『証券経済学会年報』第 49 号別冊
第 81 回春季全国大会
学会報告論文「地域銀行の執行役員の導入要因」

「地域銀行の執行役員の導入要因」

森祐司

九州共立大学経済学部
１．はじめにわが国の企業統治は、社外取締役の選任など、改革が進んできたが、さらに金融庁と東京証券取引所が作る企

資家株主の比率）を利用したが、本稿では外国人投資家
株主比率を外部ガバナンスの代理変数として利用したことである。

業統治の新指針の中では、「複数の社外取締役を確保すること」を盛り込むことが伝えられ、さらに企業統治改革が進むと見られている。このような改革の波は、わが国の金融機関についても当然及び、上場銀行を中心に対応が迫られてきている。さらに、1990 年代末からの金融制
度改革によって、銀行破綻を容認する金融監督体制に移

2．銀行のガバナンスについての先行研究
わが国のコーポレート・ガバナンスの研究の代表的な例としては、宮島・小川[2012]や齋藤[2011]などがあげられる。これら研究は、幅広い業種で多くの企業を対象にしているにも関わらず、銀行や電力会社といった規制

行する一方、規制緩和による経営の自由度の増加によって、銀行経営者の経営の良し悪しが企業としての帰趨を左右するようになってきたことから、企業統治改革をいかに企業としての存続可能性に生かせるのかということも、課題となってきている。
本稿では、地域銀行（地方銀行および第二地銀）の企産業は対象から除外されている。規制が強いために、ガバナンスが働く余地がないために、分析対象外とされているように見受けられる。ガバナンス分析において銀行は特別なのであろうか？
Macey and O'Hara [2003]は、銀行は預金という負債が銀行業として成立することのほかに社会的に影響を与え

業統治を分析するが、内部ガバナンス、特に執行役員制
度を対象に考察する。具体的には、執行役員の導入とその規模の決定要因について検証する。地域銀行を都市銀
行や信託銀行等（以下、都市銀行等と略す）と区別して分析するのは、同じ銀行とは言っても、①経営規模の顕著な相違、②歴史的経緯から国内の一部地域を中心とするために非常に役割が大きく、事実上、銀行経営者は株
主から預金者にまで、受託者責任の枠を広げているという。また、銀行の流動性供給は社会的にも重要であり、一般企業とはガバナンスの働きが異なるのは当然であるという。
Adams and Mehran[2003]も、ガバナンス構造は産業特殊る地域銀行と、全国のほか国際的にも活動する都市銀行
等では経営展開に大きな相違があること、③投資銀行業
務や証券業務等を含め、持株会社形態で総合的に金融業として展開する都市銀行等と、地域の預貸業務を中心とする地域銀行では業務展開方法（ビジネスモデル）にも顕著な相違があることから、区別せずに分析することに的だという議論を支持し、銀行のガバナンスを非金融業と区別することを指摘している。両者が異なる理由として、①預金者、投資家、監督者が銀行の業績に直接的に関心を持ち、これら利害関係者の行動が金融機関のガバ
ナンスを複雑化させている、②銀行持株会社の役員が、ガバナンスにおいて重要な役割を果たすが、銀行子会社は問題があると考えられるからである。
尚、本稿の元となる分析は、証券経済学会第 81 回春季
全国大会で発表したものである。しかし、同分析は森[2014a]で発表・掲載済である。このため、報告論文である本稿は森[2014a]と一部で重なるが、分析手法を一部変更した。平均値の差の検定を導入したこと、また後で詳の経営構造やその経営方法によっても影響を受ける、といったことを指摘している。
以上のように、銀行はその果たす役割によって事業会
社と異なり、規制も強く受けるために、ガバナンスの働き方も事業会社とは確かに異なるといってよかろう。しかし、規制があることで、取締役会のガバナンスそのも細を述べるが、森[2014a]では外部ガバナンスからの影響をみるために、機関投資家株主比率（信託口と外国人投のが機能せず、分析する意味もないのではなく、その産業特殊性を踏まえた分析が必要だということではなかろ1-3-1

『証券経済学会年報』第 49 号別冊

うか。
Adams and Mehran[2008]は、34 年間という長期の銀行個別データを用いて、取締役会のガバナンスと企業パフォ

続き、地域銀行の執行役員の導入要因に焦点を当てて検証する。

ーマンスの関係を分析し、取締役会の独立性はパフォー
マンスと関係しないこと、取締役会の規模はパフォーマ
ンスと正の相関があることを検出した。また、Andres andVallelado [2008]は、国際的な商業銀行のデータを用いて、銀行のパフォーマンスと取締役会規模の間で非線形（U 字型）の関係があるほか、取締役がある程度独立して

3．地域銀行の執行役員導入(1) 日本型取締役会の特徴と執行役員制度
執行役員制度が普及する以前のいわゆる従来型の日本企業の取締役会の特徴は、そのまま地域銀行の取締役会にも見られた。それらの特徴については、深尾・森田[1997]、青木[2002]などで検討されているが、以下のよ

いればモニタリングとアドバイスが機能して、パフォー
マンスに正の寄与をすることを検出している。Cornett,
McNutt, and Tehranian[2009]は、米国の大銀行の CEO の利益連動型報酬、取締役会の独立性は利益と相関が高い
ことを見出している。
わが国の銀行のコーポレート・ガバナンス、特に株主構うに整理されよう。最大の特徴は「経営（監督）と執行の一致（未分離）」であり、取締役の規模（人数）が（欧米に比して）大きいということであった。また取締役会の構成として、外部者の比率が少なく内部昇進者が多数を占めていることもあげられる。ただし、地域銀行の特徴として、財務省（旧大蔵省）や日本銀行からの「天下成や外部の利害関係者との関係について分析する外部ガバナンスについては、銀行の株主構造や預金市場からの圧力などが銀行に与える影響についての分析がある（花崎・小黒[2003]、植村[2007]、細野[2002]、拙稿[2014a,b]）。
他方、銀行の内部ガバナンスを対象とする分析は、①取締役会規模の決定要因・構成、②取締役の出身属性（都り」も存在し、経営陣のトップである頭取や会長の地位を占めるケースも少なくない。取締役会内部には会長・頭取（社長）
・副頭取（副社長）
・専務・常務・取締役といった階層が存在し、取締役は同列的な地位ではなく上下関係がある。通常、社長（頭取）に人事権があり、各取締役には部門別に担当を割り当てているケースも多く、銀出身あるいは監督当局からのいわゆる「天下り」など）の相違による銀行の経営パフォーマンスへの影響といった角度からの分析がある。①については家森・冨村[2008]
等による一連の研究があり、彼らは銀行のみならず信用金庫も分析対象とし、取締役会や理事会規模の決定要
因・構成等について分析している（冨村[2009]、家森・取締役は取締役の中での昇進を目指して取締役間での競争がある。部門を担当する取締役はしばしば、本部長や部長などラインのトップを兼任するケースも多く、部門・組織のトップとしての執行責任者としての役割のほ
かに、各部門の監督の役割も同時に求められていることもよく見られた。これらの特徴は、日本企業の制度的特

