証券経済研究第126号（2024. 6）

ESG 情報を銀行が開示すれば株式市場や業績で良いパフォーマンスが得られるか～グローバルな研究展望と考察～
辰
要

巳

憲

一1

旨

ESG への適切な対応は，どの国もどの業種も関心は高く，世界的な動きになっている。世界の銀行業がどう ESG に対応しているか検討する研究が，他業種と比べて少ないわけではない。関連する研究は多岐に渡り，その数は膨大である。
しかしながら，ESG 情報開示の程度によって銀行のパフォーマンスは良いかど
うか，銀行が開示する誘因は何か，などの研究に限って注目すると件数は極めて少なくなる。
そのうち，開示すれば報われるのか，が本稿の主要テーマにする。どの情報を何時どこまで開示するべきか，悩んでいるはずの銀行経営陣には参考情報を提供できるかもしれない。
世界の銀行の ESG 情報開示は，研究件数では，好業績をもたらすとする計測結果の数が圧倒する。しかしながら，研究対象となったサンプルの銀行数の観点から見てみると必ずしも圧倒することはない。
投資信託やリートを分析した辰巳（2020a）と辰巳（2020b）では，投資信託よりリートの方が ESG 対応に対する評価は良好であった。世界の銀行も世界のリートに匹敵する好業績な結果をもたらすのである。銀行が適切に ESG 情報を開示す
ればパフォーマンスに好影響を及ぼし，開示は報われているのである。
本稿では計測上問題になる点も指摘する。様々な財務変数が説明変数，いわゆるコントロール変数として採用されているが，それらの詳細な検討は紙幅の制約もあって本稿では省略している。コントロール変数のなかでも特に注意するべき点は，融資先企業の ESG 度が取り出され分析される事例は見当たらない点である。
また，サンプルとなる銀行が ESG 情報，例えば CEO 等役員の報酬，を開示していないなら，計量分析のサンプルから除外されるのがふつうである。この際，

1

内容等についての問い合わせ先 E-mail: tatsumikr3@gmail.com

63

ESG 情報を銀行が開示すれば株式市場や業績で良いパフォーマンスが得られるか～グローバルな研究展望と考察～

開示しないことを決定した要因を分析することはなされない。他方で，開示の程度はどのような要因が決定しているかの，銀行の行動の計量分析はある。両者からなる連立方程式体系を推定することが必要とされているのではないかと考えられる。
キーワード：開示，ESG 情報，銀行行動，株式市場等パフォーマンス，グローバ
ル展望
目
1 ．取り上げる問題とは
1 . 1 銀行自身による開示～考察の対象とする研究
1.2

開示と銀行パフォーマンスの関係

2 ．計測上の課題～更なる問題
2.1

因果性や内生性の問題

2.1.1

因果性や内生性の問題とその認知

2.1.2

因果性や内生性の対処法

2.2

比較対象銀行の選び方

2.3

共通する分析技法やデータについての説明

2.3.1

コンテンツ分析

2.3.2

ESG 情報開示スコア

2.3.3

ガバナンス指標

3 ．銀行の ESG 情報開示
3 . 1 ESG 情報開示が利益にポジティブな効果を次
3 . 2 ESG 情報開示が利益にポジティブな効果を及ぼさない研究例
3.2.1

効果判定不能の場合

3.2.2

ネガティブな効果

3.3

隣接部門の視点から捉えた問題

3 . 3 . 1 分析環境の考察～研究テーマをさらに
分類
3.3.2

先行研究の解釈～U 字型効果の説明

4 ．異なる視点からみた銀行 ESG 開示の効果
4.1

製造企業との比較

4 . 1 . 1 銀行，化学，保険会社の銀行持続可能性開示の効果4.1.2
4.2

銀行と製造業の比較

その他のパフォーマンス指標への影響

5 ．まとめと残された課題

及ぼす証拠

5.1

まとめ

3.1.1

条件付きポジティブ効果

5 . 2 サンプル・セレクション・バイアスとある

3.1.2

確実にポジティブ効果が得られた研究

べき計測法

ESG（環境 E・社会 S・ガバナンス G）へのがこれらの情報を開示する誘因は何か，などの適切な対応は世界的な動きになっている。どの研究に注目すると研究件数は極めて少なくなる。

国も，どの業種も ESG への関心は高い。銀行

ESG 情報の開示は何らかの意味でペイする業の ESG 研究が，他業種と比べて少ないわけのか，が本稿の主要テーマである。どのようなではない。関連する研究は多岐に渡り，その数

ESG 情報を何時どこまでどの様に開示するべは膨大である。

きか，銀行経営陣は悩んでいるはずだ。本稿はしかしながら，ESG 情報開示の程度によって銀行のパフォーマンスは良いかどうか，銀行

64

そのための参考情報を提供できるかもしれない。

証券経済研究１．取り上げる問題とは

1.2

第126号（2024. 6）開示と銀行パフォーマンスの関係

本稿では，既述のように，ESG 行動そのも銀行自身による開示〜考察の対象

1.1

とする研究

のではなく，ESG 情報の開示を問題とする。
前者は当然，後者そのものではないが，その一部に含まれる。ESG 活動自体ではなく，それ考察の材料として取り上げる研究の数は23にらがなされていることを前提に開示や公開を問過ぎないが，それは次の５つの研究分野に所属

題 に す る の で あ る。 論 文 の 英 語 表 現 で はする数百のなかから選ばれたものである。本稿disclosure，reporting などが該当している。

は①銀行の ESG 情報開示がそのパフォーマン

どこまで詳しく報告するべきか，より正確に，

スに与える効果を検討するが，類似の分析はほより広くなどの開示や公開の質が問題になる。

か に も あ る。 ま ず， ② 専 門 業 者 が 行 う 銀 行

これらの点への関心は強いだろうが，それに取ESG スコア・格付けが銀行パフォーマンスにり組んだ研究はないに等しい。

与える効果，③銀行の個々の ESG 行動がその銀行の ESG 対応は相互に独立な外部の４つパフォーマンスに与える効果，の分析がある。

の主体から捉られる。１つは顧客で，融資や提これらの他に，④銀行が ESG 情報開示をど供する金融商品が ESG を配慮しているかが問う行っているか（本稿の隣接分野であるので，われる。２つめは株主や投資家からで，ESG

一部の研究結果の紹介を巻末の付録に掲げる），

への取り組みが足りないと判断されれば，株価⑤専門業者が銀行 ESG スコア・格付けをどうが下がり，株主総会で銀行提案が反対される。

行っているか，の決定因を探る行動モデルを推３つめには ESG スコア・格付けを行う専門

定するというような研究分野がある。

業者がある。規制当局が４つめで，バランスシー

数百以上ある研究の中身を吟味し，①から⑤

トに ESG がどう反映しているかという視点かのどれに属するかを判定した後，23の論文が①

ら銀行を捉え，それが市場にどう影響するかにに属するのである。

強い関心が持たれるようになっている。

数限られた研究であっても，対象銀行は世界

これらの視点が示唆するのは，ステークホーに散らばり，カバーされる地域は全世界であルダー別に，あるべき開示を考察するのは正当る2。途上国では銀行が多くの点で一国経済全であるということである。ESG 情報開示が株体・産業を主導する。さらに，途上国だけでな式市場で評価されれば，株価が上昇し，株式リ

く，どの国でも外資あるいは外資銀行の役割はターンが高くなるというメカニズムがある。株大きいと思われるが，外資のガバナンス機能を式リターン等には一般投資家などの評価が関明確に知るためには途上国を分析対象にする方わってくるのである。

