Title

途上国農村部の不完備市場への近代的金融仲介の浸透過
程 : 東北タイにおける農業・農協銀行(BAAC)の事例から

Author(s)三重野, 文晴

Citation

一橋論叢, 119(6): 690‑716

Issue Date

1998‑06‑01

Type

Departmental Bulletin Paper

Text Version publisher
URL

http://hdl.handle.net/10086/11980

Right

Hitotsubashi University Repository

（58）

途上国農村部の不完備市場への近代的金融仲介の浸透過程
一東北タイにおける農業・農協銀行（BAAC）の事例から一

三

重

野

文

晴

1本稿の目的と視点
途上国農村部における中規模以下の農業活動への近代的で安価な信用供給をどのように実現するかという農業小口金融の問題は，開発経済学において古くから存在するイシューである．しかし最近では農村の貧困層への信用供給とともに識字率の向上や技術指導などの活動，住民の組織化の働きかけなどを平行して行ういわゆる

マイクロ・クレジヅト活動の成功が注目を集めており，それに伴って農村の金融市場に存在する取引費用のより詳細な要因を検討して，市場の失敗とその補完の方法を見いだそうとする努力が研究者の問で盛んになっている．

このような最近の研究が持つ視点を，Ho廿and

Stig1itz（1990）に倣って整理すると、農村の金融市場の失敗の要因はおもに情報の非対称性（Asym−
metricinformation）と契約執行の強制手段の欠如（Problemofenforce−ment）の2つにもとめることができる．農村で観察される市場連関取引（Interlinkage）や貯蓄組合などの住民組織はそうした構造の下で一定レベ
ノヒの金融取引を可能にすべく農村の主体間で選択されてきた〕二夫であると考えられる．途上国において行われてきた安価な信用供給を目的とする農業政

策金融のプログラムはこのような金融市場の機能不全の構造に対する配慮に欠けていたために多くの失敗を経験した．

しかしながら他方で，在来的な金融取引手段は長期的な最善解からみれば
極めて非効率な次善解にすぎないのも事実である．そこにはさまざまな形式
690

途上国農村部の不完備市場への近代的金融仲介の浸透過程（59）の外部性が存在し，その内部化のための政策介入の方策があり得るのである．

その第1は情報の非対称性や強制手段の欠如等の問題を短期的な前提として，農村の金融取引に関する次善のスキームを導入することである．Stiglitz（1990），Besley

andCoate（1995）は貧農への貸出に連帯保証制度を導入することによって，信用割当を緩和し，厚生状態を改善する余地があることを理論的に示している．第2は，農村部の金融市場と他市場との間の外部性に注目して，長期的な最善解にむけての政策努力をおこなう方法である．たとえぱ，社会資本の拡充や土地所有権の確立等が金融市場の市場機能の十全化に大きな効果を持つことが指摘されている（HoffandStiglitz（1990））．しかしながら，一般に未発達な経済の下では金融仲介機関の情報生産能力の欠如など金融市場それ自体に失敗の余地が内包されている（Hel1mam・Mur−
dodk・Stiglitz（1996））．したがうて，第3に金融に関するインフラの整備や金融機関の情報生産能カの効率的な向上の方法が政策的問題として重要性をもっている．情報生産能力は一般に固定費用としての性格を持っている．

とりわけ単位当り貸出規模の小さい農業小口金融の業務は費用逓減産業的性

質を持つ可能性がある．しかも，そうした情報生産能は先行投資によってではなく特定地域における業務活動経験の蓄積等によって蓄積されていくものであると考えられ（Teranishi1995），その過程における補助金が正当化される可能性がある．あるいは，地域の在来金融の主体を金融機関の営業拠点に取り込むことによってより効率的に農村部における金融システムを整備するという方法が有効性を持つ可能性がある（Jain（1996））．

第2，第3の論点は，農村部における近代的金融活動の浸透の条件を探る
議論としては共通性をもウている．しかし，このような議論への関心が高まる一方で，こうした浸透過程の存在と構造を計量的に検討する研究はこれまでのところ非常に少ない．本稿の目的は，タイ農業・農協銀行（以下農拳・