冨村・播磨谷[2008]、家森・冨村[2008]）。②についてはHoriuchi and Shimizu[2001] 、清水・堀内[2000]のほか、
粕谷・武田[2000]、冨山[2001]、矢島[2008]などがあげられる。また、近年の研究では、金融機関と非金融機関のガバナンスを比較し、内部ガバナンスと銀行業績の関係を分析した原・胥[2011]や Sakawa and Watanabe[2011]性である長期雇用・昇進を通じた競争と補完的であり、従業員は取締役に昇進することを長期的なインセンティ
ブとして企業への貢献を図ってきた。しかし、そのような仕組みも日本の企業の成長性が低下する中で問題点も目立つようになってきた。第一に、昇進のためのポストを提供するために取締役会が肥大化し、実質的な意思決がある。また、野方・内田[2011]は銀行を規制産業の一つとして位置づけ、規制と内部ガバナンスとの関係について分析している。
執行役員制度は、1999 年度にソニーがわが国企業として初めて導入して以降、急速に広まった。この執行役員制度の導入要因について、事業会社を対象とする分析で定機能を果たすことができなくなったことである1)。また、各取締役が部門を担当・代表するために、自部門の利益を優先しがちとなり、全社的な視点に立った意思決定ができなくなった。また、取締役会のトップである社長や会長に実質的な人事権があるために、トップに対する牽制機能を取締役会が果たせないという点も指摘される。

は、青木[2002]や久保[2009]が挙げられる。しかし、金融機関の執行役員についての研究は、家森・冨村・播磨谷[2008]で一部の分析が見られ、野方・内田[2011]も一部で分析しているが、地域銀行のみを対象とした分析はあまり見られない。このため、本稿は拙稿[2013]に引き尚、これらの特徴や問題点は、地域銀行にもそのまま当てはまる内容だと見られる。
1990 年代後半から経営パフォーマンスの低下が顕著になり、日本企業は従来型の取締役会の運営の弊害をなくすための改革を行うようになった。執行役員制度は経営

1-3-2

『証券経済学会年報』第 49 号別冊の決定・監督機能と業務執行機能を分離して取締役会の活性化を図るため、社外取締役制度は取締役会への監督
機能強化のために、導入されるようになった2)。このよう

年度は平均値で 10.49 人、2010 年度は 11.09 人と微増している。尚、分布としては最大 32 名の銀行もあるが、大体 8-14 人程度の銀行が比較的多いのが分かる。

な取締役会の改革の動きは地域銀行においても事業会社と同様に広がっていった。次節では、この点について、地域銀行の執行役員制度の状況を俯瞰しよう。
(2) 地域銀行の取締役会と執行役員の状況
先ずは地域銀行の取締役会の規模等の状況から確認す

執行役員制度導入の目的は、多くの地域銀行で、監督と執行機能を分離することで、意思決定の迅速化、執行機能の強化を目的としたと説明する場合が多いようである（森[2014a]参照）。ただし、執行役員制度導入によって、実際に経営パフォーマンスが改善するのかについては、また別問題である。延岡・田中[2002]によると、「執る。図 1 は地域銀行の取締役人数の分布状況を示している。取締役人数の平均値は、2007 年度（2008 年 3 月期）
で 9.93 人、2010 年度（2011 年 3 月期）9.90 人であった。
東京証券取引所 1 部上場企業の取締役の平均は 9.66 人（東京証券取引所[2011]）であることから、地域銀行の取締役人数（取締役会の規模）は上場企業平均とほぼ同

行役員制度導入はそれに伴う取締役削減の直接的な効果は享受しているようである。しかし、総合的には戦略的意思決定能力の向上には貢献していない」と指摘し、また「執行役員制度導入は単に役員リストラのための、または『改革を行っています』というメッセージを発信するために行っている可能性もある」と述べ、「先行的に実じ程度だったと言えよう。尚、その後、東証上場企業の取締役人数は減少している3）。取締役会改革の一環として、社外取締役の採用、執行役員の導入が進む一方、取締役
人数の削減も実現していったと見られる。
次に、地域銀行における執行役員の導入状況を見てみよう。先ず上場企業の執行役員の導入率は年々上昇し、施している企業に刺激されて、執行役員制の形だけを安易に模倣した企業も少なくない」と指摘している。宮島・原村・稲垣[2003]は上場・店頭企業（非金融法人）を対象としてコーポレート・ガバナンス・スコアを用いて分析し、結果、執行役員制度の導入とパフォーマンスの改善と2012 年には 67.3％程度であるという4)。大体 3 社中 2 社
は執行役員を導入していることになる。地域銀行の執行役員の導入状況は 2010 年度末時点で 104 行中 68 行が導入しており、その導入率 65.3％は上場企業とほぼ同水準である。
地域銀行の執行役員人数の分布（図 2）を見ると、2007

は独立の関係にあることを示している。また、青木[2002]
は「執行役員制度導入によって企業パフォーマンスを改善させている明確な証拠が得られない」と述べている。
他方、久保[2009]は、執行役員を導入した企業は、ROAが有意に増加していることを示している。地域銀行の執行役員制度導入の効果については、本稿では分析対象外

図1 取締役人数（地域銀行）

20
18
16

2007年度

14

2010年度

（銀行数）

12
10
8
6
4
2
（人）
0
0

1

2

3

4

5

6

7

8

9

10 11 12 13 14 15 16 17 18 19〔出所〕 各社『有価証券報告書 』、各社のディスクロージャー資料、

1-3-3『日本金融名鑑 』から作成

『証券経済学会年報』第 49 号別冊

図2 地域銀行の執行役員人数の分布

45
40
35

2007年度

30(銀行数）

2010年度
25

20
15
10
5
（人）

0
0

2

4

6

8 10 12 14 16 18 20 22 24 26 28 30 32 34〔出所〕 各社『有価証券報告書』、各社のディスクロージャー資料、ニッキン『日本金融名鑑』から作成とし、今後の研究課題としたが、これら先行研究の成果を踏まえた上で、導入要因についても考察していくことが重要であろう。