がよいだろう。

また，開示や公開の質によっては，一般の顧客あるいは取引企業も影響を受ける。その結果，

2

なお，その結果著者も全世界に分布し，氏名にはウムラウト等の記号が英語アルファベットに付けられる場合が散見されるが，失礼ながら本稿ではそれらの記号を省いた。

65

ESG 情報を銀行が開示すれば株式市場や業績で良いパフォーマンスが得られるか～グローバルな研究展望と考察～

預金・融資の多寡も係わってくる。そして，利益も係わってくる。

因果性の問題と言われる。
これらの問題を解決する第一歩は因果性のテ

そ れ ゆ え， 開 示 や 公 開 の 質 に よ っ て は，ストを試みることから始まるが，このテストを

3

ROA と ROE・トービン の Q への効果が異なしている研究は従来の論文ではほとんどない。

るかもしれない。ROE やトービンの Q に対し他方，内生性の問題とは，説明する変数が説て ESG の開示や公開が有意でないとすれば，明されるべき変数つまり内生変数になる（であESG に対する投資家の関心が低く，株式市場

る）ことにより起こる。それゆえ，因果性の問への影響はないということかもしれないのであ題は内生性の問題でもある。

る。

これらの問題を解決するには，しっかりとした因果経路がモデル構築や計測上まず確立され２．計測上の課題～更なる問題ていなければならない。そして内生性の問題に対応した計測がなされない限り推定結果は信頼

2.1

因果性や内生性の問題

複数の銀行の時系列データが分析対象になる
4

できないことになる。
2.1.2

因果性や内生性の対処法

ため計測にはパネル分析 が使われる。その際，ESG データは年次データが多いので，本来，説明変数相互に線形関係がある多重共線性の処

同時方程式による因果構造の定式化が必要では理以外に，因果性や内生性という大きな問題がないかと筆者は考える。しかしながら，構造方横たわる。本節の目的は技法の展望ではないが

程式体系の定式化と推定については様々な困難

簡単に説明しておこう。また，本来は結論部分があり，操作変数法，２段階最小二乗法などをで行うべき点を先取って説明することにしたい。

試みる単一方程式推定からまず攻めるべきだろう。そうしている研究は，後で見るように，あ2.1.1

因果性や内生性の問題とその認知る。

開示に熱心だから利益があがるのか，利益あ

しかる後，内生性だけでなく，測定誤差，除るいは資金余裕があるから開示できるのか（後外変数（メカニズムを完全に捉えられず除外し者は巻末の付録で研究結果の展望を行う）。こた説明変数）によって推定値に起こるバイアス，

れには，開示に熱心だから市場評価つまり株価

そして不均一分散からもたらされる問題を減らがあがるのか，市場評価があるから開示できる

す GMM（generalized method of moments）のだろうか，という問題も含まれる。これらはが使われなければならない。

3

トービンの Q は，ROA，ROE あるいは OLS より知られていないので，説明しておこう。トービンの Q とは，株価ｘ普通株
発行株数＋優先株＋総負債を総資産簿価で割った比率で，市場価値と取替費用（replacement costs）との関係を表し，様々な行動の結果を評価する尺度として良く使われてきた。

4

パネル分析は固定効果モデルとランダム効果モデルに分けられる。固定効果モデルは，銀行ごとに異なるが時間を通じて変化しない一定な効果を測るため，それを示す固定効果変数を加えて定式化される。ランダム効果モデルでは，この固定効果を確率変数として扱い，方程式の撹乱項から独立していると仮定する。それゆえ，誤差項が互いに独立であり，説明変数との相
関はない。

66

証券経済研究第126号（2024. 6）

GMM の利用が推奨される理由は，次のよう的な指針が未整備で，複数ある ESG 指数のそな事態から影響を受けないからである。①説明

れぞれの独自性が高く相互の比較が困難にな

変数は，内生で，誤差項とも相関を持つ。これ

る，からである。

らのような場合に多くの計測法では推定された係数値が偏る。②一般化最小２乗法（GLS）でも偏る場合がある。
さらに動的内生性（つまり説明変数と被説明共通する分析技法やデータについ

2.3

ての説明
コンテンツ分析

2.3.1

変数の間の相関だけでなく，それらの間に異時多様，多面，多数の企業公開情報から開示の点間相関がある），同時性（つまり被説明変数

程度を測るために多くの研究はコンテンツ分析

は同時決定される），不均一分散性（誤差項がを使う。定めた用語が開示されていれば１（そ

異時点で大きさが異なる）が観察されている経

うでなければ０）の値を付与し，すべての用語

済現象は多い。これらの現象があると予想されに亘って足し合わされる，あるいはそれを用語る場合に対しては頑強な特性を持つ GMM を総数で割って単純平均する方法である。

使うべきなのである。

2.2

比較対象銀行の選び方

本稿の検討対象は，変数の効果の大きさが推定され，その有意性がわかる計測をしている研以下に掲載する表２中の Dincer and Altinay（2020）の ESG 諸変数は，多少変則的で，該当の説明が持続可能性レポートになければ０，部
分的にでもあれば１，完全にあれば２を付与する形で計算される。

究に限る。計測とは，特定の因果経路を前提に
ESG 情報開示スコア

して，その存在，大きさをデータから推定する

2.3.2

ことである。それゆえ，法律，記述，記述統計

専門業者の ESG スコア・格付けとは一線をによる分析は除外される。

画すデータが Bloomberg から公表されている。

複数の銀行をサンプルにして銀行部門の特性開示促進のために情報を提供しているとうたわ

を浮かび上がらせる研究が対象になるので，１

れ る。Bloomberg ESG 情 報 開 示 ス コ ア は，あるいは２行に限られたケーススタディは省かGRI ガイダンスに基づき ESG が開示されていれる。銀行子会社，一国より狭い地域に所在するか，あるいは年次報告書，ウェブ，などの企る銀行群を対象とする分析も省く。

業の公開情報により，個々の項目が開示無しの他の研究と比較可能でない技法を採っている研究も除外する。ESG の時代の現在にあって０から完全開示の100までの値にスコアリングされる。

も，依然として多数存在する，ESG 変数を考周 知 の よ う に GRI（Global Reporting慮しないパフォーマンス分析も当然検討対象外

Initiative）は，ESG 開示基準づくりを始めたである。

５大団体の１つで，提供する ESG 情報は消費

また，検討は2010年以降2023年までに公表さ者や労働者向けの開示項目が多い。

れ た 研 究 に 限 る。 さ ら に 昔 に 遡 れ ば 遡 る 程

その ESG 情報開示スコア自体は公表されてESG 指数の精度が劣る，ESG を誘引する国際

おらず，研究する者は E，S，G で合計120項目

67

ESG 情報を銀行が開示すれば株式市場や業績で良いパフォーマンスが得られるか～グローバルな研究展望と考察～から成る Bloomberg index から（単純平均な

各説明変数の係数値が有意で正負の場合と有意どの方法で）統合をして作成している。

でない場合は，被説明変数が３つであれば３次元ベクトルで，それぞれ＋，−と・で表すこと

2.3.3

ガバナンス指標

古い研究は G が及ぼす効果の分析に偏っている。また，他業種とは異なる種類の，しかも厳しい規制が銀行には課されているため，G とにする。

ESG 情報開示が利益にポジティブ

3.1

な効果を及ぼす証拠

パフォーマンスの関係に影響しているのではな

ESG 情報開示が銀行利益を増やすことを示

いか，を検証する目的を持つ研究がある。政治す実証研究を表１に掲げた。内容に沿って２つ的な独立以降 G の確立に苦労したアフリカ諸に分けて解説する。

国では，銀行の利益確保についても，同様な課題が提起される。

3.1.1

条件付きポジティブ効果

国内に適切な監査法人が存在しない，あるいG 変数を含む ESG 開示に対してポジティブ

は法人部門に G が普及していない場合分析さな計測結果を得た Ranti（2011）は，先進国のれる国の法律が G として重要になる。そのよ

非金融機関に限られていた ESG 分析を早い時

うな国では，次のような，先進国における研究期にアフリカの国の銀行に適用しており，分析とは違った変数が採用される。

と展開の粗さを超えて注目するべきだ。取締役

監査の質という変数は，多くの研究では，４大法人（KPMG, E&Y, PWC, Deloitte）に監査されていれば１（それ以外は０）となるダミー
変数が採用される。

