『証券経済学会年報』第 52 号別冊
第 87 回全国大会
学会報告論文「地域銀行の取締役会構成の変化」
地域銀行の取締役会構成の変化 」

「地域銀行の取締役会構成の変化」
地域銀行の取締役会構成の変化 」－社外取締役の導入についての分析－
社外取締役の導入についての分析－森祐司

下関市立大学

１．はじめに１．はじめに2008 年のグローバル金融危機をきっかけとして、欧米を中心に金融機関のコーポレート・ガバナンスの機能不全に関して批判が高まるようになり、殊に金融機関役員の高額な報酬と経営規律の問題に関心が集まるようになった。
わが国の金融機関に対しては、グローバル金融危機に際し、欧米金融機関に向けられたような批判はほとんど聞かれなかった。わが国の金融機関は欧米の金融機関に比べて、金融危機の影響は少なく、欧米での証券化ビジ
ネスもあまり展開していなかったために、グローバル金融危機による損害も小さく1)、経営者の報酬も欧米の金融機関ほど高い水準ではなかったため、欧米ほどに批判されることはなかった。
しかし、わが国の金融機関の企業統治（ガバナンス）についての研究は、別の側面から注目されている。それは金融危機が原因ではなく、会社法改正や断続的に進められてきた企業統治改革、近年導入されたコーポレート・
ガバナンスコードの導入など、改革の波が銀行業にも及んできたことがあげられる。また、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行する一方、規制緩和による金融機関経営の自由度の増加によって、再編・統合を含めた経営者の経営判断の良し悪しが金融機関としての帰趨を左右するようになってきたことが背景にあると見られる。
本稿では、地域銀行（地方銀行および第二地銀）の取締役会構成の変化を分析するにあたり、社外取締役に焦点をあてて考察する。具体的には、社外取締役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1)

2008 年10 月に保有していた外国債券の暴落により大和生命が経営破綻したが、金融機関が破綻したのは、この程度に限定されていた。

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、区分せずに分析することには問題があると考えられるからである。

２．先行研究コーポレート・ガバナンスの研究において、銀行や電力会社といった産業は、規制が強いために、ガバナンスが働く余地がないと見られ、分析対象外とされているケースが多かった。野方・内田[2011]のように、「規制」とコーポレート・ガバナンスを対象とした研究した例もあるが、ほとんど多くの研究において（たとえば、宮島・小川[2012]や齋藤[2011]など）、幅広い業種を対象に数多くの企業を分析対象にしているにも関わらず、金融法人は対象から除外している。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務として成立することのほかに、その業務の社会的影響の大きさから、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、銀行子会社の経営構造やその経営方法によっても影響を受ける、と

『証券経済学会年報』第 52 号別冊

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質だといってよかろう。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あろう。
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、銀行の取締役会のガバナンスと企業
パフォ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 and Vallelado [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・ガバナンスについては、株主構成や外部の利害関係者との関係（外部ガバナンス）について分析する例がある。具体的には、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である（花崎・小黒[2003]、植村・渡辺[2006]、
細野[2002]、拙稿[2013a]）。他方、取締役会規模の決定要
因、構成（内部ガバナンス）についての分析は、家森・冨村[2008]等による一連の研究がある。彼らは、銀行のみな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（家森・冨村・播磨谷[2008]、家森・冨村[2008]）。さらに冨村[2009]は、社外取締役がリストラの決定というような重要局面で役割を果たすかといった議論を行っている。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の比較や内部ガバナンスと銀行業績の関係を分析した原・胥[2011]、Sakawa and Watanabe[2011]がある。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を行い、銀行業は非規制企業に比べてガバナンス改革に積極的でないことを指摘
し、規制がガバナンスの手段の有効性を低下させることを示唆している。さらに拙稿[2016]は地域銀行の社外取締役導入がその業績にどのような影響を与えたかについて検証し、パフォーマンスを向上させることを指摘している。