各説明変数について、その背後にあるアイデアとともに説明する。
(a) 経営パフォーマンス

4．執行役員制度の導入の要因(1) 推定の考え方
地域銀行の執行役員制度の導入要因について検証する。
上述したように地域銀行における執行役員の役割や期待される機能は、一般的な事業会社の場合と大きな差異はないように見られる。このため、一般事業会社の執行役

企業業績の低下は、経営組織改革の圧力と執行役員制度導入につながると考えられる。青木[2002]は、この経
営パフォーマンスの代理変数として、企業の効率性を測る指標として総資本経常利益率を、企業の成長性を示す指標として売上高成長率を採用している。久保[2009]はROA を採用している。本稿では経営パフォーマンスにおけ

員導入について検討した青木[2002]や久保[2009]を参考にして推定方法を考える。被説明変数は地域銀行（金融持株会社は除く）の執行役員の導入の有無（執行役員導入ダミー変数）、執行役員人数を採用する。執行役員導入
ダミー変数は、導入している場合に 1、導入していない場
合に 0 の離散量が与えられる。推計方法は、非説明変数

る成長性については、分析対象が地域銀行であることを鑑み、一般企業の売上高に相当する経常収益の成長率を算出して求めた（経常収益伸び率）。また、収益性については、各年度の ROA（＝当期純利益÷純資産）を計算して求めた。
他方、銀行業という産業特殊的な側面から重要視されが執行役員の導入の有無の場合には、ロジット・モデル（Logit Model）を、執行役員人数の場合は、非負の整数値をとるためにカウント・モデル（Count Model）を採用
した5)。被説明変数に執行役員人数を採用することの意義
は、取締役改革の大きさを示すものだとして解釈できることである。執行役員制度の導入の推移を見ると、最初ているのは安定性評価であろう。安定性は監督官庁や預金者などステークホルダーの関心も極めて高く、地銀経営者も重要視していることに異論はなかろう。このため、安定性を示す指標として自己資本比率を採用する。安定性が低下すると事業展開を積極化できなくなる。このため、銀行に対する株主を含むステークホルダーからの目は数名程度から導入し徐々に人数を増やしていく地域銀行がある一方で、すぐに 10 人程度を導入し、取締役もその分多く減らして導入する地域銀行もある。これは言わば、内部ガバナンス改革の大きさ（あるいはスピード）の相違を示すものと解釈することができよう。以下では、も厳しくなる結果、経営改革が求められ、執行役員志度の導入が促されると考えられる。以上の地域銀行の成長性、収益性、安定性を示す 3 つの指標で経営パフォーマ
ンスをとらえることとした。

1-3-4

『証券経済学会年報』第 49 号別冊(b) 貸出業務
地域銀行の本来業務は預貸業務である。収益獲得業務としては貸出業務の比重が高い。近年、手数料関連ビジ

金融自由化が進む現在では、競争戦略も地域銀行の重要な経営テーマとなってきている。このような競争環境を考えると、競争戦略向上のためにも経営体制も執行と監ネスなども伸びてはいるが、依然貸出業務が中心である
ことに変わりはない。このため、その業務での業績低下
は経営改革に影響すると考えられる。そこで、そのような貸出の重要性を鑑み、その成長性（貸出増加率）とそのウェイト（＝貸出比率＝貸出総額÷総資産）を、地域
銀行のコアビジネスの状況を示す指標として採用する。

督機能の強化が急がれるが、地元とする営業地盤のシェ
アが高く、経営基盤が強固である地域銀行は、シェアが低い地域銀行よりも経営改革への圧力が弱く、執行役員の導入の必要性を感じずに導入が遅れることが考えられる。このため、各地域銀行が地元とする都道府県における貸出金残高シェア（県内）を競争力の代理変数として(c) 組織体制
取締役会の規模（人数）については、青木[2002]、久保[2009]でも説明変数として採用している。先に日本型
取締役会の特徴について検討したように、その肥大化による意思決定のスピードの遅延などの弊害があるため、採用する8）。
一方、地域銀行は預貸業務が中核であると述べたが、多角化してきているのも事実である。投資信託の窓口販
売が 2000 年代以降に大きく伸びてきたほか、保険商品の販売など、手数料収益（役務取引等収益）も拡大してきている。また NISA（少額投資非課税制度）導入によってその改革が求められたことが執行役員導入の背景にもなっている。このため、取締役人数が多い場合は、取締役会規模縮小に対する圧力が増し、執行役員導入の確率を上昇させることが予想されよう。このため、組織体制としては、取締役人数を採用する。
尚、事業会社のコーポレート・ガバナンスを分析する

さらにこの業務は伸長する可能性が高い。これら経営戦
略の多角化・拡大は、事業の複雑さを増し、執行役員導入を促すことになる。預貸業務以外の地域銀行本体の業務の中で、例えば手数料ビジネスの拡大を図ると、経常収益に占める役務取引等収益の比率（役務取引等収益比率）が高まることになる。このため、この比率を地域銀に際しては、エージェンシー問題の深刻化を引き起こす
企業の操業内容が複雑化するほど、経営者を監視することが困難となり、執行役員の導入が促されるという考え方がある（久保[2009]）。事業の複雑性を示す変数群として、企業規模、企業年齢、セグメント数、負債比率など6）のほか、久保[2009]は株価のボラティリティ、多角化度、

行本体の多角化の代理変数として採用する。また、証券投資も預貸業務以外の地域銀行の重要な収益源であった。
このことから預証率も経営多角化の一端を示す代理変数として採用する。
また、地域銀行は銀行本体での事業のほか、子会社、関連会社を組成して事業展開している。たとえば、カー

売上高広告比率、売上高研究開発比率、連結子会社数等を、青木[2002]は事業分類数から計算したエントロピー
指数で多角化度の代理変数としている。しかし、これら変数は、複数の産業を横断的に分析するガバナンス研究においては、適当な変数であると考えられるが、銀行業の中でも地域銀行のみを対象とした分析にはその妥当性

ド事業、不動産関連、ベンチャー投資といった金融関連事業がその例である。また、このような事業展開は従来から見られたが、90 年代末から 2000 年代初頭の不良債権処理が一服した後に、積極的に展開する地域銀行も現れるようになった。さらに、大手地域銀行においては、証
券子会社を保持するケースも出てきている。このようにに疑問が残る変数もある7）。このため、事業の複雑さを示す変数群としては、この組織体制と次項の戦略の項目に分けて考えることとした。
(d) 戦略
地域銀行は基本的に経営地盤における預貸業務が中心