会の単なる規模や構成はむしろネガティブであることを示す。
また，取締役多様性の効果を係数推定値の差で判断する。つまり，健全銀行と救済銀行の間

以下の図表中で国 G と略す国別のガバナンには ROA と ROE の利益率に有意な差がある

ス指数は，世銀 WGI（Worldwide Governance

が，外人取締役がいるかどうかで利益率に有意Indicators）から得られる。この指数は，①汚な差はなかった，と主張する。Ranti（2011）は，職や腐敗の抑制，②政府の有効性，③政治的安取締役の持株比率は利益率にポジティブに影響

定と暴動の有無，④法律の支配，⑤規制の質，

し，G の組成には取締役の利益を増やす方式を⑥国民の声（発言力）と説明責任の６指標を測っ採用する必要があると強調する。決定係数は高て作られている。

く0 . 6を超えているが，説明変数間相関は高いのが懸念される。

３．銀行の ESG 情報開示

リーマンショック前の米銀のＧ構造が利益率
等 へ 及 ぼ す 影 響 を 分 析 し た Grove, Patelli,

開示の有無，程度によって銀行のパフォーマ

Victoravich and Xu（2011）は，内生性や因果ンスは高いのかどうか，次に計測例を見て行こ

性の問題を避けるため被説明変数は2006年の，う。ESG ではなく，CSR を使っている研究に説明変数は2005年の数値が採られる。その結果

ついては，その用語をできるだけ活かしている。

G が良くなればパフォーマンスにプラスの効果

68

証券経済研究をもたらす研究結果と解釈できる5。

第126号（2024. 6）（Composite Disclosure Index（CDI））を求めた。

複数の計測式で２つの被説明変数に対して統開示が ROA を高める計測結果を得たことから一的な結果がえられた説明変数は，レバレッジ

開示強化政策を進めるべきであると主張する。

（効果はネガティブ）だけであった。CEO の報

サンプルとなる上場銀行の総数は当初21行だっ酬システムは有意でなかったが，適切に比率のたが，サンプル期間末には M&A によって13変数が作られ説明変数にされれば，計測結果は行になった。この状況をモデル化する必要が違っていたかもしれない。

あったかもしれない。

残された問題は，G の情報公開が，他行と比Yauri, Muhammad and Kaoje（2013） は ナ

較して，劣る銀行はサンプルから外された点でイジェリアでＧを強めるために行われた2005年ある。特に役員報酬については非公開である

銀行統合政策施行直後の影響を探る研究であケースでは顕著に多く，このサンプル・セレク

る。結果はほぼ有効な施策であったことが予想

ション・バイアス（本稿の最終節とその脚注をされる。説明変数の Z スコアとは，ROA に資参照）の結果，計測結果の信頼性は劣るように

本資産比率を足し，ROA の標準偏差で割ってなっている筈である。

定義され，リスク管理の程度を測る。産業平均

バ ン グ ラ デ シ ュ 上 場 銀 行 を 調 べ た Hoque,より高ければ１（そうでなければ０）のダミー

Islam and Ahmed（2013）は，考えられる限変数に変換して説明変数にされる。注目されるりの多くの説明変数を考慮する。被説明変数はのは，取締役の任期が長ければパフォーマンス

ROA，ROE とトービンの Q の３つである。取

に良い効果を及ぼすという他の研究では見られ締役会規模対数値（＋・・），非独立および非ない計測結果を得ている，点である。

執行取締役比率，機関投資家持株比率，一般株

Moudud-Ul-Huq（2015） が 計 測 し た 結 果 で主比率（・＋・），CEO 報酬対数値，総資産対は CSR 開示の効果は有意でないが，G が ROE

数値は有意でなかった。G がポジティブな影響を上昇させる計測結果は得られているので条件を及ぼす計測結果が得られたが統一的な解釈を付きポジティブと考えたい。多くの研究は，以困難にしてしまっている。しかし，有意な説明下でも見るように，何らかの理由で条件付きポ変数ではマイナス記号は得られていない。G でジティブである。

有意なのは，独立取締役である。それ以外に，

Osisioma, Egbunike and Adeaga（2015）は

取締役数，一般株主数や株式保有する取締役数

変則的なサンプリングがされる（詳細は略）がである。負債の規律効果が利益率などに現れてポジティブな計測結果を得た。説明変数はすべいる現象が観察されている。

て G 代理変数と呼ばれているが，直接的な G

Adekunle and Taiwo（2013）は年次報告書

変数は少ない。しかしながら，適正資本比率をのコンテンツ分析から総合開示指数

銀行が守っているのが G の結果であると考え5

不良債権比率など融資の質を被説明変数にする計測もなされるが，有意な説明変数が少なく，計測結果は良くないと判断されるので本稿では紹介しない。
本論文が公表される前の論文では，200を超える銀行で計測され，Fama-French４ファクター・モデルから得られたアルファ
を被説明変数にする計測もある。銀行規制がもたらしたと解釈される取締役会規模（凹型），取締役平均年齢（凹型）という計測結果も得られている。

69

ESG 情報を銀行が開示すれば株式市場や業績で良いパフォーマンスが得られるか～グローバルな研究展望と考察～

れば，該当する研究分野として捉えられる。

していればポジティブ，な効果であった。U 字2014年末時点で銀行が17行あるうち，15行の型効果とは，ESG（その開示を含む）増強を始

年 次 報 告 書 等 を 分 析 対 象 と す る Abu,

めた時期についてはパフォーマンスへの効果は

Dutsinma, Okpeh, Karu and Okpe（2016）は，ネガティブであるが，あるところからパフォー

2005-2014年のナイジェリア15上場銀行の「取マンスへ好ましい影響を及ぼすという現象を指締役会構造」を研究する目的のため取締役の数す。さらに詳しくは3 . 3 . 2で後述する。

が説明変数となっている。器量，専門性，経験Buallay, Al Hawaj, et al.（2020）は監査の質を持つ外国人取締役をある数まで増やすべき，と行齢はポジティブ，その他の結果は様々とい関連取引会社から派遣された社外取締役である

う計測を得た。８項目のコンテンツ分析によりグレー取締役の数を３，４人に減らすべき，と計算され IRI（integrated report index）と略提案する。計測上の問題点として，コントロー

される統合報告指数は ROA と ROE への効果

ル変数が少なすぎるという印象がある。

がネガティブなので条件付きポジティブと呼ぶ

Barde, Tende and Abubakar（2016）は，国のが適切だろう。統合報告書の作成と公開は湾連 ISAR（International Standards of

岸 諸 国 で は 強 制 で は な い。 強 制 さ れ る と パ

Accounting and Reporting）セッション19 に基フォーマンスに悪い影響を与える，と著者は強づき中央銀行が作成したガイドラインから銀行調する。

の G 開示レベルを作成し，有意であった。G

Buallay（2020） は 先 進 国 と 途 上 国 の 銀 行改善策として取締役会メンバーの株式保有に注

ESG 情報開示を分析した。他の変数の効果は目するべきと主張する。しかし，外国人取締役

す べ て の 国 に 共 通 だ っ た に も か か わ ら ず，は救済銀行と健全銀行の間で違いをもたらしてROE とトービンの Q への効果は先進国と途上いるかが別途の計測で検証されたが，効果は無国の間でほぼ真逆で，条件付きポジティブのかったのでその役割には否定的である。