以上のように、金融機関の社外取締役についての研究は、近年少しずつ見られるようになったが、地域銀行に焦点を合わせた分析はあまり多くはない。また、銀行業においての検証もいくつか見られるが、Adams andMehran[2003]が示唆するように、その産業特殊性に留意した分析が必ずしも行われているとは言えない。このため、本稿は拙稿[2013b]の執行役員の導入要因についての分析に引き続き、社外取締役の導入要因について、銀行業の産業特殊性に留意しつつ分析することを試みる。

3.地域銀行の社外取締役の導入要因
3.地域銀行の社外取締役の導入要因（1）導入要因の考え方
社外取締役の役割や期待される機能は、地域銀行であるからといって、一般的な事業会社の場合と大きく相違するわけではない。事実、冨村[2009]も野方・内田[2011]
も銀行業だからといって非規制業種とは異なる特別な役
割を社外取締役に求めていることを前提にしていない。
このため、一般事業会社の場合と変わりはなく、「アドバ
イス」と「モニタリング」といった機能が社外取締役に求められるように考えられる（拙稿［2016］）。
他方、社外取締役の導入要因については、事業会社についての先行研究によれば、以下の 4 つ程度に分類され、各要因を示す代理変数を用いて検証している（齋藤[2011]、
内田[2012]、宮島・小川[2012]等）。中でも宮島・小川[2012]は、これら要因について以下のように整理している。
① 事業の複雑性・アドバイスの必要性
社外取締役は、エージェンシー問題が深刻なるほど複雑な事業を行う企業は、事業経営への多くの専門的なアドバイスを必要とするために社外取締役が多くなる傾向がある。多角化した企業や地理的展開が広がる企業は、事業が複雑化し、社外取締役の価値が高くなる。
② モニタリングの必要性
フリーキャッシュフローが多い企業の場合、経営者は非効率な経営を行う可能性が高まること、また敵対的買収防衛策を導入する企業では、その適切な発動のために
社外取締役が重要視される。
③ アドバイスとモニタリングの困難さ
企業特殊的な知識が重要な企業であるほど、社外取締役によるアドバイスやモニタリングは困難になる。内部者と外部者の情報の非対称性が深刻であるために、社外
取締役は限定的な機能しか果たせないからである。
④ 経営者の交渉力
経営者の株主に対する交渉力が社外取締役の導入や取締役会の構成に影響し、経営者の交渉力が低い場合には、

2-2-2

『証券経済学会年報』第 52 号別冊

社外取締役が選任される可能性が高まるという。
先行研究では、概ねこれら仮説に従って、各要因について代理変数を選択して検証を行っている。ただし、これら仮説のほか、「銀行業という産業特殊性」に留意する
ことのほか、先行研究が金融業以外のあらゆる産業に属する企業を対象にした分析で、代理変数もそれ前提に考えた選択だったことを考慮する必要がある。この点を念頭におき、各要因の代理変数について検討していく。

（2）導入要因についての仮説（a）事業の複雑性：組織体制
事業の複雑性について、先行研究では、企業規模、企
業年齢、セグメント数、負債比率などが代理変数として用いられている。また、株価のボラティリティ、売上高
広告比率、売上高研究開発比率などを使用したり、事業
内容の多角化が複雑さをもたらすとして、多角化度、連結子会社数等を代理変数として用いる場合もある。企業
規模を示す変数を採用するケースが多いが、地域銀行においても規模の拡大が複雑さをもたらす側面は否定できないであろう。このため先行研究にしたがって本稿でも総資産（対数値）を採用する。しかし、それ以外の変数
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そのまま適用するには疑問が残る2)。このため、事業の複雑性を示す変数群
として、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。
先ず組織体制については、地域銀行の組織体制を念頭に考察すると以下のようになる。地域銀行は、各行が本拠とする都道府県に本社を構えて、機能別の本部（営業
本部や地域本部など）を組織し、その本部の下に各支店が連なるという組織体制が一般的となっている。これは規模の大小の差はあっても、いずれの地域銀行でも概ね同様の体制になっている。この点を踏まえると、「組織数」
を本部の部署数と支店数の和としてとらえ、組織体制の複雑さの代理変数とする。尚、規模の拡大により支店数が大きくなる傾向があるため、規模で調整することで、規模拡大による組織数増大ではなく、業務内容や業務の質の複雑さによって組織数が増加する、すなわち事業の複雑さの程度も増加するものと想定する3)。