考えると、経営の多角化は、事業や組織の複雑さが増し、その管理のために経営監督と執行の分離が促されると考えられる。このため、その代理変数として、子会社数を代理変数として採用する9)。なお、この子会社数は前節の組織体制の一環としてとらえることもできる。
各変数の一覧は表 1 で示される。執行役員と取締役関である。しかし、低成長経済下の貸出機会が縮小する現在において、同じ営業地盤の他の地域銀行や下位業態（信金金庫・信用組合等）との競争が激化する一方、上位業
態（都市銀行等）による自行の営業地盤への進出などもあるため、競争はより一層激しくなっている。このため、連のデータは、各社の『有価証券報告書』を利用し、不十分な場合は各社のホームページにあるディスクロージ
ャー資料、および『日本金融名鑑』で補足した。データ
は 1996 年度から 2011 年度末時までの年度末値を利用し、説明変数は 1 期前の値を採用している。それでも、潜在

1-3-5

『証券経済学会年報』第 49 号別冊

表1 変数一覧
変 数
経営パフォーマンス

貸出業務
組織
戦略

成長性
収益性
健全性
成長性
ウェイト
組織
多角化

競争力

説 明

経常収益伸び率
ROA
自己資本比率（単体）
貸出増加率
貸出比率
取締役人数
役務取引等収益比率
子会社数（規模調整後）
預証率
県内貸出シェア
外国人投資家株主比率

経常収益の対前年増加率を算出 ※1
ROA＝当期純利益÷総資産平均残高 ※1
自己資本比率＝純資産÷総資産平残 ※1
貸出残高の対前年増加率を算出 ※1
貸出比率＝貸出残高÷総資産 ※1
取締役人数 ※2
役務取引等収益比率＝役務取引等収益÷経常収益 ※1
子会社数（持株会社がある場合、兄弟会社数）を総資産で除して算出 ※2
預証率＝有価証券残高÷預金総額 ※1
都道府県内の貸出金残高のシェア ※3
外国人投資家株主比率 ※4〔出所〕 表中の各変数ごとの出所は以下のように示される※1 全国銀行協会『全国銀行財務諸表分析 銀行別財務諸表』※2 各社『有価証券報告書』、各社のディスクロージャー資料、ニッキン『日本金融名鑑』※3 金融ジャーナル社『金融マップ』 各号※4 東洋経済新報社『大株主総覧』各号および各社『有価証券報告書』

表2 基本統計量と執行役員導入・非導入地域銀行の比較
全地域銀行
執行役員導入地銀
執行役員非導入地銀
平均値 中央値

標準偏差N

平均値 中央値

標準偏差N

平均値 中央値

標準
偏差

N

平均値の差

中央値の差

t-testWilcoxon/MannWhitney

経常収益伸び率-1.271-2.443 37.406 1639

-1.177-1.8459.133 664

-1.335-2.802 47.920 975

0.933

0.001 ***

自己資本比率
ROA

4.333

4.461

2.321 1780

4.404

4.501

1.857 674

4.290

4.442

2.562 1106

-1.0000.578-0.0840.124

1.209 1639

0.028

0.174

0.969 664

-0.1590.101

1.343 975

-3.081 ***9.616 ***

貸出増加率

0.952

0.866

5.412 1639

1.425

1.191

5.172 664

0.629

0.650

5.550 975

-2.931 ***4.177 ***

貸出比率68.92369.683

6.763 1780

69.04869.8686.510 674

68.84769.5786.914 1106

-0.609 ***0.926 ***

取締役人数

10.73710.0003.425 1739

8.723

9.000

2.641 674

12.011

12.0003.249 1065

22.067 ***19.907 ***

役務取引等収益比率

10.24710.0233.851 1780

12.24312.2483.428 674

9.032

8.301

3.578 1106 -18.655 ***17.601 ***

子会社数

0.040

0.034

0.025 1780

0.033

0.028

0.023 674

0.044

0.036

0.026 1106

8.774 ***

9.486 ***

預証率23.68122.4968.567 1780

24.09122.6098.802 674

23.43222.3308.415 1106

-1.5751.400

県内貸出シェア

22.01217.561 15.868 1780

20.42416.229 14.721 674

22.97918.366 16.459 1106

3.305 ***

2.886 ***

外国人投資家株主比率

1.237

0.000

2.635

0.000 12.476 580

0.427

0.000

-5.273 ***6.355 ***

8.089 1581

3.387 1001

(注） *、**、***は、それぞれ10%、5%、1%水準で有意であることを示す.

的な内生性が推計結果にバイアスをもたらしている可能性もあるため、結果の解釈には注意を要する。尚、執行が高いほど、執行役員を導入する確率が高くなることを示唆する。取締役人数は導入地銀で平均値・中央値とも役員制度が導入された場合、元に戻ることはないと考えられるため、一度導入された銀行は翌年度以降対象デー
タから除外している10）。
(2) 執行役員導入・非導入地域銀行の比較
上述した各変数について、基本統計量と執行役員導入に有意に低い。これは、執行役員導入時には取締役人数の削減が行われて、人数が減少するという指摘と整合的である。戦略の中の多角化を示す役務取引等収益比率は、
平均値・中央値ともに導入地銀で有意に高い。これは経営の多角化により、戦略が複雑性が増すと執行役員数が増加するという考えと整合的であるが、他方、子会社数

地銀（以下、導入地銀と略す）と執行役員非導入地銀（以下、非導入地銀と略す）それぞれの場合での統計値を表 2で示す。両グループについて平均値の差の検定を行うと、経営パフォーマンスの変数では、ROA で導入地銀の方で平均値・中央値いずれも有意に高いことが分かる。これは当初の想定通りである。貸出業務を示す変数（貸貸出増は、平均値・中央値ともに導入地銀で有意に高く、この考えと整合しない。この点は後述の検証で再度検討する。
貸出シェアは非導入地銀の方で、平均値・中央値ともに有意に高かった。これは、営業地盤のシェアが高い地域
銀行ほど、経営基盤が強固であるため経営改革への圧力が弱く、執行役員数導入も少ないという考えと整合的で加率、出比率）については、いずれも導入地銀が有意に高いことが分かる。これは主力業務のウェイトや成長率

ある。

1-3-6

『証券経済学会年報』第 49 号別冊

表3 執行役員導入についての基本推定(1)
(1)
(2)
(3)
被説明変数
推計方法
経常収益伸び率
自己資本比率
ROA
貸出増加率
貸出比率
取締役人数
役務取引等収益比率
子会社数
預証率
県内貸出シェア
定数
年度ダミー
観測数
導入
非導入
McFadden R-squared
Log likelihood