ケースと呼ぶべきことになる。

Buallay（2018）が得た計測は，ESG はいず
確実にポジティブ効果が得られた研究

れのパフォーマンス指標に対しても有意なポジ

3.1.2

ティブな効果を及ぼすというものだった。しか明確な結論を得ている研究をみてみよう。そし G の効果は様々であるので，ESG 情報公開

れらの共通点は，データ処理に新しい試みがな

は条件付きポジティブと呼べる。負債比率（−），

されたり，新データを開拓する研究である。

総資産規模（＋），GDP（−）の効果はすべての計測式で共通していた。

様々な複数の指標が異なる影響を受けたりす
る問題を解決するために，複数の変数を統合化

上場していれば，非上場であるより，G は一す る 方 法 を 採 っ た の が Maqbool & Zameer

般に高いものと考えられる。G 変数は上場・非（2018）である。パフォーマンス指標などにそ上場だけしか取り上げていないが，E，S，Gの よ う な 処 理 を 施 せ ば，CSR 情 報 開 示 は パに分けて U 字型効果を分析した Matuszak andフォーマンスにポジティブな効果をもたらす結Rozanska（2019）ではワルシャワ証取上場の果が得られた。

効果はポジティブ，製品・顧客情報開示を充実

70

CSR 投資額のデータを入手し，その効果を

証券経済研究第126号（2024. 6）

調べた Oyewumi, Ogunmeru and Oboh（2018）

CSR を 増 強 す る た め に 支 出 を 増 や せ ば パ

では ESG 情報公開はポジティブな影響を及ぼ

フォーマンスにネガティブな効果を及ぼすが，す が，CSR 投 資 は ROA を 低 下 さ せ る。CSR

ESG 情報公開はポジティブな効果をもたらす，

投資のデータによって捉えられるこの現象は，ということと理解できる。

図表１
著者（年）

ESG 情報開示が利益にポジティブな効果を及ぼす研究例

対象と方法

結論

出典と備考

１（＋）
2006-2008年 期 間 ガ バ ナ ン ス 開 示 指 標 “Corporate Governance and Financial Performance
R a n t i , U . O . , ナイジェリア上場 （＋＋），取締役数（− of Banks: A Study of Listed Banks in Nigeria,”（2011）
21銀 行 の ROA と −），非執行取締役比 Covenant University Ph.D. 論文，Feb. 2011 .
ROE を 固 定 効 果 （−−），取締役持株比
パネル分析（1-1
率（＋＋）
２（＋）
Grove, H.,
Patelli, L.,
Victoravich, L.
and Xu, P.,（2011）

2005-2006年 米 国 CEO 議 長 兼 任 ダ ミ ー “Corporate Governance and Performance in the
上 場81銀 行 ROA （−・），取締役平均年 Wake of the Financial Crisis: Evidence from USと ト ー ビ ン の Q 齢（・ − ），TOB 対 Commercial Banks,” Corporate Governance An
をクロスセクショ 策 ＊（・ − ）， 監 査 等 International Review 19（5）, DOI:10 . 1111/j.1467ン OLS（1-2
委員会兼任度＊（＋・）， 8683 . 2011 . 00882 . x

３（＋）
Hoque, M. Z.,
Islam, R. and
Ahmed, H.,（2013）

2003-2011年 期 間 監 査 役 会 開 催 頻 度 “Corporate Governance and Bank Performance: The
バングラデシュ上 （・・・），独立取締役 C a s e o f B a n g l a d e s h , ” （ h t t p : / / s s r n . c o m /場 2 5 銀 行 の 比 率（・・ ＋ ），取 締 abstract=2208903）
R O A ， R O E と 役持株比率（・・＋），
ト ー ビ ン の Q を 流 動 株 式 比 率（ ＋ ＋OLS，固定効果パ ＋），負債資本比率対
ネルと GMM（1-3
数値（・＋＋）

４（＋）
Adekunle, A.
A. and Taiwo,
A.,（2013）

2005-2009年 ナ イ 総 合 開 示 指 数 “An Empirical Investigation of The Financial（1-4
ジェリア13上場銀 （＋・・），総資産（・ Reporting Practices and Banks’ Stability in
行 ROA， 資 産 の −・），適性資本量（＋・ Nigeria,” Kuwait Chapter of Arabian Journal of
質と流動性にラン ＋）
Business and Management Review Vol.2 No.5 , 157 .
ダム効果 GMM

５（＋）
Yauri, N. M.,
Muhammad, K.
and Kaoje, N.
A.,（2013）

2005-2008年 期 間
ナイジェリア21上場預金銀行不良貸
出，ROA と 時 価
総額に OLS

簿 価 負 債 ÷ 時 価 総 額 有意でない変数：取締役会回数（・・），多忙役（ − − ）， 大 株 主 比 率 員比率 ＊（・・），CEO 報酬比率 ＊（・・），取締（＋・），外部持株比率 役会規模（・・）。
（・＋），対時価総額簿価比率（−・）

取締役任期（・＋＋）， “Corporate Governance and Performance of
取締役会開催数（・・・）， N i g e ri a n D e p o si t Mo n e y Ba n k s i n Po st Z スコア・ダミー（− Consolidation Era,” International Journal of＋−）
Current Research Vol.5 Issue 06 , pp.1389-1397 .

（1-5
６（＋）
2013-14年 バ ン グ CSR（・），EPS（＋）， “Linkage between corporate governance andM o u d u d - U l - ラ デ シ ュ 10商 業 G（＋）
corporate social responsibility in banking sector
Huq, S.,（2015） 銀行と３イスラムof Bangladesh,” International Journal of Financial
銀 行 の ROE に
Engineering 2（4）,1550036 .
OLS

71

ESG 情報を銀行が開示すれば株式市場や業績で良いパフォーマンスが得られるか～グローバルな研究展望と考察～
７（＋）
Osisioma, C. B.,
Egbunike, A. P.
and Adeaga, J.
C.,（2015）

2006-2013年 ナ イ 適正資本比率（＋）， “ I n v e s t i g a t i n g t h e I m p a c t o f C o r p o r a t e
ジェリア24上場預 流 動 性 比 率（・）， 預 Governance on Banks’ Performance in Nigeria:
金 銀 行 ROA を 貸 率（・）， 貸 出 金 利 A Field Experiment,” International Journal of
OLS（−），現金準備率（・） Economics and Business Administration Vol.1
No.2 , pp.98-112 .

８（＋）
Abu, S. O.,
Dutsinma, K.,
Okpeh, A. J.,
Karu, N. andOkpe, U. J.,（2016）

2005-2014年 ナ イ
ジェリア15上場預金 銀 行 ROE とROA を OLS

執 行 役 員（・・）， 独 “ B o a r d C h a r a c t e r i s t i c s a n d F i n a n c i a l
立非執行取締役（・・）， Performance of Deposit Money Banks in
グレー取締役（−・）， Nigeria,” International Journal of Business and女 性 取 締 役（・・）， Social Science Vol.7 No.9 , September 2016 , 159 .
外国人取締役（＋＋），
規 模（・・）， 一 期 前
ROA か ROE（＋＋）

９（＋）
Barde, B. E.,
Tende, S. B. A.
and Abubakar,
A.,（2016）

2009-2011年 ナ イ
ジェリア21上場預金 銀 行 ROE とROA を OLS

取締役会規模（−・）， “ I m p a c t o f c o r p o r a t e g o v e r n a n c e o n
非執行取締役（−・）， performance of deposit money banks in Nigeria,”
取 締 役 株 式 保 有（ ＋ KASU Journal of Management Sciences Vol.7 No.1 ,＋），G 開示レベル（＋ June 2016 , pp.11-34 .
＋）

