規律付け効果）を検証する。経
営者－取締役メンバー間のダイバーシティの程度を表すTDは、経営者以外の取締役人数
をn、経営者の属性値tとすると、以下のように表される。

=

1∑( − )

2=1

こ の よ う に し て 計 算 さ れ たTDは、 そ の 値 が 大 き い ほ ど（ 経 営 者 と そ の 他 の 取 締役間に距離があるほど）、取締役会のダイバーシティの程度が高いと解釈される。なお、本稿ではデータの制約から、在職年数に基づくダイバーシティの程度を表す指標（TD_Tenure）と年齢に基づくダイバーシティの程度を表す指標（TD_Age）に着目する。
本稿ではまた、取締役会のダイバーシティを表す変数として、女性取締役ダミー（D_Female）も採用している。すなわち、取締役会に女性取締役（社外取締役も含む）
が存在すれば1、存在しなければ0となるダミー変数である。
本稿では、先行研究に倣って、企業パフォーマンスに影響を及ぼすことが示唆されているコントロール変数として、経営者持株比率（Mown）、社外取締役比率（Outsider）、取締役人数（LnBdsize）、
企業規模（LnAssets）、
負債比率（Leverage）、
営業年数（LnFirmage）、
年度ダミー（D_Year）を採用している。
企業パフォーマンス（FirmPerformance）を表す変数については、株式市場ベースのパフォーマンス指標と会計情報ベースのパフォーマンス指標が用いられるのが一般的である。そこで本稿ではTobin’s QとROAを採用している。なお、内生性の問題を考慮して、全ての説明変数は1期ラグを取っている。表1には各変数の定義がまとめられている。
表1
変数名
TD_Tenure
TD_AgeD_FemaleMown
OutsiderBdsizeAsset
Lever
FirmageTobin's Q
ROA

3．2

変数の定義

定義
在職年数に基づいた経営者－取締役メンバー間の距離
年齢に基づいた経営者－取締役メンバー間の距離
女性取締役が存在すれば1，そうでなければ0となるダミー変数
経営者持株比率：経営者持株数/発行済株式数
社外取締役比率：社外取締役人数/取締役人数
取締役人数
総資産
負債比率：負債総額/総資産
営業年数(株式時価総額＋負債総額)/総資産
総資産事業利益率：（経常利益＋支払利息割引料）/総資産

データとサンプル

本稿では、2006年度から2014年度までの9年間における、海運業に属する上場企業16社『役員四季報』の（143firm-years）を分析対象とする８。本稿の分析で用いるデータは、
８

 ンプルとした16社は以下の通り（（ ）は証券コード）。日本郵船(9101）、商船三井(9104）、川サ
崎汽船(9107）、NSユナイテッド海運(9110）、乾汽船(9113）、明治海運(9115）、飯野海運(9119）、
玉井商船(9127）、共栄タンカー (9130）、第一中央汽船(9132）、東栄リーファーライン(9133）、
栗林商船(9171）、
東海汽船(9173）、
佐渡汽船(9176）、
川崎近海汽船(9179）、
新和内航海運(9180）。

17海運事業者におけるダイバーシティ効果の実証研究

各年版（2007年版から2015年版）、日経NEEDS Financial Quest および「日経NEEDS株式
日次収益率データ」から入手した。
『役員四季報』には、主に当該企業の取締役会の特性に関する情報（取締役数、社外取締役数、取締役在職期間、取締役の生年月日、経営者持株比率）が収録されている（1,231director-firm-years）。企業特性に関する情報（負債総額、総資産、経常利益など）については、日経NEEDS Financial Questから入手した。表2にはサンプル企業の記述統計が示されている。負債比率（Lever）は平均値で57.246%（中央値で60.437%）であり、負債資本調達に依存していることが指摘できる。また営業年数（Firmage）は平均値で82.263年であり、成熟した企業が多いことが指摘できる。

TD_Tenure
TD_AgeD_FemaleMown(%)
Outsider(%)
Bdsize(人)Asset(百万円)
Lever(%)
Firmage(年)Tobin's Q
ROA(%)