執行役員導入
Logit-0.004 (-0.284)-0.227 (-1.673) *0.086(0.316)-0.077 (-1.804) *-0.077 (-1.744) *0.098(2.050) **0.114(2.014) **8.018(1.274)-0.122 (-3.221) ***0.007(0.595)3.916(1.065)
Yes
913
843
70
0.070
-229.756

執行役員導入
Logit-0.006 (-0.352)

執行役員導入Logit(4)
執行役員導入
Logit-0.210 (-1.736) *-0.095 (-2.333) *-0.091 (-2.134) **0.085 (1.782) *0.132 (2.371) **7.142 (1.127)-0.136 (-3.708) ***0.002 (0.221)
4.258 (1.174)
Yes
913
843
70
0.064
-231.254-0.076 (-1.852) *-0.080 (-1.821) *0.099 (2.067) **0.116 (2.074) **8.269 (1.319)-0.123 (-3.274) ***0.006 (0.584)
3.996 (1.088)
Yes
913
843
70
0.070
-229.837-0.116 (-0.491)-0.090 (-2.094) **-0.093 (-2.164) **0.087 (1.820) *0.133 (2.392) **7.524 (1.185)-0.136 (-3.714) ***0.003 (0.239)
4.332 (1.192)
Yes
913
843
70
0.064
-231.207(注） 説明変数はすべて1期前の値を用いている.
括弧内はｚ値を示す.
*、**、***は、それぞれ10%、5%、1%水準で有意であることを示す.

(3) 執行役員の導入の決定要因
執行役員の導入に関するロジットモデルによる推定結果を表 3、カウント・モデルによる推定結果を表 4 で示さことも確認できる。安定性の低下は改革をより積極化させる作用があるものと推察される。
貸出に関する変数はいずれも負で有意となっている。

れる。まず経営パフォーマンスを示す変数群を見ると、
経常収益伸び率は表 4 で 5％水準で正で有意となっている。成長性の高い地域銀行ほど、導入時の執行役員数を増加させる傾向があることを示唆し、地域銀行の成長をさらに高めることを意図したのかもしれない。
ROA については表 3、表 4 のいずれでも有意ではなかっ

表 3 の結果は、本業である貸出の増加率が低下したり、
貸出比率が減少したりすると、執行役員の導入確率を上げる傾向を示している。地域銀行にとって依然として貸出業務は重要な収益の柱であるが、その貸出業務の状況
はガバナンス改革や執行役員導入に影響するものと見られる。

た。収益性が執行役員導入にもたらす効果については明
確な関係は示されなかったが、ROA については後節で再度検討する。
一方、安定性を示す自己資本比率は表 3、4 のいずれも負で有意となっている。地域銀行の安定性が低下すると、銀行の経営改革にも積極的に動かざるを得ず、企業統治

組織を示す変数である取締役人数は想定通りとなっていることが分かる。表 3、4 のいずれも取締役人数は正で有意となっている。取締役人数が多い地域銀行ほど、取締役改革への圧力は高まり、執行役員を導入する確率が高くなる一方、取締役人数が多ければ（少なければ）、導入された執行役員人数も多い（少ない）ことが示唆され改革も行われ、執行役員制度の導入確率も上昇し、また導入される執行役員人数も多くなると解釈されよう。銀行業界は自由化が進んだが、安定性に対する内外から見る目には厳しいものがある。このため、他の経営パフォ
ーマンスを示す指標よりも、安定性を示す指標への反応が大きいことについては首肯できよう。また、表 4 より、る。これは先行研究の青木[2002]、久保[2009]の結果と符合する。
戦略を示す変数群について見ると、いずれの変数も結果は有意となっている。業務の多角化を示す役務取引等
収益比率はいずれも正で有意であり、預貸業務以外の銀行業務の多角化が進むほど、業務の複雑さが増し、執行安定性が低くなると導入時の執行役員の人数も多くなる

役員の導入とその人数の増加が促されることが窺える。

1-3-7

『証券経済学会年報』第 49 号別冊

表4 執行役員導入についての基本推定(2)
(1)
(2)
(3)
被説明変数
推計方法
経常収益伸び率
自己資本比率
ROA
貸出増加率
貸出比率
取締役人数
役務取引等収益比率
子会社数
預証率
県内貸出シェア
定数
年度ダミー
観測数
Log likelihood

執行役員数カウントモデル
0.002(1.961) **-0.177 (-3.864) ***0.081(0.806)-0.072 (-4.840) ***-0.057 (-3.628) ***0.156 (10.028) ***0.137(7.292) ***8.622(3.969) ***-0.082 (-6.327) ***-0.004 (-0.904)
2.496(1.940) *Yes
907-1427.994

執行役員数
カウントモデル
0.002 (1.855) *執行役員数
カウントモデル(4)
執行役員数
カウントモデル-0.161 (-3.860) ***-0.085-0.069
0.150
0.153
8.413
-0.095-0.0072.801(-6.202) ***(-4.558) ***(9.526) ***(8.371) ***(3.820) ***(-7.629) ***(-1.790) *(2.210) **Yes
907-1435.771-0.067 (-4.824) ***-0.057 (-3.696) ***0.156 (10.037) ***0.138 (7.420) ***8.628 (3.977) ***-0.082 (-6.304) ***-0.004 (-1.043)
2.421 (1.880) *Yes
907-1429.352-0.071 (-0.785)-0.079 (-5.228) ***-0.068 (-4.494) ***0.150 (9.535) ***0.152 (8.333) ***8.415 (3.814) ***-0.093 (-7.478) ***-0.007 (-1.839) *2.702 (2.125) **Yes
907-1436.411(注） 説明変数はすべて1期前の値を用いている.
括弧内はｚ値を示す.
*、**、***は、それぞれ10%、5%、1%水準で有意であることを示す.