10（＋）
Maqbool, S. &Zameer, M. N.,（2018）

2007-2016年 イ ン CSR（＋＋），総資産 “Corporate social responsibility and financial
ド 上 場28銀 行（1-6 （＋・），負債比率（・ performance: An empirical analysis of Indianの利益率と株式リ −），対総資産固定資 banks,” Future Business Journal 4（1）,pp.84-93 .
ターンに固定効果 産比率（−・），行齢（−
OLS
−）

11（＋）
2007-2016年 欧 州
B u a l l a y , A . , 22 ヵ国上場235銀（2018）行（ 1 - 7 R O A ，
ROE， ト ー ビ ンの Q にランダム
効果 OLS で

ESG 開示（＋＋＋），
E 開 示（・ ＋ ＋ ），S
開 示（ − ＋ ＋ ），G 開示（ − −・）， 負債 比率（−−−），総資産（＋
＋＋）

12（＋）
Oyewumi, O. R.,
Ogunmeru, O.
A. ＆ Oboh, C.
S.,（2018）

2010-2014年 期 間
ナイジェリア12銀
行 ROA にランダ
ム効果 OLS でCSR 投 資 額（ − ）， “Investment in corporate social responsibility,
CSR 情報開示度（＋）， disclosure practices, and financial performance
対総資産非流動性資産 of banks in Nigeria,” Future Business Journal （4）
l
,
（1-8
比率（・）
pp.195-205 .

13（＋）
Matuszak, L.
and Rozanska,
E.,（2019）

2008-2015年 ポ ー
ラ ン ド の18銀行（ 1 - 9 の R O A と
ネット金利マージン（NIM）に OLS

E（・・），人的資源（・ “A Non-Linear and Disaggregated Approach to＊），製品・顧客（＊・）， Studying the Impact of CSR on Accounting
地域参画（・＊），上 Profitability: Evidence from the Polish Banking
場（＋・），負債比率（− Industry,” Sustainability 11（1）.
−），総資産（・・）14（＋）
Buallay, A., Al
Hawaj, A. A.
and Hamdan,
A.,（2020）

2012-2016年 湾 岸 IRI（−−＋），監査の “Integrated reporting and performance: a cross６ヵ国の上場59銀 質（＋＋＋），国 G（・・ country comparison of GCC Islamic and行（1-10ROA，ROE −），規模（−・・）， conventional banks,” Journal of Islamic Marketing.
と ト ー ビ ン の Q 行齢（＋＋＋），GDP
に OLS
（＋＋・）

72

“Is sustainability reporting（ESG）associatedwith performance? Evidence from the European
banking sector,” Management of Environmental
Quality: An International Journal 30（1）, pp.98115 . マクロ変数効果は国 G（＋−＋），GDP（−−−）。

証券経済研究第126号（2024. 6）

15（＋）
2009-2016年 各 々 先進国 ESG（−＋）， “ S u s t a i n a b i l i t y r e p o r t i n g a n d b a n k ' s
B u a l l a y , A . , 12の先進国と途上 途 上 国 ESG（ ＋・）。 performance: comparison between developed（2020）
国 の 各 々 上 場116 共通：負債比率（−−）， and developing countries,” World Review of
銀 行（1-11ROE と 総資産（＋＋），GDP Entrepreneurship Management and Sustainable
ト ー ビ ン の Q に （−−），国 G（＋＋） Development 16（2）,pp.187-203 .
OLS（注） 1-1） ガバナンス開示指標は，中央銀行年次報告書からコンテンツ分析されるが，国連 ISAR（International Standards of
Accounting and Reporting）のセッション19に基づき個々の銀行のスコア値が計算された後，当該銀行が達成可能な
最高スコア値で割られる。
1-2） ＊を付けた変数は関連する複数の変数を平均０の要素変数化している。解説が無く有意でない説明変数は本表のリストから省いている。CEO 報酬比率とは CEO 報酬の内パフォーマンス・プラン，ストック・オプション，制約的株式贈与（restricted stock grants）の合計額の比率である。多忙役員比率は４社以上で役員をしている役員数の比率，である。CEO 議長兼任ダミーは CEO が取締役会議長を兼ねる場合１（そうでない場合０）のダミー変数，大株主とは５％を超える保有をしている株主の株数比率，である。
1-3） GMM 以外に，固定効果モデルと OLS でも計測され，この順で良好な計測結果であった。どの計測式にも１期前被説明変数が加えられ有意にプラスであった。著者は数ある計測法の１つでも有意なら，全体として有意と判断しているが，ここでは筆者の判断で２つ以上の計測法が有意であれば全体で有意という基準に代えて符号を掲示している。
1-4） 総合開示指数以外のコントロール変数を除外した計測もなされる。半数以上の計測式で有意な場合のみ，全体で有意と判断するようにした。被説明変数の，資産の質は不良貸出債権から計算，流動性は銀行の流動性指標である。
1-5） CSR と G は中央銀行などが公表している指標の７大項目（小項目は多数ある）からカウント計算。CSR が有意でな
いのは，CSR と G の高い相関が計測上の問題を引き起こしている，サンプルが民間商業銀行とイスラム銀行を区別していないことも影響している，だろう。後者のイスラム銀行についてはダミー変数を使うべきだったかもしれない。
1-6） ボンベイ証取上場は45行だがデータ不備のため除外されサンプル数は28行にもなった。利益率と株式リターンはファイナンス分野では周知のファクター分析から構成される。CSR は各行年次報告書の32項目のコンテンツ分析から計算される。負債比率は対総資産負債比率でリスク，対総資産固定資産比率は資本集約度，の指標とみなされる。
1-7） サンプル期間中に廃業，吸収合併していない銀行が選ばれる。国別の銀行数はスイス47，ノルウェー30，デンマー
ク22などである。ESG 情報開示データは Bloomberg ESG 開示スコアから計算される。銀行負債比率は確定利付き証券による資金調達の比率である。
1-8） 総資産は CSR 投資額と相関係数が高く説明変数から省かれた。CSR 情報開示度は年次報告書のコンテンツ分析から計算される。
1-9） 全上場銀行数は11。CSR 開示は29項目のコンテンツ分析から計算される。U 字型効果が有意であれば＊で示す。
1-10） 湾岸諸国 GCC は Gulf Cooperative Council の略である。サンプル期間に銀行吸収や上場廃止はない。一般銀行とイ
スラム銀行が別々に計測される。59のうち一般銀行は38を占める。統合報告指数 IRI については一般銀行全体で68 . 4％を得ているが，イスラム銀行のそれより平均的に劣る。
1-11） 銀行数は先進国では日本が多く26行，３行のデンマークとフィンランドまで分布している。米国が含まれていないが 理 由 は 不 明 で あ る。 途 上 国 で は エ ジ プ ト15行， レ バ ノ ン ３ 行 の 間 に 分 布 し て い る。ESG 情 報 開 示 ス コ ア は
Bloomberg index から計算される。

3.2 ESG 情報開示が利益にポジティブな効果を及ぼさない研究例
3.2.1

効果判定不能の場合

う後続する研究はないようであるため参考程度の計測である。それゆえ技法の解説は略す。
3.2.2

ネガティブな効果

CSR 開示度が ROE に対して有意でない計測

ネガティブな結果を得ている研究は，比較的結果を得た Ajide & Aderemi（2014）が採用

最近公刊されたのもので，計測法も高度である。

したスコア付けは Branco & Rodrigues（2008）

Buallay, et al.（2020）は ESG 情報開示スコ（Journal of Business Ethics 83）の技法に倣ってアが ROA と ROE に影響しないという結果を計算されるが，筆者の見解では，この方法の評得ている。しかし，トービンの Q にはマイナ