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、そのような事業展開は従来からも見られたが、1990 年代末から 2000 年代初頭の不良債権処理が一服した後に、これら関連事業を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。
このように経営の多角化による事業や組織の拡大は、複雑さの増加を示すことになるため、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4)。

（b）事業の複雑性：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、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、収益を向上させようとする地域銀行は、地元とする都道府県のみならず、隣県や東京・大阪といった大都市へも進出するようになってきている。これらの進出は戦略的により高度な経営判断が必要となる一方、他県での営業活動はより事業の複雑性を増すことになる。
この点に留意し、県外店舗比率（＝地元となる都道府県
以外での店舗数÷総店舗数）を地理的展開の複雑さを示す
代理変数として採用する。
個人向け貸出も、近年地域銀行にとって重要な貸出分
野となっている。やはり企業向け貸出が伸びない中で、住宅ローンを中心とする個人向け貸出は多くの地域銀行で重要な成長分野であった。また消費者ローンも少なからず手掛けている地域銀行もあり、新たな営業展開分野である。このような新しい分野での戦略展開は貸出業務をより複雑化することになる。このため個人向け貸出比率を貸出業務の複雑さを示す代理変数として採用する。
また、地域銀行は貸出業務が伸びない中で、国債を中心に証券投資も拡大させてきた。貸出機会の縮小により収益機会が減少しているため致し方ない側面もあるが、預貸業務ではない収益源としてその重要性は増加してい2)

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。また複雑性を示す輸出比率なども意味はない。
3)
銀行の組織については、藤原[2006]や堀江[2001]でも取り上げて考察している。

4)

ただし、地域銀行の経営規模が大きくなるとやはり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。

2-2-3

『証券経済学会年報』第 52 号別冊

表 1 変数一覧
変 数
総資産額（対数値）
組織数（規模調整後）
子会社（関係会社数）
県外店舗比率
個人向け貸出比率
預証率
役務取引等収益比率
中小企業向け貸出比率
ROA
貸出金残高シェア（県内）
機関投資家株主比率予想される符号

（＋）
（＋）
（＋）
（＋）
（＋）
（＋）
（＋）
（－）
（－）
（－）
（＋）

説 明
総資産額（十億円）を対数変換した ※1
組織数＝本部における部室数＋本支店数を総資産の対数値で除して算出 ※4
子会社数 ※3
総店舗数－県内店舗数を総店舗数で除して算出 ※2・※6
個人向け貸出総額を貸出総額で除して算出した ※3・※7
有価証券残高÷預金総額 ※2
役務取引等収益÷経常収益 ※1
中小企業向け貸出額を貸出総額で除して算出した ※3・※7
当期純利益を総資産額の平残で除して算出 ※1
都道府県内の貸出金残高のシェア ※6
信託銀行株主比率＋外国人投資家株主比率で算出 ※5（出所）※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 全国銀行協会『全国銀行財務諸表分析 銀行別諸比率表』※3 各社『有価証券報告書』、不十分な場合は各社のディスクロージャー資料で補足※4 各社のディスクロージャー資料※5 『大株主総覧』東洋経済新報社 各号※6 『金融マップ』金融ジャーナル社 各号※7 全国地方銀行協会HP『地方銀行の決算の状況』

る。また地域銀行の証券投資も外国証券やヘッジファン
ド商品、REIT のようなより複雑な証券への投資へと拡大してきている。このため、預証率を業務多角化や証券投資内容の複雑さを示す代理変数として採用する5)。
また、地域銀行のもっとも顕著な業務多角化を示す例
としては、投資信託の窓口販売があげられる。2000 年代
以降に地域銀行でも販売が伸びたほか、保険商品の販売も開始され、手数料収益（役務取引等収益）は拡大してきた。これら経営戦略の多角化・拡大は、事業の複雑さを増すことになる。預貸業務以外の地域銀行本体の業務の中で、これら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、この比率を地域銀行本体の多角化の代理変数として採用する。