農協銀行又はBAAC）の東北タイにおける各支店の財務データを用いてこれを試みることにある．

農村部における高い取引費用の金融機関の財務構造への顕在化としてこれ
691

（60）

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まで観察されてきた現象は以下の2通りある．第1は，顧客のサーチ，契約のための交渉・監視などのための営業費用が高い取引費用を反映して大きくなる点である．第2は，顧客の返済能力の評価や監視の難しさや担保の不在などから，貸倒損失が高水準となってしまう点である．本稿では，BAACの営業拠点における取引費用の度合いをこれらの2指標の変化によってとらえることを試みる．

また，本稿では取弓1費用に影響を与える環境要因として大まかに2種類の項目に注目している．第1は，農村部における金融市場の機能化に影響を与えると考えられる社会資本，農業協同組合の活動水準などの外生的環境である．分析ではこれらの要因が取引費用を緩和するかたちで機能しているか否かを定性的に検討する．社会資本の効果は前述の議論のうち，農村の金融市

場と他市場との間の外部性に対応するものである．第2は，BAACそれ自体の特定地域における活動経験の効果である．これは，農村部における金融インフラの整備の議論に対応したものであり；農村の金融市場に関する金融インフラの普及とその機能化が活動経験を通じた地域情報および情報生産能力の蓄積に依存していると考えられるためである．この議論については定性的効果に加えて，通事的な定量的効果の推計をも試みる．

本稿の構成は以下である．第2節ではBAACとその東北部における支店の活動の概要について整理する．第3節では取引費用に影響をあたえる環境

要因を設定しこれらと支店の財務の諸計数の間の大まかな相関関係を検討する．第4節では分析の枠組みを明確化するために農業銀行の主体均衡モデルを設定し，営業費用と貸倒損失の推定方法について検討する．続く第5節で推定結果を吟味する．第6節において議論をまとめる．なお，本稿における分析で用いられる各支店のデータは1993年度の東北タイ82支店のバランス
シート，損益表およぴ労働者数データである1）．

2農業・農協銀行の東北タイにおける活動
農業・農協銀行は，農協への資金供給を主目的としていた協同組合銀行
692

途上国農村部の不完備市場への近代的金融仲介の浸透過程（61）

表1店舗数の推移

全タイ

東北タイ

（うち県支店）（うち郡支店）

1966

1

1

1970

一

12

12

1988

■

33

19

O
O
O
O
O
O
1
4

1975

L

16

16

1980

■

16

16

1985

■

18

18

1986

一

18

18

19

18

1989

一

41

19

12

1990

167

45

20

25

1991

218

57

20

37

1992

264

70

20

50

1993

304

82

20

72

1994

364

103

21

82

1995

493

144

21

123

1987

出所1Amua1Report

BAAC，各年度版およびBAAC（本店）

資料
（Bank

for

Coopratives）が1966年に改編されて設立された政策金融機関である．その主業務は農業およぴ農家組織（農協（Coopratives）および農家組合（Famers

Association））への資金貸付とされているが，後者への貸出は隼々低下する傾向にあり，1993年には貸出の84．7％が個人農家向け貸出となるに至っている．同行はバングラディシュのグラミン銀行と並んで，

農業小□金融の成功例とされることが多い．すなわち，土地担保の少ない中

小規模農家への貸出における高い取引費用にさらされていながら，高い収益を維持しており補助金への依存率も低い．また，貸出の回収率が高く貸倒損失が比較的低い水準にとどまっている2）．

東北タイにおいて農業・農協銀行は1966年にウドンタニ県に支店を初め
693

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蒙2金融機関の店舗数（1993年）
全タイ

バンコク首都圏

商業銀行

2700

757

1943

385

商業銀行平均

180

51

130

26

農業銀行

304

303

82

出所1Amua1Report
1990．1993

非バンコク

BAAC1933，Commercia1Banking（東北タイ）

inThailand

注1商業銀行の東北タイにおける数値は1990年の数値に全体の伸ぴ率を乗じて推計した値て開設して以来次々と支店網を拡充してきた．東北タイは1993年の現在で21の県から構成されているが，表1から明らかなように1960〜1970年代には各県（Changwat）に県支店を設立する形での支店網の拡充が中心であった．しかし1980年代後半以降，県支店の統轄下にあっていくつかの郡（Amphoe）の業務を担当する郡支店の充実に重点を移してきている．その結果，支店数は近年大きく増加しており，表2に示されているように，1993