また預証率の増加は負で有意となっている。証券投資の拡大という経営多角化は執行役員の導入確率を上昇させ、とが分かる。このため、留保つきではあるが、以下のように解釈される。地元の県内貸出シェアが高いほど、経執行役員人数を増加させる傾向をもたらすのではないかと直感的には見えるかもしれない。しかし、地域銀行の証券投資の実態や地域銀行の証券投資管理体制を見れば、必ずしもそのようには作用しなかったのではないかと考えられる。すなわち、地域銀行の証券投資は増加傾向にあるのは事実ではあるが、①信用リスクの低い国債投資

営地盤が強固であることを示すことから、貸出シェアの高さは従来からある伝統的な預貸業務を保守的に経営することに優位性があると判断される。このため、経営改
革への圧力がかからないためか、執行役員の導入人数には負の影響を与えたものと解釈される。
以上の結果から、地域銀行の執行役員の導入には、あが多いこと、②地域銀行は証券投資を以前から行ってきたが、「証券投資本部」などのような本部への格上げや、専門的なスタッフを大きく増加させることもなく拡大してきたことから、必ずしも組織改革や経営改革といは結びつかずに投資規模拡大を実現してきた。このため、預証率が高い地域銀行では従来の組織体制で対応可能な面る程度、地域銀行の安定性のほか、事業の多様化を背景とする組織や戦略の複雑性が影響することが分かる。この意味は、必ずしも同業他社が執行役員制度を導入しているからだとか、あるいは「改革をやっている」というパフォーマンスのためではなく、取締役会改革と合わせて、執行役員制度の導入と人数の選択について合理的にがあるために、執行役員の導入確率や導入時の人数には負の効果をもたらすような結果になったと推察される。
子会社数（規模調整後）は表 3 では有意ではなかったが、表 4 では正で有意となっている。これは子会社数が増加するほど、導入した執行役員数が多くなることを示す。規模調整後の子会社数の増加は、地域銀行のグルー取り組んでいることを示唆する11)。

プとしての業務の複雑化を示唆することから、業務展開の複雑化に応じて執行機能を高めるべく、執行役員数を増加させるように経営体制を改革していることが窺える。
県内貸出シェアについては、表 3 ではいずれも有意ではなく、表 4 では一部の推計で負で有意となっているこきたからである。確かに拙稿[2014b]でも述べたように、
地域銀行といえどもその株主構造は大きく変化してきており、外国人株主や機関投資家株主のようなアウトサイ
ダーが優位になってきている。しかし、地域銀行の中にはまだ、主要取引先や親密な金融機関ほど長期的関係を

5．執行役員制度導入に対する外国人投資家の影響
これまでの推計モデルでは、株主構造の差について考慮してこなかった。これは暗黙の前提として、支配的な株主の株式所有の目的が投資収益の最大化にあるとして

1-3-8

『証券経済学会年報』第 49 号別冊

表5 外国人投資家株主を考慮した推定結果(1)(1)(2)
執行役員導入ダミー
被説明変数
Logit
推計方法
-0.008(-0.385)
経常収益伸び率-0.233 (-1.718) *自己資本比率ROA
0.153(0.461)-0.058 (-1.418)
貸出増加率-0.096 (-2.084) **
貸出比率
0.096
(1.768) *
取締役人数
0.115
(2.237) **役務取引等収益比率
6.046(0.872)
子会社数-0.136 (-3.489) ***
預証率
0.004
(0.280)
県内貸出シェア
経常収益伸び率×高外国人投資家ダミー
自己資本比率×高外国人投資家ダミー
ROA×高外国人投資家ダミー
貸出増加率×高外国人投資家ダミー
貸出比率×高外国人投資家ダミー-0.106 (-0.786)
高外国人投資家ダミー
5.726(1.624)
定数
Yes
年度ダミー
859
観測数
793
導入
66
非導入
McFadden R-squared
0.070
Log likelihood-216.392

執行役員導入ダミー
Logit
0.001 (0.070)-0.269 (-1.848) *0.083 (0.244)-0.042 (-1.061)-0.083 (-1.784) *0.109 (2.001) **0.144 (2.876) ***6.672 (0.958)-0.139 (-3.524) ***0.004 (0.316)-0.173 (-2.135) **-0.229 (-0.524)
4.877 (2.011) **-0.624 (-2.175) **-0.150 (-1.964) **9.770 (2.428) **3.985 (1.163)
Yes
859
793
66
0.103
-208.698

(3)

(4)

執行役員数
カウントモデル
0.029 (5.420) ***-0.166 (-3.439) ***0.155 (1.288)-0.060 (-3.788) ***-0.054 (-3.340) ***0.129 (7.562) ***0.152 (7.776) ***4.443 (1.737) *-0.079 (-5.826) ***-0.005 (-1.340)-0.082 (-1.543)
3.048 (2.343) **
Yes
855

執行役員数
カウントモデル
0.032 (6.397) ***-0.120 (-2.415) **-0.034 (-0.290)-0.040 (-3.250) ***-0.040 (-2.399) **0.115 (6.899) ***0.184 (10.182) ***5.183 (2.016) **-0.070 (-5.122) ***-0.005 (-1.346)-0.090 (-2.324) **-0.415 (-2.091) **4.551 (3.819) ***-0.387 (-3.875) ***-0.039 (-1.589)
3.937 (2.497) **1.318 (0.981)
Yes
855-1348.129-1326.542(注） 説明変数はすべて1期前の値を用いている. 交差項には実際の推計では上場ダミーも掛け合わせている（表では省略）
括弧内はｚ値を示す.
*、**、***は、それぞれ10%、5%、1%水準で有意であることを示す.

維持する目的のいわゆるインサイダーが支配的な地域銀行もあり、必ずしも地域銀行間で均質な株主構造にはなっていない。そこで、以下では、この点を明示的に考慮
し、株主構造の構成が執行役員の導入、人数に与える影響について検証する。

る。あるいは、直接的な機関投資家から経営者への圧力がなくても、大株主という「市場の声」が大きくなるに
つれて経営者が過剰に反応することも考えられる。すな
わち、機関投資家株主というアウトサイダーからの無言の圧力が、経営の規律メカニズムとして効力を持つとす

森[2014a]では年金基金や投資信託の行動は、
2000 年代
以降は投資収益を求めることが定着してきており、外国人投資家の行動と大差がなくなってきているため、両者をアウトサイダーとして捉えて、「機関投資家」と定義した。これら機関投資家による外部ガバナンスについては、
宮島・小川[2012]は日本企業の社外取締役導入に関し、

れば、地域銀行の経営パフォーマンスが悪化した場合には、経営改革の圧力を増加させ、執行役員制度の導入確率ないし導入人数の上昇に寄与することが想定されよう。
この点について検証するため、本稿では、森[2014a]での検証を補強することを目的に、外国人投資家の株主比率を機関投資家株主比率として捉えて分析することにす「機関投資家保有の高低は、企業特性に応じた取締役会
構成の合理的な選択を促進するだけでなく、企業特性とは無関係に社外取締役比率を引き上げる可能性もある。
資本市場が社外取締役に強い選好を持つため、経営者がそれを読み込んで、「過度」に社外取締役を選任する可能性があるからである」と述べている。この指摘を本研究る。
具体的には、外国人投資家株主比率に代表されるガバ
ナンス変数を単独項および経営パフォーマンスとの交差項として導入する。高外国人投資家ダミー（外国人投資家株主比率が各年度での中央値より高い場合を 1、低い場
合を 0 とするダミー変数）と経営パフォーマンス変数のに当てはめて考えると、機関投資家株主の所有比率の増加は、経営陣への規律付けより強め、取締役の機能強化のために執行役員もより多く導入するようになると考え交差項を導入して推計した結果を表 5、外国人投資家株主比率（外国人投資家比率と略す）、と各変数の交差項を導入して推計した結果を表 6 で示す。ただし、外国人投資