価は確立していないだけでなく，この技法を使スの効果なので，条件付きネガティブとみなせ

73

ESG 情報を銀行が開示すれば株式市場や業績で良いパフォーマンスが得られるか～グローバルな研究展望と考察～る。筆者の判断では，国のガバナンス指数が前点であろう。また，有効税率が説明変数に採用

二者に影響している，からかもしれない。

されているのは，他の研究では無く，珍しい。

従 来 と 違 う 計 測 法 を 採 用 し た Buallay, et

計測結果上で特記すべきは，先進国と途上国のal.（2021）は，ESG 情報開示スコアはいずれ間での違いは，係数推定値の大きさを除けば，の国でも銀行のパフォーマンスを低下させる，

後者でマクロ変数が有意でない点だけだ。それという結果を得た。単純な OLS で計測した結ゆえ，全サンプルで計測しても，有意でなくな

果は，ESG 情報開示スコアはプラスで有意なるのは GDP 成長率だけで，同様な計測結果がので，内生性は大きな問題であることを示唆し得られている。

ているのかもしれない。

銀行が公表する「持続可能性レポート」でな

計測技法上さらに特記すべきは，マクロ変数

される ESG 宣言に基づき分析した Dincer &以外のすべての変数に対して，元来比率で表示

Altinay（2020）は，単純な計測にもかかわらず，される変数であっても，対数値が取られているネガティブな結果を得ている。

図表２
著者（年）

ESG 情報開示が利益にポジティブな効果を及ぼさない研究例

対象と方法

結論

１（・）
2012年ナイジェリ CSR 開示度（・），総資Ajide, F. M. & ア 1 2 商 業 銀 産規模（＋），オーナー
Aderemi, A-A. 行（2-1ROE に OLS 保有株式（−）
A.,（2014）
２（−）
Buallay, A.,
Fadel, S. M.,
Al-Ajmi, J. Y.
& Saudagaran,
S. M.,（2020）

出典と備考“The effects of corporate social responsibility
activity disclosure on corporate profitability:
Empirical evidence from Nigerian commercial
banks,” IOSR Journal of Economics and Finance2（6）,pp.17-25 .

2008-2017年中東・ ESG 開示スコア（・・−）， “Sustainability reporting & performance of
北アフリカ上場59 預貸率（・−−），費用 MENA banks: Is there a trade-off ?” Measuring
銀 行 ROA，ROE 所得比率（−−−），不 Business Excellence 24（2）,pp.197-221 .
と ト ー ビ ン の Q 良債権比率（−−＋），に固定効果モデル 時 価 総 額（ ＋ ＋ ＋ ），OLS 他で（2-2
GNP 成長率（−・−），
国 G（＋＋・）３（−）
2010-2017年 ト ル 環境（−−），人的資源 “The Effect of Declarations of Sustainability
D i n c e r , O . & コ７銀行 ROA に （−・），製造物責任（・・）， Reports on Financial Performances of Banks
A l t i n a y , A . , ２つの OLS（2-3
地域関与（・・）
in Turkey,” Posted: 15 January 2020 .
（2020）
４（−）
Buallay, A.,
Fadel, S. M.,
Alajmi, J. &Saudagaran, S.
M.,（2021）

2008-2018年 先 進
国 と 途 上 国 の882
銀 行 ROA，ROEとトービンのQに GMM（2-4

ESG 情報開示スコア（−−−），１期前被説明変数（＋＋−），自己資本比率（＋＋＋），費用所得比率（−−＋），有効
税率（−−−），GDP 成
長率（＋＋−），インフレ率（＋＋−）“Sustainability reporting and bankperformance after financial crisis: Evidence
from developed and developing countries,”
Competitiveness Review An Inter national
Business Journal Review, Vol.31 No.4 , pp.747770 . doi.org/10 . 1108/CR-04-2019-0040（注） 2-1） サンプル数は極めて少ない。オーナー保有株式（owners' equity）に対して投資家は評価していない。
2-2） ESG 情報開示スコアは Bloomberg index から統合される。費用所得比率は営業支出を（ネット金利所得＋コミッシュ
ン・手数料＋その他営業損益＋トレーディング勘定損益）で割る。全データが２年以上利用可能な銀行のみサンプルにする。計測方法を OLS から操作変数-GMM（IV-GMM）に変えても符号と有意性は変わらない。

74

証券経済研究第126号（2024. 6）2-3） ２つのタイプの OLS が計測される。規模に応じて銀行を３つのタイプに分けるダミーを説明変数（しかし有意でない）の１つにするのが第二の OLS である。それによって計測結果が変化するのは人的資源のみである。
2-4） ESG 情報開示スコアは Bloomberg index から計算される。自己資本比率の分子は株式簿価。費用所得比率は既出。
有効税率は対課税利益税支払額比率だけでなく手数料などに係る数値が加わる。

3.3

隣接部門の視点から捉えた問題

3.3.1

分析環境の考察〜研究テーマをさらに分類

研究は専門業者行動つまり⑦の推定が含まれることになる。
先行研究の解釈〜U 字型効果の説明

3.3.2

先の1 . 1で挙げた研究テーマ分類のうち，②上の前節まででみた計測結果で注目するべきと①の違いは明瞭に存在する。専門業者によっ事柄は２つある。１つはネガティブな結果が相て，ESG 項目間の重点の置き方（荷重）が異当数得られている点である。これをどう解釈すなるからである。実際に，業種によって荷重をるべきなのだろうか。

違えていると公表しているケースもある。専門

２つ目には，パネル分析には集中されてはい業者がデータの出所と加工法を詳細に公開してるが，時系列分析はなおざりになっているよう

くれなくては，判断できない場合がありえるのに筆者には思える点である。これらの2つは関である。

連している。

ところが，③と①の間の違いは微妙である。

前節3 . 2でみたようにネガティブになる理由③は ESG の個別項目が銀行パフォーマンスに（の１つ）は ESG コストのためであるように考与える効果を分析する。その際利用されるデーえられる。このネガティブ効果が得られた原因

タは，銀行が公開する年次報告書から採られるはほとんど場合短期効果を測っているからかもだけでなく，データ情報販売会社から購入されしれない。これらの点は辰巳（2021）で考察しることもあり得る。さらに，例えば取締役数なている。

どのデータは様々なルートから容易に入手でき

先 の3 . 1 . 1で 紹 介 し た Matuszak and

る。他方，①は情報公開が原則的には年次報告

Rozanska（2019）が得た，ESG からパフォー

書に限られ，それが統合化されている。

マンスへ及ぼす U 字型効果とは短期と長期を先の1 . 1であげた研究テーマ以外に，⑥銀行
はパフォーマンスが良い（それゆえ資金がある）

同時に計測しているという考えと矛盾しないのかもしれない。

から開示するのか，⑦専門業者が銀行パフォー

開示がまだまだ充実していない時期には（そマンスのデータをどう活用してスコアリング・

れゆえ，ポジティブ効果がまだ十分に発揮され格付けを行っているのか，というような研究がずコストの方が大きく）その効果はネガティブある。しかし⑥と⑦の研究は現在のところ極めということであろう。なお，このような計測方て少ない。

法からみた視点は辰巳（2021）では考察されて開示データという呼び方をしていても，専門いない。

業者が加工していれば，もはや純粋な意味で開示データではない。そのようなデータを用いた

75

ESG 情報を銀行が開示すれば株式市場や業績で良いパフォーマンスが得られるか～グローバルな研究展望と考察～

化学工業の CSR リポートはベンチマークに

４． 異なる視点からみた銀行 ESG
開示の効果

適合しているが，銀行業と保険業はそうでない。
つまり，スイスの化学会社は業種リスクを適切に開示している。しかしながら，ドイツの銀行，
保険会社は GRI と EU が提供している規律を製造企業との比較