年には非バンコク地域における支店数は商業銀行1行あたりの2倍強，東北
タイにおいては3倍強となっている．

表3は，農業・農協銀行全体と東北タイ支店全体の資産・負債の構成を比較したものである．この表から東北部支店のいくつかの特徴を窺うことができる．まず，支店の資金調達に占める預金の水準は全体と比較して非常に低い．すなわち，預金の全負債に占める比率が全体で約58％であり，その約44％が政策的強制のない民問預金であるのに対し，東北支店のそれは預金全体で総負債の約33％を占めるにすぎない．それゆえに，支店は貸出活動の原資を本店で調達される資金に大きく依存している．東北各支店は預金以外の資金調達をすべて本店勘痒に依存しており政府，中央銀行，海外，債券・手形による借入は東北支店が直接行うことは皆無である．その一方で資産に占める貸出の比率は全体の平均より高いため預貸比率も0．3596と著し
く低い値となっている．データのカバレッジが銀行全体と東北支店に限られているため確定はできないが，上のような手段による資金調達の大宗はバン
694

︵罫K

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ト︵竃まぎs 菖

碩峯嚢蝋拙麺特鮨十逃賦醤蜘

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綿照Qぶる堕閏

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壬鋼

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︑飢寺︵＞1㌣ko昌 遺酔︶や帆≒無o︵竃ま8ミ専ε甲雫冒⊆
寸︵竃まs竃めs︶

中甲目目

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途上国農村部の不完備市場への近代的金融仲介の浸透過程

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コクにある本店で行われていると考えられるため，こうした構造はバンコク

から東北へのネットの資金移転を意味している．商業銀行の東北タイにおける預貸率停1を越えており（1993年のウボンラチャタニで1．02．1991年のコンケンで2．35），農業・農協銀行は東北タイにおける資金フローについて，

商業銀行と補完的な機能を果たしていることになる．なお，資産に占める実物資産の比率は東北支店の方が低く，このことは東北支店の生産活動が相対的に資本集約度が低いこと示唆している．

3環境要因と支店の財務指標の相関
本稿における分析では取引費由に影響をあたえると考えられかつデータが入手可能な変数のうち表4に示す項目について検討をおこなう．まず，外生的環境についてはインフラ（社会資本）と農村組織について検討する．前者については交通インフラ・通信インフラ・電力の普及の3つの指標が，後者については農業協同組合の活動水準が検討の対象である．インフラの普及は移動経費・交渉経費等の取引費用を逓減させるのみならず，それによる土地表4環境要因に関する変数
環