（c）アドバイスとモニタリングの困難さ：リスク事業の専門性に起因する情報獲得の困難さ（情報の非対称性）から、モニタリングが困難となり、また事業リスクの増大によって社外取締役が有効に機能するのは難しいとする仮説である。地域銀行の場合、その専門性はやはり貸出業務に起因するものであろう。殊に地域銀行とその主要な貸出先である中小企業との間での情報の非対称性は大きく、定量的・定性的な貸出審査や培ってきた経験や地元特有の知識などが必要とされている。また、
5)

預証率が上昇すれば、国債投資だけでなく、証券投資の分散化を進めたり、リスク・リターンを鑑みての証券投資の種類の拡大も図ってくると想定されるため、より複雑さは増すものと考えることができよう。

中小企業は一般的に規模が小さく信用リスクは高いと見られている。以上のことから、中小企業向け貸出が大きくなると、社外取締役のモニタリングの困難さも高まると見られ、リスクの高さを示す代理変数としても考えられることから、中小企業向け貸出比率を採用する。

（d）経営者の交渉力
経営者の交渉力を示す代理変数としては ROA を採用
する6)。拙稿[2013a]は 2000 年代になって地域銀行においても収益性がより重要視されるようになってきたことを指摘した。このため、ROA は経営者の経営能力を示すものであり、これが低ければ経営者の交渉力は低く、社外取締役が導入されるようになると考える。

（e）モニタリングの必要性
敵対的買収策については、地域銀行で導入された事例はほとんど見当たらないため、フリーキャッシュフローに関しての代理変数を検討しよう。上述のように地元とする営業地盤でのシェアが高く、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このような非効率性をもたらす資金も利用可能になる可能性が高い。
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）を代理変数として採用する。
また、そのほかに株主構成を示す指標として機関投資家株主比率を採用する。多くの先行研究の結果により、機関投資家や外国人株主はガバナンスを強化し、経営者

6)

2-2-4

地域銀行のみを対象とするため産業調整の必要はない。

『証券経済学会年報』第 52 号別冊の規律を高め、企業価値向上を求めることが示されており、機関投資家株主比率が高くなると、社外取締役の比率や導入確率が高くなると見られる。
以上の各変数の一覧は表 1 で示される。取締役関連のデータは、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』（各年）で補足した。分析
対象とする地域銀行は、持株会社形態となっている地域
銀行は対象とはしなかった。銀行のガバナンスの議論において、銀行持株会社と、持株会社形態になっていない
銀行を単純に同列で比較することが適当なのか、すぐには結論がでないためである。これら持ち株会社形態の地
域銀行についての分析は今後の課題である。また、デー
タは 2002 年度から 2011 年度末時までの年度末値を利用する。2011 年度までとしたのは、2009 年 12 月移行に東証証券取引所は上場企業に最低 1 名の独立役員を義務化しており、上場企業のガバナンスに構造変化が起きている可能性を考えたからである。

4. 社外取締役導入の決定要因（1）社外取締役の導入地域銀行と非導入地域銀行の特性
地域銀行の社外取締役の導入についての予備的な考察として社外取締役の導入地域銀行（以下、導入地銀と略す）と非導入地域銀行（非導入地銀）の間で、各変数について有意な差があるのかを、平均値と中央値について検定する（表 2）。
総資産、組織数、子会社数、県外店舗比率について、導入地銀と非導入地銀で有意な差はみられなかった。個
人向け貸出比率については、予想した通り、導入地銀の方が個人向け貸出比率は有意に高い結果となっている。
多角化を示す預証率と役務取引等収益比率では、預証率は有意ではないが、役務取引等収益比率は導入地銀では非導入地銀よりも有意に大きく、仮説で想定した通りの結果となっている。事業の複雑さが大きくまたリスクの高さを示す中小企業向け貸出比率は、非導入地銀で有意に大きく、仮説で想定した通りの結果となっている。
最後に、機関投資家株主比率はいずれも導入地銀の方が有意に高い結果となった。この結果は、外国人投資家
をはじめとする機関投資家は、社外取締役導入に対して強い選好を示すという見方と整合的である。以上の結果
は、上記仮説の一部では有意ではあるが、有意でないものも多くあった。また、社外取締役の導入地銀と非導入
地銀の企業特性の差異を明らかにしたものと解釈できるが、必ずしもその特性の差が社外取締役導入の決定要因を示すとは断定できない。また、それら特性と社外取締役人数・比率との関係についても明らかにはしていない。
そこで以下ではロジットモデル（Logit Model）等を用いた分析によって、社外取締役導入の決定要因について明らかにする。