4.1

反映しているに過ぎない，と結論された。

同じ分析枠組みのなかで複数の業種を比較し銀行と製造業の比較ているのは次に紹介する２つの研究に限られ4.1.2る。ESG に関して銀行は製造企業には劣ると隣接分野の研究だが，本節の目的に合致するいう結論が得られている。

ため，銀行パフォーマンスへはネガティブな効製造企業に関しては，過去数々の環境汚染が頻発して，社会問題化してきたのは周知であろ

果をもたらす結果が得られる Buallay（2019）
も取り上げよう。

う。騒音，煤煙，カドニウムなどが原因で，いBuallay（2019） は2008-2017年80 ヵ 国 の 上

わゆる公害倒産が頻発したのは早くも1960年代

場932製造企業と530銀行の ROA，ROE とトーであった。

ビンの Q に対して部門別ランダム効果 OLS で

環境規制が化学工業などの製造企業へ適用さ計測した7。

れた。製造企業の ESG 対応はどの業種よりも銀行についての説明変数の効果は，ESG 開

先行したのが銀行より優れている理由になるだ

示度（−−−），負債比率（−・−），総資産（−

ろう。

−−），監査の質（＋＋・），GDP（・−−），国 G（・−−）だったが，製造企業についての銀行，化学，保険会社の銀行持続可能

4.1.1

性開示の効果

説明変数の効果は，ESG 開示度（＋＋＋），負債比率（−＋−），総資産模（−＋−），監査の2010年ドイツとスイスの銀行，化学，保険会
6

社の Sarasin 持続可能性格付け における荷重をベンチマークにして両国３業種の CSR 開示度を分析した Lock and Seele（2015）は変則的な研究だが，取り上げる価値がある。

質（＋＋＋），GDP（−−−），国 G（−・−）だった。

その他のパフォーマンス指標への

4.2

影響

CSR 開示度は両国３業種の CSR リポートをよく研究対象になる ROA，ROE とトービン

分析した437の文献に対して量的なコンテンツの Q のそれぞれは営業パフォーマンス，財務分析して得られる。

パフォーマンスと市場パフォーマンスと表現さ6

Sarasin は1841年設立のスイスのプライベートバンクでありバーゼルに本拠地を置く。ブラジル Safra グループに買収された
後 Bank J. Safra Sarasin となった。当該銀行から Sarasin 持続可能性格付けは公開されている。この格付けの荷重値がベンチマークとなる。

7

サンプルはオーストラリアの849社・行からジャージーの３社・行の間に分布している。ESG 開示度スコアは Bloomberg
index から得られる。負債比率の負債とは株式以外のものである。

76

証券経済研究第126号（2024. 6）

れる。それでは，利益率や株式市場評価ではなと記されているが，高学歴者に限られている点

く，その他のパフォーマンス指標を基準に採っがある。そのためサンプル・セレクション・バ

た研究において銀行の成績はどうであろうか。

イアスがあるだろう。

環境賞などの ESG 関連受賞歴，ESG スコア・

短期預金の変化で銀行パフォーマンスを測っ格付け獲得（勝手格付けを含む），などをパ

た Nobanee and Ellili（2016）は，持続可能性

フォーマンスと捉える研究があるが，この節で開示レベル（の変化）が銀行パフォーマンスには①顧客が捉えるサービスの質と信頼，②銀行

及ぼす効果を測り，ポジティブな計測結果を得

短期預金の変化，③銀行貸倒引当金に基づき計ている。

算される収益管理の有無・程度，の３つのケースを取り上げよう。

Moisescu（2017）はルーマニア銀行の CSR
が顧客にどう認知されているかが銀行へのロイ

いずれのケースも ESG 情報公開はポジティ

ヤリティにポジティブな影響を及ぼすことを示

ブな影響を及ぼす。図表３に沿って詳細をみてした。年齢，ジェンダー，所在地，で程よく分いこう。

散させた1449名の顧客に，リッカートタイプ（１

顧客への質問によってデータを得て，サービ＝強く支持しない，から７＝強く支持する）のスの質の認識である PSQ（perceived service

アンケートで得られた原データをグループ化す

quality）と顧客の信頼との関連を調べた Khan,

る。CSR は株主（元のアンケートは２項目），

Ferguson and Perez（2015） は，CSR 情 報 開

顧客（同６項目），従業員（同６項目），環境（同示は①サービスの質の認識（PSQ），②顧客の４項目），地域社会（同７項目），公共当局（同信頼，③再購入と④クチコミの本心（word of３項目），の６つに対する責任に集約される。

mouth（WOM）intentions）の決定因であるとそれらをロイヤリティ（同６項目）に OLS 回銀行顧客が認識していると結論した。なお，ク帰する。

チコミとは消費者間で行われる自発的なコミュ
ニケーションである。

主とは利害が一致しないと考えている，という研究上の課題は，顧客はランダムに選ばれた
図表３
著者（年）

論点とは直接係りないが，銀行顧客は銀行株分析対象と方法

結果が得られているのは興味深い。

銀行にポジティブな効果を及ぼす研究例
結論

出典と備考

１（＋）
Khan, M. Z. A.,
Ferguson, D.
and Perez, A.,（2015）

2012年12月-2013 CSR 情 報 開 示 は サ ー ビ “Customer responses to CSR in the Pakistani
年２月パキスタン スの質の認識（PSQ）と banking industry,” International Journal of
５ 銀 行 の408顧 客 顧客の信頼を高める
Bank Marketing 33（4）,pp.471-493 .
の PSQ（3-1な ど を
構造方程式推定２（＋）
Nobanee, H.
and Ellili, N.,（2016）

2 0 0 3 - 2 0 1 3 年 持続可能性開示度変化
UAE 上 場16銀 行 （＋），対自己資本負債比の短期預金の変化 率変化（−），被説明変に GMM（3-2
数の１期前（−）“Corporate sustainability disclosure in annual
reports: evidence from UAE banks: Islamic
versus conventional,” Renewable & Sustainable
Energy Reviews 55 , pp.1336-1341 .

77

ESG 情報を銀行が開示すれば株式市場や業績で良いパフォーマンスが得られるか～グローバルな研究展望と考察～
３（＋）
2016年末ルーマニ 株 主 CSR（ − ）， 顧 客
Moisescu, O-I., ア４小売り銀行顧 CSR（＋），従業員 CSR（2017）
客の銀行ロイヤリ （＋），環境 CSR（＋），
ティに OLS
地域社会 CSR（＋），公共当局 CSR（＋）“From CSR to Customer Loyality: An
Empirical Investigation in The Retail Banking
Industry of A Developing Country,” Scientific
Annals of Economics and Business 64（3）,pp.307-323 . DOI:10 . 1515/saeb-2017-0020

４（＋）
Salem, R.,
Ezeani, E.,
Gerged, A.,
Usman, M. &Alqatamin, M.
A.,（2020）“Does the quality of voluntary disclosure
constrain earnings management in emerging
economies? Evidence from Middle Eastern &North African Banks,” International Journal of

2006-2015年中東・ 自主開示の質は収益管理
北 ア フ リ カ106上 の程度を減らす
場商業銀行の収益管理度（3-3に OLS

Accounting & Information Management.