境

の

種

変

類

薮

計数の
地域単位

サンプ
ル数

社会資本

交通インフラ

路線バス数（削）／人口

県別35（インフラストラクチャ）

通信インフラ

電話回線数／戸数

県別35

電カの普ヱ破合い

電化村率（注2〕

郡別35

農協数／非市街地人口

郡別35

農協組合世帯数／非市街地人口

県別35

支店の営業年数

支店別62

県支店・郡支店の別

支店別82

農業協同組合の活動水準

支店の活動経験の蓄積（県支店の属性）

計数はRegiona1ReportbyChangwat，1993．1991各県版およぴBAAC年次報告書から作成されている、

注1：LandTransportActにもとづく登録路線バス台数
注2：電化率とは電カが到達している村の比率である．ほとんどの郡で90％以上
である．

696

途上国農村部の不完備市場への近代的金融仲介の浸透過程（65）

塞5財務諸表間および財務諸表と環境変数間の相関係数
収入／総資産

営業支出偽資産貸倒引当金／総資産

貸出収入／総資産1．0000

営業支出／総資産O．3239

1．OOOO

一〇．O132

O．0937

O．2603

一〇．4229＊人□あたり路線バス台数

一〇．3245

一〇．4295＊

一〇．2383〇一2374

戸数あたり電話回線数

一0．2248

一〇．2508

一〇．1337

O．1168

人口当たり農協数

O．2572

O．1704一〇．0537

0．1190人□あたり農協組合世帯数

O．4124‡

O．1104

一〇．1421

O．0516

電化村率0．31580．3304

O．0726

一〇．1929

支店の営業年数O．3714‡

一0．O075

一〇．1103

貸倒引当金／総資産
貸出

注

1．OOOO

O．0472＊1．0000O．5852榊＊は5％，＊＊は1％で有意であることを示す．

サンブル数35の両側検定における5％，1％有意水準の閾値はそれぞれ
0，334，O．430である．

市場や要素市場の機能化が金融市場に外都効果をもたらす可能性がある
（Hoff

and

Stig1itz（1990））．また，在来取引主体との関係については農業協同組合の活動水準を導入する．すなわち，農業協同組合がBAACとの関係で効率的な情報ネヅトワークを形成し，農村の金融取引における取引費用の節約（あるいは反対にロス）をもたらしているとすれば，農業協同組合の活動が活発な地域ではBAACの営業支出や貸倒損失が低く（高く）なると考えられる．農業銀行の情報生産能力の蓄積過程については代理変数として支店の営業年数を導入してその効果を検討する．これは金融機関の惰報生産能力が特定地域における過去の活動経験に依存して蓄積されると考えられるからである（Teranishi（1995））．

表5は主要な財務指標間および各変数との相関係数をまとめたものである．
相関係数の値と有意水準に注目すると以下の特徴を指摘しうる．財務諸表間の相関としては，まず営業支出と貸出の間に負の相関が存在する．これは貸出規模の拡大によって平均的な営業費用が低下する傾向があることを示して

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おり，規模の経済性の存在を示唆している．

つぎに，環境変数と財務諸表との相関については第1に路線バス台数と営業支出の間に負の相関が存在する．この事実は交通インフラが営業費用を逓減させていることを示唆している．第2に支店の営業年数と貸出，収入の間に主の相関がみとめられる．支店の営業年数と貸出の間の相関は支店は参入

後徐々に顧客を獲得して貸出を増加させていく傾向があることを意味している．また，収入との相関は支店は参入後徐々に収益性を確保していくことを示唆している．

次に支店の年齢と財務諸表の関係について別の角度から観察しよう．表
6−1は東北各支店の損益構造を支店の営業年数の属性で分類してまとめたものである．また，各支店が本店資金を無利子で使用できることを通じて実現している補助金についてその額を計算した．表によると設立初年の支店は収益・支出ともに低く，業務の準備時期であることが示唆される．また，設立2年目の支店は貸倒引当金の水準が高い．これは2つの支店が極めて大きな貸倒引当金を討上していることが理由である．2年目に高い貸倒引当金を計上する支店が集中していることは貸倒損失が情報の蓄積過程の初期の段階で深刻化することを示唆しており興味深い3）．最後に，補助金の水準は支店の営業年数に沿って上昇する．このことは，本店勘定への依存度が時間とともに上昇する傾向にあることを示しており，貸出の増加ほど預金の増加が伸びないことを意味している．

最後に表6−2は支店の県支店と郡支店でグループ分けしてまとめた損益表
である、郡支店と比較して県支店は収入・支出の両面において高い傾向があり全体として利潤および補助金はやや低い水準となっている．県支店は通常

県庁所在地域に立地し県内の郡支店を統括する機能を持っている．また，市街地に立地するため非農世帯の預金が比較的多い．こうしたことが支出水準を高め，補助金額を低めている理由であると考えられる．

698

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一

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4推定モデルと推定方法
4−1：モデルのセッティング

本節および次節では，記述統計による前節の観察を踏まえて，環境要因の営業費用および貸倒損失に与える効果のより厳密な分析方法を考察する．最初に本節で農業小口金融を担う農業銀行の行動に関するモデルを構築し，続いて推計方法を定式化する．

なお，本節でモデル化され実証分析の対象となる論点にはかなりの限定性がある．第1に貸出対象の異質性とその選択の問題は扱わない．この理由は

単に貸出対象の属性た関するデータが利用可能でないからである．第2に農業銀行の営業費用と貸倒率を外生とみなして分析を行う．営業活動の強化に
よって貸倒率が逓減するとすれば両者は内生変数となりうるが，このような関係を考慮に入れると費用最小化行動を前提とした一般的な費用構造の分析手法が適用できなくなるため本稿では扱わないこととした．

本稿では農業銀行を地域独占主体と見なし，その金融機関の主体均衡行動
をモデノレ化する．農業銀行の競合相手としてはより情報優位にある在来金融の存在がしばしば指摘されている（例えぱBes1ey（1994））．しかし，途上
国農村における農業銀行と在来金融の関係は寡占競争下における参入ゲーム（例えぱTirole（1992），ch8）としてよりは，農業銀行の参入可能範囲の問題として扱う方が実態に即していると考えられる．タイの農村に関しては，