平均値
4.142
6.989
0.112
0.319
11.6598.573
208512.500
57.24682.263
1.144
6.360

表2

記述統計

中央値
2.452
5.848
0
0.068
0
8
21604
60.437
87
1.054
4.837

標準偏差
4.056
3.919
0.316
0.521
13.9052.684
397184.600
19.10427.218
0.420
9.430

最小値
0.272
1.981
0
0
0
4
4018
7.716
40
0.576
-24.877

最大値
19.77318.6721
2.189
42.857161655372102.740130
3.858
42.908

N
143
143
143
143
143
143
143
143
143
143
143

（注）各変数の定義については表1を参照。

４．実証結果
結果は表3と表4にまとめられている。それぞれ、全てのデータをプールしてOLS推定
したプーリング回帰モデル（モデル（1））
、固定効果モデル（モデル（2））
、変量効果モデル（モデル（3））による推定結果が掲載されている。表3では株式市場ベースのパフォー
マンス指標であるTobin’ s Qが被説明変数であり、表4では会計情報ベースのパフォーマン
ス指標であるROAが被説明変数である。
ま ず、 表3に つ い て み る と、 在 職 年 数 に 基 づ く ダ イ バ ー シ テ ィ の 程 度 を 表 す
TD_Tenureと年齢に基づくダイバーシティの程度を表すTD_Ageのいずれの係数も、固定効果モデルおよび変量効果モデルを問わず、有意にゼロと異なっていない（モデル（2）、（3））。表3にはハウスマン検定の結果を報告しているが、固定効果モデルが支持されることになる。これらの結果から、在職年数および年齢のいずれのダイバーシティに
おいても経営者に対する規律付け効果は観察されない。他方で、女性取締役ダミー（D_Female）についてみると、固定効果モデルおよび変量効果モデルのいずれにおいても、その係数は正であり、1%水準で有意にゼロと異なっている（モデル（2）
、
（3）
）
。この結
果は上記の結果と異なり、女性取締役には経営者に対する規律付け効果（モニタリング効果）があることを示唆している。
続いて、表4についてみると、表3の結果とは大きく異なることが分かる。表4では、在職年数に基づくダイバーシティの程度を表すTD_Tenureと年齢に基づくダイバーシ

18

海運事業者におけるダイバーシティ効果の実証研究

表3
被説明変数
モデル
推定方法
TD_Tenure
TD_AgeD_FemaleMown
Outsider
LnBdsize
LnAssetLever
LnFirmageConstant
D_YearN

withinR-s quare d be twe e noverall

推定結果（Tobin’ s Q）

Tobin's Q(1)
Pooled OLS-0.018(-0.72)0.020(0.91)
0.131(1.27)
19.789(1.87)
0.061(0.24)-0.053(-0.43)0.019(0.79)
0.024(0.14)
0.206(1.57)
1.767(1.15)
Yes
143

*

0.405
F test(p-value)
Breush and Pagan test(p-value)
Hausman test(p-value)

Tobin's Q(2)
Fixed effects-0.001(-0.09)0.003(0.41)
0.198(3.49)
3.408(0.37)
0.274(0.60)
0.133(1.37)-0.972(-3.12)0.417(0.62)
3.715(1.48)-5.434(-0.53)Yes
143
0 .6 4 30 .0 0 6
0.024
0.000
0.000
0.026

Tobin's Q(3)Random effects-0.021(-1.06)0.016(1.16)
***
0.278
***
(2.64)
18.421*(1.93)-0.383(-2.15)0.171(1.24)***-0.059(-1.39)-0.055(-0.24)0.347(1.33)-0.245(-0.25)Yes
143
0 .5 100 .0 720.359（注）***：1%水準で有意、**：5%水準で有意、*：10%水準で有意。
（ ）はt値をレポートしている。なお、t値はrobust standard errorを用いて計算されている。

表4
被説明変数
モデル
推定方法
TD_Tenure
TD_AgeD_FemaleMown
Outsider
LnBdsize
LnAssetLever
LnFirmageConstant
D_YearN
R-s quare dwithinbe twe e noverall