（2）基本推計社外取締役の導入要因について検証する。被説明変数
は地域銀行の社外取締役の導入の有無（社外取締役導入
ダミー変数）、社外取締役比率（社外取締役人数÷取締役
人数）、および社外取締役数を採用する。社外取締役導入
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
が社外取締役の導入の有無の場合には、ロジット・モデ
ルを社外取締役比率、社外取締役数の場合は、ゼロをとる観察値が多いため、トービット・モデル（Tobit Model）
を採用した。説明変数は前節で見た各要因を示すと見られる代理変数である。いずれも 1 期前の値を採用する。
推計結果は表 3 で示される。まず事業の複雑性を示す
指標は、組織数、子会社数、個人向け貸出比率で正で有意であり、十分に説明力を持つ。また、県外店舗比率、預証率は有意ではないもののその符号は予想通り正であった。宮島・小川[2012]では、「平均的に日本の上場企業
は、事業ポートフォリオや組織構造が複雑であるほど社外取締役を導入する、または、社外取締役比率が高くなる」という結果を得ているが、本推計でも、複雑性を示す指標は、ある程度その結果を支持するものだと言えよう。役務取引等収益比率は有意ではなかった。ただし、2007 年度から 2011 年度のより直近の期間を対象とした推計結果である表 4 では、役務取引等収益比率は正で有意となっている。この相違は、投信や保険窓販等が普及し、実績が上がってきた時期が 2000 年代後半であることから、その事業の複雑さがもたらす影響が直近でより明確に表れるようになったとも考えられる。
尚、事業の複雑性を示す変数が一部で有意であるが、とを意味し、リスクの増大によって社外取締役の導入確意となっている。この相違は、投信や保険窓販等が普及し、実績が上がってきた時期が 2000 年代後半であることから、その事業の複雑さがもたらす影響が直近でより明確に表れるようになったとも考えられる。
尚、事業の複雑性を示す変数が一部で有意であるが、すべてではないということの結果は示唆的ではある。齋藤[2011]や内田[2012]では、複雑さを示す変数は必ずしも有意ではなく、支持されないという結果も出ているから