在来金融の金利は1980年代後半で月5〜20％（単利で年60〜240％）である

一方，農業銀行の金利は商業銀行の水準より低く，1993年の短期貸出金利
は年11．5〜14．5％である4）．このように価格水準の異なる金融サービスが同一地域に併存していることは，両者から農家が得る信用の種類が異なったものであり，両者に代替性がないことを示唆している．すなわち，農業銀行の活動が浸透している市場としていない市場の分断が存在していると考えられ
る5）．在来金融を残存せしめている原因は取引費用の問題に起因して代替的な貸出主体が存在しないことにあり，農業銀行の参入が可能となればそこか700

途上国農村部の不完備市場への近代的金融仲介の漫透過程（69）

ら形成されるコンテスタビリティーによって多くは受動的に市場から退出す
ることになると考えられるのである．

また独占的貸出主体たる農業銀行の最適化行動に関しては，生産規模最大化原理を仮定する．農業・農協銀行は農業への貸出を目的として運営されている政策金融機関であり，農家への最大限の貸出を実現するという政策目的
がしぱしば掲げられている．また，こうした金融機関は経営の持続可能性の基準によって通常評価される．この点を考慮すると，農業銀行は非負利潤の制約下で生産規模最大化の行動を仮定することが妥当であると考えられる．

本稿のモデルは，黒田・金子（1985）の相対型モデルに基本的に依拠しつ
つ，貸出に関して吉野・藤田（1996）型の費用相償原理の仮定を導入して構築されている．

1）銀行の最適化行動

銀行は相対取引の下で各貸出に関してその貸出額を決定する．貸出金利は各プロジェクトの性質により外生的に決定される．貸出は無担保とする．貸出には人件費・物件費から構成される営業費用（関数）が存在する．
銀行の期待利潤は以下のように表現することができる．
王（1＋一）止．

π一‡／（1・1）・1∫舳・1・∫・工（巧）・・一り（1）（1＋一）工、o

一ψ一ψ一・（剛ここで，巧，L，，η，ηはそれぞれ各貸出に関する貸出金利，貸出額，本店勘定の資金の使用に支払うコミッシ目ン，預金金利，∬，D，C（・）はそれぞれ本

店勘定からの資金利用額，預金，貸出にともなう費用を表している．
また，π，は各プロジェクトの収益を表す．π，は確率変数であり密度関数∫（z，）にしたがって［O，元］の範囲で分布する．π1の実現値が（1＋巧）ム．以上であれば資金の回収が可能であり，それ未満であれば貸倒が生じる．したがりて，（1）式の中括弧内第1項は完全回収のケース・第2項はデフォルトの
701

（70）

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平均の変位の例

淋）

u

u

→

→

F（工．）

（1＋一）工工1

ケースにおける粗収益の期待値を表している．

（1）式の右辺のうち期待収入を表す中括弧内については，部分積分法により，以下のように変形できることが知られている．

・一恥一∫舳舳η／一娯一ψ一・（払）（・）（1切）工、

ここで・珂（・）は榊一∫榊・で表される累積分布関数である．

2）バランス・シート制約
農業銀行の各支店は，預金と本店からの資金移転によって資金調達を行い，貸出を行うものとする．したがって，以下のバランス・シート制約をもつ．

H＋D＝ΣL，（3）．これを（2）式に代入すると，・一恥一∫へ（み）・・／一帝一（η一η）・一・（‡ム）（・）702

途上国農村部の不完備市場への近代的金融仲介の浸透過程（71）3）銀行の主体均衡条件
費用相償制約6）のもとで，生産規模最大化を目的として行動していると仮定した場合の主体均衡を解いてみよう．生産規模最大化問題は以下のように記述することができる．

〃伽ΣL，
L。

！

1川一恥一ザ舳1卜祥ム十1）・一・（払）一舳
最大化の一階条件は箏＝Oとして
署一1・1←一（1・1）・（（1・1）ム）一σ（亭ム）／一・（・）器一π一恥一ザ仏舳・／一帝一η・一・（羊・）一舳（6）

ただし，λはラグランジュ乗数，λは支店の資産規模，θはλに対する留保利潤の比率である．（6）式は費用相償条件である．（5）式からは各貸出における限界利潤一定の条件