（注） 3-1） CSR 情報開示などの数値は顧客に質問票を回答してもらって得られる。PSQ とは顧客によるサービスの質の認識。
PSQ，顧客の信頼と CSR に係るデータを得る質問方式は，先行研究に基づいているがここでは略す。
3-2） イスラム銀行はいずれも有意でない。しかも，一般銀行の ESG 情報開示度はイスラム銀行より高い。０から100％の間に分布する ESG 情報開示度は年次報告書におけるエネルギーと環境のそれぞれ９と15の項目のコンテンツ分析から計算される。UAE では ESG 情報開示度が高くないと評している。
3-3） サンプルは149上場銀行からデータ不備，非民間，宗教系を除いて106行が選ばれる。UAE とバーレーンが銀行数で一番多い。操作変数法（Ⅳ）と２段階最小二乗法（2SLS）によって内生性を避け頑強性がテストされる。

Salem, et al.（2020）は開示度が高くなれば収益管理は少なくなるかどうか検証した。収益

5.1

まとめ

管 理 の 程 度 は 先 行 研 究 の Kanagaretnam, et

世界の銀行の ESG 情報開示は，研究件数でal.（2004）（Review of Accounting & Finance 3（1））

は総数23のうち条件付きを含めたポジティブがの方法により銀行貸倒引当金に基づき計算され15，変則的なパフォーマンス指標で４が好成績る。自主開示の質は，量，広がり，有用性の３で，ポジティブでないのが４（うち１つは不明）

次元で捉えられるように，先行研究の Beattie,であった。その結果，好成績の計測結果が83％

et al.（2004）（Accounting forum 28（3）） に 基を占め圧倒する。しかしながら，研究対象となっづき開発された。いずれも詳細はここでは省略

たサンプルの銀行数の視点で見てみると，大標する。

本で実証した研究があるため，圧倒することは得られた結論は，自主開示の量は収益管理のない。

程度に有意な影響を与えない。しかし，自主開投資信託やリートを分析した辰巳（2020a）

示の広がりと有用性は収益管理の程度にマイナと辰巳（2020b）では，投資信託よりリートのス，つまり投資家などにとって好ましい効果を方が ESG 対応は良好であった。世界の銀行も及ぼす，というものだった。

世界のリートに匹敵する好成績である。銀行が適切に ESG 情報を開示すればパフォーマンス

５．まとめと残された課題に好影響を及ぼし，開示は報われているのである。

本稿を要約し，研究上残された課題をまとめておきたい。

78

様々な財務変数が説明変数，いわゆるコント
ロール変数として採用されているが，それらの証券経済研究第126号（2024. 6）

検討は紙幅の制約もあって本稿では省略してい取締役会における G の３要素だけが説明変数る。特に注目される点は，融資先企業の ESGになっており，説明力が限られる。それゆえ，度が取り出され分析される8事例は見当たらな回帰分析の信頼度は高くない。ESG 開示度はい点である。

年次報告書のコンテンツ分析から計算される。

サンプル・セレクション・バイア

5.2

スとあるべき計測法

年次報告書が得られない１行を除いたトルコの25銀 行 を 分 析 し た Kilic, Kuzey and Uyar
（2015）の計測では，サンプル期間の2008-2012

サ ン プ ル と な る 銀 行 が ESG 情 報， 例 え ば年の期間では ESG 開示は向上し続ける。それ

CEO 等役員の報酬，を開示していないなら，には，規模（＋）と取締役会ダイバーシティ（独計量分析のサンプルから除外されるのがふつう

立取締役数（＋），女性取締役数（＋））が貢献である。この際，開示しないことを決定した要している。ESG 開示度は年次報告書のコンテ因を分析することはなされない。他方で，開示ンツ分析から計算される。規模には銀行の店舗の程度はどのような要因が決定しているかの，数が用いられ，流動株比率は株主構成多様化の企業や銀行の行動の計量分析はある（巻末の付指標と捉える。

録を参照）。両者からなる連立方程式体系を推9しかしながら，取締役会ダイバーシティには定する ことが計量経済学から考えれば正当な外国籍役員は考慮されていない。取締役数から方法であると考えられる。

見た取締役会規模には効果が認められず，非線形性もない（取締役数（・），取締役数の２乗（・））。

付録：ESG 情報開示の決定因

2011年バングラデシュの上場銀行を分析した

銀行のどのような要因が CSR を開示する誘Ullah & Rahman（2015）は，ESG 支出が説明因の推進に導くのか，参考のため，研究文献を変数として使われる点が注目される。ESG 開

いくつか選んで計測結果を見ておこう。古い文示の記述統計分析に関しては，97の ESG 項目

献のため ESG ではなく CSR という用語が使わを先行研究にならって７つに分類する。全銀行

れるが，ここでは ESG に統一することにしたい。

で平均すると ESG 項目のうち47 . 39％が開示さ

2007-2008年期間のバングラデシュ 30上場民れている（最低27 . 84％から最高65 . 98％）。バ

間商業銀行の ESG 開示度を多重回帰分析した

ングラデシュの銀行は，図表や写真よりは文章

Khan（2010）は，女性役員比率（・）以外の，を多く使って株主に開示しているという点も指G 変数が ESG 開示に対してポジティブな結果摘している。

を得た。しかしながら，独立執行役員比率（＋）

Ullah & Rahman（2015）の OLS 計測では，と外国籍役員比率（＋）の相関は高い。また，

どの変数も有意でなく，決定係数も0 . 158と低8

年次報告書は抽象的な表記にとどまることが多い。非財務情報を含めた様々な要因を定量的に指標化し，利益等に与える影響を分析する必要がある。それを財務情報とつなげるという課題もある。例えば，開示の質を表す指数を作ることは難しく，試みた研究はないと言って良い。

9

非開示・開示程度決定の行動分析と ESG 情報開示が企業や銀行のパフォーマンスに及ぼす分析は同時に推定されるべきである。前者はトービット分析と呼ばれる手法で計測できる。その推定値が後者の説明変数の１つになる。逆に，後者の推定値が前者の説明変数の１つになる。

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ESG 情報を銀行が開示すれば株式市場や業績で良いパフォーマンスが得られるか～グローバルな研究展望と考察～くかった。説明変数間の相関は一般に高いことが原因の１つとみられる。しかし，単純相関では，有意でないが，規模（+），上場後年数（−），
ESG 支出（+），利益率（＋），適正資本比率（＋）
であった。そして，ESG 支出の効果は説明変数のなかで最も大きかったのである。ちなみに，
規模には総資産，総収益や店舗数がとられる。

Management Vol.52 No.2, 2010, pp.82-109. DOI:
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Kilic, M., Kuzey, C. and Uyar, A.,（2015）“The
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doi.org/10.1108/CG-02-2014-0022.

そして，利益率には ROA や EPS が，試みら

Lock, I. and Seele, P.,（2015）“Analyzing Sector-

れる。適正資本比率は，総資本をリスク荷重資Specific CSR Reporting: Social and

産で割る。

Environmental Disclosure to Investors in the

さらに，バングラデシュでは一部の銀行には，規制が課され，より詳しい開示が求められる。
それら銀行とその他銀行を分けた計測の差異は有意で，Ullah & Rahman（2015）は規制の効果があったと結論する。

Chemicals and Banking and Insurance
Industry,” Corporate Social Responsibility andEnvironmental Management 22, pp.113-128.
辰巳憲一（2020a）「世界のリート（REIT）は ESGにどう対応してきたか～パフォーマンス分析の展 望 ～」『ARES 不 動 産 証 券 化 ジ ャ ー ナ ル 』
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参

考

文

献

（図表１から図表３以外の文献に限る）
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Performance Management 69（3）,pp.431-445.
Khan, H-U-Z.,（2010）“The effect of corporate
governance elements on corporate social
responsibility（CSR）reporting: Empiricalevidence from private commercial banks of
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辰巳憲一（2020b）「世界の ESG 投資信託のパフォー
マンス（Ⅰ）（Ⅱ）（Ⅲ）
」『投資信託事情』2020
年７，８，９月。
辰巳憲一（2021）「ESG 内部とその時系列の構造について」『月刊資本市場』2021年６月。
Ullah, H. and Rahman, M. A.,（2015）“Corporatesocial responsibility reporting practices inbanking companies in Bangladesh: Impact ofregulatory change,” Jour nal of Financial
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（学習院大学名誉教授）