2-2-5

2-2-610.482 966

15.705 975

0.358 971

10.148 966

3.052 975

8.960 975

18.817 916

0.136 969

0.546 947

0.366 906

0.877 975

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

6.090

7.637

80.83078.868

中小企業向け貸出比率

機関投資家株主比率

12.101

12.132

役務取引等収益比率

0.082

25.73226.554

預証率18.30027.14729.219

個人向け貸出比率

0.035

0.149

0.179

子会社数（対数値）

県外店舗比率22.559

1.792

1.731

ROA

0.529

0.664

組織数（規模調整後）

県内貸出シェア

14.511

14.392

総資産（対数値）

平均値 中央値 標準偏差 N

全地域銀行

11.60623.781

0.063

76.846

12.69626.40031.633

0.192

1.684

0.680

14.388平均値

7.080

23.2180.087

78.98012.50624.61028.488

0.154

1.792

0.529

14.56317.72815.1390.272

10.752

2.809

9.939

12.160

0.157

0.627

0.374

0.856

239

243

241

240

243

243

224

240

237

226

243

中央値 標準偏差 N

社外取締役導入地銀

表 2 基本統計量と社外と取締役導入・非導入地域銀行の比較

6.300

22.2270.026

79.53011.951

26.57528.439

0.175

1.748

0.659

14.395平均値

5.850

18.2430.081

81.28012.00026.29726.733

0.145

1.792

0.529

14.507中央値

N6.000 723

15.888 728

0.383 726

9.881 722

3.112 728

8.605 728

20.517 688

0.128 725

0.516 706

0.364 677

0.886 728

標準偏差社外取締役非導入地銀

1.329
4.889 ***

-1.335-6.941 ***1.062

3.269 ***

3.566 ***
-1.4180.210
3.142 ***

4.137 ***

0.541
0.159

**

0.806

1.095

0.266

Wilcoxon/Man
n-Whitney-3.310 ***-2.207-1.6021.563-0.7380.095

t-test

平均値の差 中央値の差『証券経済学会年報』第 52 号別冊

『証券経済学会年報』第 52 号別冊

表 3 社外取締役導入についての基本推計（2002-2011年度）
社外取締役導入についての基本推計（

被説明変数
推計方法
総資産（対数値）
組織数（規模調整後）

(1)

(2)

(3)

社外取締役導入ダミー
Logit

社外取締役比率Tobit

社外取締役数
Tobit-4.164 (-1.308)-0.341 (-1.202)-0.130(-0.369)

3.157(3.543)*****

子会社数（対数値）

0.816(2.464)

県外店舗比率

0.525(0.618)

個人向け貸出比率

0.075(5.105)***(3.303)***

2.162 (3.202) ***7.999(2.261)**0.689 (2.183) **8.692(0.959)24.9410.874(5.904)0.740 (0.913)***

0.083 (6.280) ***

預証率

0.019

(1.148)0.023(0.126)0.007 (0.403)

役務取引等収益比率-0.021(-0.485)0.019(0.038)-0.027 (-0.627)

中小企業向け貸出比率-0.065(-3.722) ***-0.840 (-4.190) ***-0.084 (-4.693) ***ROA-0.140(-0.251)-1.580 (-0.273)-0.031 (-0.059)

県内貸出シェア

0.011(1.039)0.088

機関投資家株主比率

0.092

定数

-1.068

年度ダミー
観測数
導入
非導入
McFadden R-squared
Log likelihood(4.053)***(-0.193)
Yes
718
178
540
0.155
-339.626(0.757)0.008 (0.789)***

0.076 (6.139) ***0.788(5.666)45.597(0.924)
Yes
718
178
540

4.539 (1.034)
Yes
718
178
540

-997.721-567.085(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.

表 4 社外取締役導入についての基本推計（2007-2011年度）
社外取締役導入についての基本推計（

被説明変数
推計方法
総資産（対数値）

(1)

(2)

(3)

社外取締役導入ダミー
Logit

社外取締役比率Tobit

社外取締役数
Tobit

0.976

0.181 (0.364)

0.061(0.109)***

組織数（規模調整後）

4.260(2.745)

子会社数（対数値）-0.290(-0.587)-2.066 (-0.428)

県外店舗比率1.720(1.362)

19.633

個人向け貸出比率
預証率
役務取引等収益比率

0.098
0.062
0.147

0.978

(6.551)(2.132)**0.419(1.375)(3.020)*****(-2.008)

ROA

0.301

(0.583)

機関投資家株主比率

0.152

定数

-8.879

年度ダミー
観測数
導入
非導入
McFadden R-squared
Log likelihood(-0.991)
Yes
288
98
190
0.203
-184.671

1.561 (1.353)***

0.088 (6.483) ***0.040 (1.503)(2.316)**0.080 (1.963) **-0.516 (-2.134)**-0.051 (-2.324) **

1.002

0.319
***

3.426 (2.725) ***-0.178 (-0.425)-0.075 (-0.016)(1.639)(4.248)***(1.354)(3.447)-0.0510.030(2.681)***

中小企業向け貸出比率

県内貸出シェア

37.588(0.185)0.711

0.024 (0.055)(1.803)*0.030 (1.952) *(4.478)***0.070 (4.423) ***-71.125 (-0.840)
Yes
288
98
190

-7.513 (-0.959)
Yes
288
98
190

-511.982-275.756(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.