1-3-9

『証券経済学会年報』第 49 号別冊

表6 外国人投資家株主を考慮した推定結果(2)
(1)
(2)
(3)
被説明変数
推計方法
経常収益伸び率
自己資本比率
ROA
貸出増加率
貸出比率
取締役人数
役務取引等収益比率
子会社数
預証率
県内貸出シェア
経常収益伸び率×外国人投資家比率
自己資本比率×外国人投資家比率
ROA×外国人投資家比率
貸出増加率×外国人投資家比率
貸出比率×外国人投資家比率
外国人投資家比率
定数
年度ダミー
観測数
導入
非導入
McFadden R-squared
Log likelihood

執行役員導入ダミー
Logit-0.008 (-0.385)-0.233 (-1.718) *0.153(0.461)-0.058 (-1.418)-0.096 (-2.084) **0.096(1.768) *0.115(2.237) **6.046(0.872)-0.136 (-3.489) ***0.004(0.280)-0.1065.726(-0.786)(1.624)
Yes
859
793
66
0.070
-216.392

執行役員導入ダミー
Logit-0.004 (-0.175)-0.244 (-1.681) *0.113 (0.336)-0.051 (-1.272)-0.089 (-1.956) *0.104 (1.926) *0.118 (2.298) **6.541 (0.951)-0.142 (-3.621) ***0.005 (0.411)-0.027 (-1.361)
0.016 (0.184)
0.399 (0.611)-0.092 (-1.411)-0.050 (-1.881) *3.133 (1.868) *5.284 (1.545)
Yes
859
793
66
0.081
-213.853

執行役員数
カウントモデル
0.029 (5.420) ***-0.166 (-3.439) ***0.155 (1.288)-0.060 (-3.788) ***-0.054 (-3.340) ***0.129 (7.562) ***0.152 (7.776) ***4.443 (1.737) *-0.079 (-5.826) ***-0.005 (-1.340)(4)-0.082 (-1.543)
3.048 (2.343) **
Yes
855

執行役員数
カウントモデル
0.030 (5.183) ***-0.183 (-3.727) ***-0.032 (-0.290)-0.039 (-3.024) ***-0.050 (-3.066) ***0.145 (8.745) ***0.112 (6.098) ***6.658 (2.674) ***-0.083 (-6.357) ***-0.002 (-0.520)-0.024 (-1.953) *-0.149 (-2.315) **2.845 (5.251) ***-0.190 (-4.880) ***-0.046 (-4.508) ***3.148 (4.425) ***2.492 (1.935) *Yes
855-1348.129-1335.153(注） 説明変数はすべて1期前の値を用いている. 交差項には実際の推計では上場ダミーも掛け合わせている（表では省略）
括弧内はｚ値を示す.
*、**、***は、それぞれ10%、5%、1%水準で有意であることを示す.

家等外部株主からの圧力が効果を示すのは、外国人投資家が株式を売買可能な株式市場に上場している企業のみである。このため、上場ダミー（上場している場合１、していない場合 0 をとるダミー変数）を交差項にさらに掛け合わせることで上場の有無もコントロールしている。
表 5（2）、（4）では、貸出増加率および貸出比率と高外である。これは経常収益伸び率の単独項が正であるが、その水準が低く交差項が負でその絶対値も大きいことから、外国人投資家の株主比率が高いときには、経常収益伸び比率が高ければ、導入する執行役員数が少なくなる傾向を示す。これは経常収益伸び率が高く、成長性が高い場合は、外国人投資家による圧力がよりかかりやすい

国人投資家ダミーの交差項の係数は有意に負であった。
貸出増加率、貸出比率の係数と合わせると、外国人投資家比率が低いと執行役員導入には有意な影響を与えない((2)の場合)か、もしくはその影響は小さい（(4)の場合）
が、外国人投資家比率が高いと執行役員導入確率・人数に与える効果はより増幅されることが分かる。本業での場合でも、執行役員の導入確率が小さくなる傾向を示唆しよう。ROA についても単独項については有意ではないが、交差項は正で有意となっている。交差項が正で有意となっているのは、外国人投資家は投資決定の際の指標として収益性を重視する傾向があるため、より高い ROA の地
域銀行に投資する外国人投資家は多くなる。このため、貸出が減少すれば（あるいは貸出比率がより小さくなれば）、執行役員を導入する確率が、機関投資家比率が高い
場合には、より高まるのである。
一方、交差項で示される高外国人投資家ダミーが執行役員数にもたらす影響については貸出関連以外の交差項でも有意な結果を示している。経常収益伸び率と外国人より高い ROA の地域銀行ほど、外国人投資家の投資はより活発であるため、経営者への無言の圧力をより多く感じて、執行役員数を導入するように作用したのではないかと推察される。
次に、表 6 で外国人投資家比率との交差項を加えた推計結果についてみてみよう。(4)の推定結果をみると、外投資家ダミーとの交差項は表 5 の推計式（4）で負で有意

国人投資家比率と貸出増加率および貸出比率との交差項

1-3-10『証券経済学会年報』第 49 号別冊の係数は有意に負であった。(2)の推定結果でも貸出比率との交差項の係数は有意に負であった。外国人投資家比率が高いとき貸出増加率や貸出比率が低い場合には、執で、より強まることを示唆している。本稿の推計結果は、地域銀行を対象としたものであるが、久保[2009]、青木[2002]の結果と同様に、取締役人数等の肥大化は役員規