推定結果（ROA）

ROA(1)
Pooled OLS-0.010(-3.18)0.008(2.90)
0.058(2.95)
2.080(1.22)-0.133(-2.38)0.034(1.13)-0.020(-2.92)-0.159(-3.15)0.056(1.87)
0.034(0.33)
Yes
143

***
***
***

**

***
***
*

0.466
F test(p-value)
Breush and Pagan test(p-value)
Hausman test(p-value)

ROA(2)
Fixed effects-0.013(-2.30)0.009(2.41)
0.055(2.96)
2.922(0.99)-0.092(-0.98)0.043(0.56)-0.147(-4.15)-0.028(-0.15)-0.829(-1.02)
5.199(1.47)
Yes
143
0 .5 2 80 .0 5 0
0.032
0.006
0.391
0.002

ROA
(3)
Random effects**-0.011**(-2.02)**0.008**(2.23)**
0.060***(2.76)
2.343(1.08)-0.137**(-2.47)0.041(1.06)***-0.021***(-3.48)-0.154**(-2.08)0.056*(1.74)
0.029(0.22)
Yes
143
0 .4 4 5
0 .6 2 7
0.466（注）***：1%水準で有意、**：5%水準で有意、*：10%水準で有意。
（ ）はt値をレポートしている。なお、t値はrobust standard errorを用いて計算されている。

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海運事業者におけるダイバーシティ効果の実証研究

ティの程度を表すTD_Ageのいずれの係数も、固定効果モデルおよび変量効果モデルを問わず、有意にゼロと異なっている（モデル（2）、（3）ともに5%水準で有意）。表4にはハウスマン検定の結果を報告しているが、固定効果モデルが支持されることになる。
TD_Tenureについてみると、その係数は有意に負である。この結果は、在職年数に基づく経営者－取締役メンバー間のダイバーシティが業績パフォーマンスに対して負の効果があることを示唆している。つまり、取締役会メンバーの在職年数の違いが経営者に対する規律付けとして機能しているとは言えない。タスク・ダイバーシティの1つである在職年数のダイバーシティは、取締役会のメンバー間で何らかのコンフリクトを生み出している可能性がある。
一方、TD_Ageについてみると、その係数は有意に正である。この結果は、在職年数に基づくダイバーシティと異なり、年齢に基づく経営者－取締役メンバー間のダイバーシ
ティが業績パフォーマンスに対して正の効果があることを示唆している。つまり、この結
果は、取締役会メンバーの年齢の違いが経営者に対する規律付けとして機能しているというストーリーと整合的である。したがって、デモグラフィック・ダイバーシティの1つである年齢のダイバーシティは経営者に対する規律付け効果を有する可能性がある。また、
女性取締役ダミー（D_Female）についてみると、固定効果モデルおよび変量効果モデルのいずれにおいても、その係数は正であり、5%水準で有意にゼロと異なっている（モデル（2））。この結果は先の結果と同様に、女性取締役には経営者に対する規律付け効果（モニタリング効果）があることを示唆している。
以上の結果から、大きく2点が指摘できる。第1に、経営学分野の先行研究ではメタア
ナリシスによってタスク・ダイバーシティをより重要なものと認識してきたが、本稿の結果は対照的である。本稿では取締役会における年齢のダイバーシティとジェンダー・ダイ
バーシティは企業パフォーマンスに有意に正の影響を及ぼしている一方で、取締役会における在職年数のダイバーシティは有意に負の影響を及ぼしていることを見出している。つまり、本稿の実証結果は、タスク・ダイバーシティではなくデモグラフィック・ダイバーシティが重要であることを示唆している。
第2に、株式市場ベースのパフォーマンス指標（Tobin’ s Q）だけでなく、会計情報ベースのパフォーマンス指標（ROA）にも有意に正の影響を及ぼしていたジェンダー・ダイ
バーシティとは異なり、取締役会における在職年数や年齢のダイバーシティは会計情報
ベースのパフォーマンス指標には有意な影響を及ぼしているものの、株式市場ベースのパフォーマンス指標には有意な影響を及ぼしていない。つまり、在職年数や年齢に基づくダ
イバーシティ効果が株式市場には認識されていない可能性がある。近年、性別や国籍に基づくダイバーシティはメディア等でも取り上げられるが、本稿で取り上げた在職年数や年齢に基づくダイバーシティに関しては株式市場では十分に認識されていないように思われる。