÷†（1−1）・（（1・1）ム）一σ（享ム）伽舳（・）が導出できる7）．

4−2：費用関数の推定の方法

まず最初に，営業費用すなわち費用関数の推定式の定式化を行う．本稿では以下の費用関数を想定する．

C＝C（γ；岬、W；，exp（E））（8）

ただし，γ岬，肌Eはそれぞれ，生産量（貸出額・・ΣL，），物件費，人件費・支店の属性等の外生要因を表す．費用関数をトランス・ログ型関数で
表すと，

1
2
12 2
1nC＝α曲1・γ十了α1（1・γ）2・君βll・㎎・丁醍、β1−1州1・肌

703

（72）

一橋論叢

第119巻

第6号

平成10年（1998年）6月号

2＋γ1五十γグ十Σγ1，E・1・附γ甘万・1・γ
1＝1

（9）

となる．各変数の作成方法は補論2に示す通りである．費用関数が理論的に想定される適切な特性を持つためにはパラメーターが，1）交叉項に関する対称性（β1㎜＝β閉1），2）生産量と要素価格に関する単調増加性（α、＞0，β。＞O），

・）要素価格に関する一次同次性（汁1舟弍倉ん一・）・の各条件を満たす必要がある．本推計では，1），3）を推定式の制約として導入して推計を行った後，2）の符号条件を満たしているか否かをチェックするという手順をとる．

4L3：主観的貸倒率の変位の推定方法
つぎに，貸倒損失を定量的にとらえるために主観的貸倒率の推計とその変位の推定方法を定式化する．貸出金利について同一金利γが適用されているとすると，各支店の貸倒見込額は（6）式より，‡∫（舳・（屯）・屯一（1一・）私一ψ・巾）一1い・）で算出することができる．ここで得られた数値を貸出総額と粗利子の積で除すことで，各支店が抱いた平均的な主観的貸倒確率を得ることができる．計算された貸倒確率を戸、（二F（（1＋η）ム、））とする．主観的収益率が（対数）正規分布に従うとすれば，簡単な変数変換の手順により分布のパラメータを直接推定することができる（黒田・金子（1985））．すなわち分布に関して対数正規分布を仮定し，〆＝（1＋η）L、とあらわせば，貸倒確率はFψ，σ2，zご）＝戸，（11）と表すことができる．ただし，μ，σ2はそれぞれF（・）で表される対数正規分

布の平均と分散を表す．標準正規分布関数をG（・）と書くと，標準化の手順をもちいて・（1n考■μ）一戸
704

（1・）

途上国農村部の不完備市場への近代的金融仲介の浸透過程（73）となる．ここで，標準正規分布関数の逆関数φ（1〕）から，（12）式の関係は1nπご＝μ十σ￠（戸、）（13）と変形することができる．

5推定結果
5−1：推定方法と基本式の推定結果

実際の費用関数の推定では，外的環境の変数については1次項までを，また支店の年齢については2次項までを導入して推定を行っている．したがって，外生的環境の変数についてはα。，β2。，γ11，γ］。，γ1顯＝Oを仮定して推定を行っている．基本的な費用関数の推定繕果は表7の通りである．全支店を対象とした推定については各係数は概ね有意であり，良好な推定結果となウている．しかしホワイト・テストの結果，全支店82サンプルでは分散不均質性の可能性が排除できないとの結論を得たため，以後の推定は郡支店サンプル（62サンプル）によっておこなうことにした．郡支店サンプルによる推定結果は全支店ほどパラメータが有意ではないが基本的には符号条件を満たしている．全支店サンプルによる推定からは，県支店ダミーが有意に正であることが見いだされ県支店が相対的に高費用構造にあることが確認された．また，両サンプルによる推定に関して極めて強い規模の経済性が観察されている．

このことは，農業小□金融の業務が極度に費用逓減的な生産構造をもっていることを意味しており，大きな固定費用の存在を示唆するものである．

次に分布パラメータの変位に関する（13）式の実際の推定にあたっては，

貸倒確率の変化を平均μあるいは標準偏差σの外生要因による変位であると仮定して推計を行うている．それぞれのケースにおける推定式は
lnπご＝μo＋μ1万十σoφ（戸、）ln

zご＝μo＋（σo＋σ1亙）φ（戸、）（14−1）（14−2）となる．ただし，支店の営業年数の効果については費用関数における効果と比較する必要から標準偏差の2次項の効果までについての推計も行っている．
このケースでは推定式は
705