行役員導入確率や導入人数を上げる効果がより大きくなると解釈できる。また、外国人投資家比率の単独項と合わせて考えてみると、(2)、(4)の推計結果では外国人投資家比率は正で有意であることから、外国人投資家比率が大きくなると、執行役員数や導入確率が大きくなることを示す。しかし、同時に貸出変数との交差項との符号模の減少を伴う執行役員制度の導入に影響することが示された。また、経営パフォーマンスの低迷による地域銀行の執行役員導入確率への影響は安定性の指標で顕著に見られた。これは久保[2009]、青木[2002]とはやや異なるが、①推計時期が2000年代初頭とする両者とは異なり、本稿の検証はその時期を含むが、さらに後の執行役員制が負で逆であることから、外国人投資家からの影響が貸出比率や貸出増加率の状況によってその効果に大小があるといった解釈もできる。すなわち、外国人投資家株主の比率が高いほど地域銀行に執行役員導入という経営改革への圧力がかかることになるが、その程度は地域銀行の本業である貸出状況が悪い場合は大きくなり、良好な度がより広まってきている期間を含んでいること、②対象とする産業が地域銀行であり、全般的に収益状況がかなり低迷している時期であり、地域銀行間で経営パフォ
ーマンス上の差異は、事業会社の場合ほど大きくはなかったことが理由だと見られる。また、貸出業務や経営多角化といった戦略面での複雑さが増加すると、執行役員

場合はより小さくなるという意味で、「外国人投資家からの無言の声」には非対称性があると考えることでき、興味深い結果となっている。
一方、表 6（2）（4）の交差項で示される外国人投資家比率が執行役員数にもたらす影響についても表 5 と同様の結果を示している。経常収益伸び率、ROA の交差項の符制度の導入が促されるといった結果が概ね示された。まとめると、地域銀行の執行役員制度導入・人数増加には、安定性、貸出業務、戦略面での影響がより特徴的に見られたということである。
また、外国人投資家の株主比率が高くなると、特に戦略面でより強く執行役員制度導入と執行役員数増加に作号は表 5（2）、（4）と同じであり、同様の解釈ができると考えられる。
以上の結果から、外国人投資家比率が高くなると、執行役員を導入する確率を引き上げる効果については、貸出業務についての係数以外では増幅効果は明確ではなかったが、執行役員数を増加させる効果については、増幅用している可能性も示唆され、地域銀行も外部ガバナン
スから実際に圧力を受ける、あるいは実際に圧力がなくても、その意向をくみ取って、内部ガバナンスの改革を行っている可能性も示唆された。これらの結果は、年金基金等を含めて機関投資家として定義して検証した森[2014a]の結果と整合的である。執行役員制度を導入する

する効果となって表れることが示唆された。これは外国人投資家のようなアウトサイダーの株主保有比率が高い
地域銀行では、株主による暗黙的な圧力がより経営陣にかかることとなり、地域銀行の経営者がそれにより強く反応して執行役員の導入人数をより多くした可能性を示唆する。

地域銀行は増加してきているが、それらを導入する地域
銀行は、競争条件が厳しく、収益環境も悪化する中で、経営陣がその方向性も合わせて、外部からの圧力を考慮しつつ、経営変革を行ってきている可能性を示唆すると考えることができよう。
以上、地域銀行の執行役員導入要因について、拙稿

6．まとめと課題
久保[2009]の非金融の事業会社を対象とする推計では、事業の複雑性や外国人株主比率が執行役員導入にあたえる影響は見られず、企業パフォーマンスの低下による影響が見られるという結果が示されていた。青木[2002]に[2014a]に引き続き見てきたが、まだ残る研究課題も多い。
地域銀行の多くは「監督と執行の分離」を主目的だとして執行役員の導入が進められてきたようであるが、執行役員と取締役を兼務する役員も見られるなど、果たして本当に目的としていたのか、疑問に残る面もある。また、執行役員制度の導入が、地域銀行の業績を本当に向上さよる非金融の事業会社を対象とする推計では企業パフォ
ーマンスの低迷、企業の多角化が執行役員の導入確率を上昇させることを指摘し、また、機関投資家株主など、モノ言う株主が執行役員導入に与える影響は前期（1997-99 年）の推計よりも、後期（2000-01 年）の推計

せたのかは、まだ検証が残されている。これらも、今後の課題として研究していく必要があろう。

謝辞：本研究は JSPS 科研費 25380418 の助成を受けた。本研究の改善にあたり、茶野努氏、相馬利行氏、

1-3-11

『証券経済学会年報』第 49 号別冊

大熊正哲氏、數阪孝志氏、そして地域金融カンファレ
ンス、日本ファイナンス学会、証券経済学会の参加者の方々から非常に有益なコメントをいただいた。ここに記して感謝の意を表したい。しかしながら、本研究に残る誤りはすべて筆者自身の責任である。

1)

結果、常務会などのような数名の上級取締役から構成される機関を設置し、上級・少人数の取締役だけで意思決定する企業も見られるようになった。
2) 拙稿[2013]では、地域銀行の取締役会規模の決定要因について分析し、執行役員の導入と取締役会の人数削減の相関が極めて高いことを検出している。
3) 東京証券取引所[2011]によれば、東証一部上場企業の取締役の平均人数は 2006 年に 9.66 人であったが、2010 年には 8.97
人で減少している。
4) 日本監査役協会[2014]による。
5) 執行役員人数の導入にカウント・モデルを適用する先行研究としては、家森・冨村・播磨谷[2008]が信用金庫を対象にした分析がある。
6) 宮島・小川[2012]で包括的な検討がなされている。
7) たとえば、銀行業は一般的に研究開発費をほとんど計上しておらず、ゼロの場合が多い。また本文中にあるように「企業規模」は、複雑さの代理変数として採用される場合が多い。多くの先行研究では産業を横断的であるがゆえに、どの産業でもあてはまりうる代理変数として採用していると見られる。しかし、本稿ではこのように組織と戦略に分けて考慮するなど産業特殊性に配慮した変数選択をしていることから、企業規模のような大ざっぱな代理変数をわざわざ採用する必要はないこと、青木[2002]、久保[2009]でも企業規模を示す変数は採用していないことから、企業規模を示す変数は採用していない。
8) 貸出シェアは『金融ジャーナル 金融マップ』のデータから採用した。尚、県単位を地元の経営地盤として扱うことには粗すぎたり、また他県への進出が活発化するようになった現在では、同データは適当ではないという意見など考慮すべき点もあるが、ここでは、競争力を示す指標として代表させることに問題はないと考え、同指標を採用することにした。
9) ただし、地域銀行の経営規模が大きくなると子会社数も増加する傾向が見られるため、総資産で除して規模の調整をしている。
10) 同様の操作は、執行役員導入について分析をする青木[2002]、久保[2009]、野方・内田[2011]でも行われている。
11) 宮島・小川[2012]は、日本企業の社外取締役の導入について分析し、「社外取締役の選任は単なる window dressing ではなく、企業は事業特性に応じて合理的に取締役会構成を選択している」と指摘している。
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