5.おわりに
本稿では、日本の海運事業者を対象にして、コーポレート・ガバナンスの観点から、取締役会のダイバーシティが企業パフォーマンスに影響を及ぼしているかどうかを実証的に

20

海運事業者におけるダイバーシティ効果の実証研究分析した。具体的には、本稿では、2006年度から2014年度までの9年間における、海運業に属する上場企業16社（143firm-years）を分析対象として、取締役の個人属性に関するデー
タをハンドコレクトによって収集し（1,231director-firm-years）、タスク・ダイバーシティとデモグラフィック・ダイバーシティのいずれが重要であるかを分析した。
本稿の発見は次の通りである。
第1に、在職年数および年齢に基づく取締役会のダイバー
シティは株式市場ベースのパフォーマンス指標であるTobin’ s Qには有意な影響を及ぼしていないことが明らかとなった。第2に、年齢に基づく取締役会のダイバーシティ（デモグラフィック・ダイバーシティ）は会計情報ベースのパフォーマンス指標であるROAに有意に正の影響を及ぼしている一方で、在職年数に基づくダイバーシティ（タスクダイバーシティ）はROAに有意に負の影響を及ぼしていることが明らかとなった。第3に、女性取締役の存在（有無）が企業パフォーマンス（Tobin’ s QおよびROA）に有意に正の影響を及ぼしていることが明らかとなった。
これらの結果は、
先行研究の結果とは異なり、少なくとも日本の海運事業者においては、
タスク・ダイバーシティではなく、デモグラフィック・ダイバーシティが重要であることを示唆している。したがって、海運事業者は女性取締役の採用や外国人取締役の採用だけ
でなく、取締役会メンバーの年齢構成を工夫することで、企業パフォーマンスを向上させることができる可能性がある。
また、ジェンダー・ダイバーシティ（女性取締役の有無）とは異なり、取締役会における在職年数や年齢のダイバーシティが、会計情報ベースのパフォーマンス指標（業績パフォーマンス）には有意な影響を及ぼしているものの、株式市場ベースのパフォーマンス
指標には有意な影響を及ぼしていないという実証結果は、株式市場がこれらのダイバーシ
ティ効果を十分に認識していない可能性があることを示唆している。近年では、性別や国籍に基づくダイバーシティについては、メディア等で取り上げられる頻度が多いが、在職年数や年齢に基づくダイバーシティについては、株式市場では十分に認識されていないよ
うに思われる。したがって、海運事業者はこうした情報を含めて、コーポレート・ガバナ
ンスやCSR（企業の社会的責任）に関する情報開示（ディスクロージャー）を積極的に行っていくことで、企業パフォーマンスを向上させることができる可能性がある。
ただし、本稿の分析にはいくつかの課題が残されている。第1に、デモグラフィック・
ダイバーシティの重要性が示唆されている本稿の実証結果は、タスク・ダイバーシティの重要性を主張する先行研究と異なっているが、それがどのような要因に起因するのかまでは分析されていない。本稿では海運事業者のみを分析対象としているが、業種によって取締役会のダイバーシティの特性は異なることが予想されるため（海老原（2012））、今後は他業種にも分析対象を拡張し、再検証する必要があろう。
第2に、本稿では内生性の問題に対応するために固定効果モデルによる推計を試みたものの、取締役会のダイバーシティが企業パフォーマンスに影響を及ぼしているのか、あるいは、企業パフォーマンスが良好な企業が意図して取締役会のダイバーシティを高めているのか、という逆の因果関係（同時性の問題）について十分な対応ができてはいない。今後は操作変数を用いたGMM推計などを行い、両者の関係を再検証する必要もあろう。

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