2-2-7

『証券経済学会年報』第 52 号別冊

表 5 社外取締役導入についての推計（2）社外取締役導入についての推計（ ）（2002,2004,2006,2008,2010 年度対象）

被説明変数
推計方法
総資産（対数値）

(1)

(2)

(3)

社外取締役導入ダミー
Logit

社外取締役比率Tobit

社外取締役数
Tobit-0.269 (-0.665)-0.033(-0.051)-3.473 (-0.786)

組織数（規模調整後）

4.781(2.692) ***28.722(2.760) ***2.535 (2.648) ***子会社数（対数値）

1.226(2.291) **10.651(2.045) **0.947 (1.978) **県外店舗比率

0.535(0.380)2.515(0.186)0.151 (0.121)

個人向け貸出比率

0.081(3.191) ***0.871(4.136) ***0.082 (4.218) ***

*

預証率

0.049

(1.830)0.187(0.718)0.020 (0.818)

役務取引等収益比率

0.026(0.373)0.289(0.406)-0.006 (-0.087)

中小企業向け貸出比率-0.081(-2.764) ***-0.917 (-3.075) ***ROA-1.525(-1.382)-11.173 (-1.256)-0.823 (-1.002)

県内貸出シェア

0.003(0.163)-0.034 (-0.199)-0.003 (-0.174)

機関投資家株主比率

0.185(4.369) ***0.955(4.754) ***0.092 (5.000) ***定数-5.31527.847(0.410)
Yes
312
75
237

2.962 (0.477)
Yes
312
75
237

-414.014-234.281

年度ダミー
観測数
導入
非導入
McFadden R-squared
Log likelihood(-0.516)
Yes
312
75
237
0.230
-172.075-0.094 (-3.426) ***(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.

表 6 社外取締役導入についての推計（2）（2008,2010 年度対象）
被説明変数
推計方法
総資産（対数値）

(1)

(2)

(3)

社外取締役導入ダミー
Logit

社外取締役比率Tobit

社外取締役数
Tobit

0.251

(0.297)3.063(0.378)0.343 (0.479)

組織数（規模調整後）

5.055(2.133) **37.275(1.781) *3.432 (1.942) *子会社数（対数値）

0.037(0.069)-4.438 (-0.696)

県外店舗比率

1.150(0.644)15.547

個人向け貸出比率
預証率

0.121
0.118

(2.771)***(2.690)

***
***

1.107
0.840

1.045 (0.607)(4.298)***0.093 (4.436) ***(1.999)**0.080 (2.293) **(2.724)***0.131 (2.452) **役務取引等収益比率

0.202(2.848)

中小企業向け貸出比率-0.043(-1.139)-0.417 (-1.155)-0.045 (-1.442)

ROA

1.315

(1.456)8.454(0.977)0.929 (1.300)

県内貸出シェア

0.018(0.701)0.215(0.799)0.016 (0.697)

機関投資家株主比率

0.132(2.699) ***0.638(2.994) ***0.069 (4.017) ***

定数
年度ダミー
観測数
導入
非導入
McFadden R-squared
Log likelihood-16.140(-1.173)
Yes
148
52
96
0.247
-95.9451.724-0.174 (-0.323)(0.693)-130.683 (-1.001)
Yes
148
52
96

-12.177 (-1.078)
Yes
148
52
96

-272.705-143.420(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.

2-2-8

『証券経済学会年報』第 52 号別冊である。
次に、リスクを示す指標である中小企業向け貸出比率
は、いずれも負で有意となっている。これは表 4 でも同様であった。この結果は、中小企業向け貸出比率が高くなると社外取締役の導入確率、人数、比率が低くなることを意味し、リスクの増大によって社外取締役の導入確率、あるいは社外取締いずれも負で有意となってって社
外取締役のモニタリングの困難さも増大し、その対象とした分析では支持されなかった宮島・小川[2012]、齋藤[2011]、内田[2012]の結果とは異なる。
経営者の交渉力を示す ROA は、いずれも有意ではなかった（表 4 でも同様）。社外取締役比率以外では符号条件も満たしていない。このため、この推計からは、経営者の交渉力を示す仮説は支持されない。この結果は、日本企業全般を対象とした分析である宮島・小川[2012]、齋藤[2011]、内田[2012]においても ROA は有意ではなく、同様の結果を示している。
社外取締役によるモニタリングの必要性の代理変数である県内貸出シェアについては、表 3 では有意ではなかった。ただし、表 4 では、社外取締役比率、社外取締役
数についての推定で 10％水準ではあるが正で有意となっている。このためモニタリングの必要性に起因する社外取締役の導入ついては、概ね支持されないが、直近を対象とした推計で弱いながらも支持される可能性もあり、留意は必要かもしれない。宮島・小川[2012]、内田[2012]においてはこの仮説は支持されてはいない。
機関投資家株主比率の効果は正で有意であった。これは機関投資家株主比率の高い地域銀行は社外取締役の導入確率、あるいは社外取締役の比率・数が高くなることを意味する。この結果は、機関投資家は社外取締役の導入を促す効果のほか、導入している地域銀行にも投資し、その数を増加させる効果を持つことを示唆しよう。
表3(2)でも同様の結果であった。機関投資家の存在によって社外取締役の導入や数に影響をもたらすのは宮島・小川[2012]、齋藤[2011]、内田[2012]でも同様であり、これら
先行研究と整合的である。
尚、同一企業の異なる年の社外取締役比率は相関している可能性もあることから（系列相関）、1 年置きのデー
タを用いて推計した表 5 と、2008 年と 2010 年のみのデー
タを用いて推計した結果を表 6 を示す。概ね表 3 および
表 4 の結果とそれぞれ同様の推計結果となったいることが分かる。
以上の結果、地域銀行の社外取締役の導入やその数や比率の決定には、ある程度、地域銀行の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ろう。またリスクの増大も社外取締役の増加を促すことも示唆された。この意味は、必ずしも同業他社が社外取締役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、執行役員制度の導入や取締役の人数削減といった改革と合わせて、社外取締役の導入と人数の選択について合理的に取り組んでいる可能性を示唆しよう7）。

5. おわりに
本研究は、先行研究があまり対象としなかった地域銀行について、銀行業の特殊性を考慮して説明変数を選択して地域銀行の社外取締役の導入要因について考察した。
その結果、事業の複雑性が導入要因としてより有力ではないかという結果が示され、先行研究で示された非金融の事業会社を対象とする推計と整合的な結果となった。
また、リスクを示す説明変数も有意であり、リスクの高
まりが社外取締役を導入する価値を低めているのではな
いかとの結果も得られた。この点は先行研究の成果とは異なる点である。また機関投資家株主比率が社外取締役導入に与える影響は、機関投資家株主比率がより高い地域銀行で顕著であることも示した。このことは、機関投資家株主比率が高くなると、地域銀行も外部ガバナンス
から実際にプレッシャーを受ける、あるいは実際にプレッシャーがなくても、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を示唆する。
これら検証結果を示すことができたが、尚多くの課題を残している。宮島・小川[2012]のように、多重共線性に注意して主成分分析を行って推計するといった推計方法の工夫が必要であろう。また、本稿では対象とはしなかった2012 年度以降についてもさらに考察していくことも必要であろう。さらに、筆者が先行して研究してきた執行役員の導入との関係についても、さらに検討する必要があろう。また、地域銀行の多くは「監督と執行の分離」
を主目的に社外取締役の導入や取締役会改革が進められてきたようであるが、まだ取締役とライン部長・本部長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。さらに、社外取締役の導入が、地域銀行の業績を本当に向上させたのかは重要な検証課題である。これらも、研究していくべきで
7）

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。

2-2-9

『証券経済学会年報』第 52 号別冊

ある。

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2-2-10