（74）

第119巻第6号平成10年（1998年）6月号

一橋論叢

表7基本式の推定結果
費用関数1全支店

費用関数：全郡支店,f5 / ‑

, 5;= ‑

tl :

‑

a2

‑0.1713‑ o.42000.04700.9765fi22‑ 0.2276‑ l.6702***

Number of: 62
Numberof Sample
Sample＝62
White

ao

‑ 0.3497‑ 0.0923

al

0.67691 1 .2329

a2‑0.1558‑ 0.8559

0.0728l.6845fi22‑ o.2463‑2.0214PD

0.2225

3.1830R−squared＝0，593

Scale＝O．70760

NumberofWhite

Test＝15．2235

Adjusted

分布パラメーターの推定：全郡支店

Numberof

Sample：62

AdjustedR−squared

注11White

***
**

***

PDは県支店ダミー

Test＝10．5497

Adjusted

tl :

:

*

9.1626p2

1.02940.7076*0.0477

al
p2

ao

f

Sample：82

R−squared＝O．777

SCALE＝O．67690

O．133

Testの5％水準の閾値は，説明変数5で11．0705，説明変数6で12．5916である．

注2：Scaleは平均値の回りにおける規模弾力性を表す．
すなわち，C（〃）に対して
Scα2＝∂C（fγ）

∂工

∂1n

＝

C

∂工

＝α1＋α室1n

一

y

一

十γ〃E

表8，表9に関しても同様である
ln〆＝μ。十（σ。十σ1万十σグ）Φ（戸）（14−3）となる8）．

貸倒確率に関する分布パラメーターの基本式の推定の結果は同様に表7の通りである．自由度修正済み決定係数は低いものの定数項（平均），一次項（標準偏差）ともに有意水準が高く妥当な結果を得ることができた9）．

706

途上国農村部の不完備市場への近代的金融仲介の浸透過程（75）

5−2：外生的環境の効果

外生的環境に関する変数を導入した推定結果は表8である．費用関数については要素価格の有意水準が基本式より改善している．外生的環境の効果については，人口あたりバス台数が営業費用を逓減させ，また農協の活動水準
が営業費用を逓増させる傾向が見いだされている．つぎに、貸倒確率に関する分布パラメータの推定からも安定的な結果を得ることができた．外生的環境の効果は，営業費用への効果と同様に人口あたり路線バス台数が貸倒確率を引き下げ，農協の活動水準が貸倒確率を引き上げる傾向が見いだされている．また，電化村率が貸倒率を引き上げることが10％有意水準で観察された．しかし，推定結果から計算された貸倒確率の変化の程度は，平均の変位と見たケースと分散（標準偏差）の変位と見たケースでは大きく異なる値を示すためこれらの効果については定性的な傾向を指摘するにとどめることとしたい．

推定からは以下の事実が窺われる、第1に社会資本に関しては交通インフ
ラが営業費用と貸倒確率を逓減させる傾向を持っている．この事実は交通イ

ンフラの普及による農家と農業銀行の聞のコンタクトの容易化が，営業費用の節約と貸倒の低下をもたらしていることを示唆している10）．他方，通信イ

ンフラの普及は営業費用を低める効果も貸倒率を低下させる効果も持っておらず，電力の普及に関してはむしろ貸倒率を上昇させる傾向すら観察されている．以上から社会資本については交通インフラがとりわけ重要な効果をもつことが見いだされた．第2に農業協同組合の活動水準の強度は同様に営業費用と貸倒率に関してネガティブな効果をもっている．農協の活動水準が費用を高める効果を持っていることはこの組織が農村組織の機能としてしばしぱ期待されている取引費用の節約を果たしておらず，逆にロスを生じさせている可能性を示している11〕．

5−3：支店の営業年数の効果

支店の営業年数の効果を導入した推定の結果は表9の通りである．第1に
707

（76）

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表8外生的環境の効果の推計結果
1）路線バス／人口分布パラメーター

費用関数
パラメーター

推定値

αo0．129621226

αlO，8307111013α20．3459

07278

tl

tai

工値

:

'10

22.2 1 l

22.3240/ll

212.863l.9273ao

l.814

2.9304alβ盟

一〇．0457

E−2002400−0．3367:

21 9012l.904

3 0285‑ 122.l04‑ 1 8056

a22−3．ヨ374

Numberof

Samp1e35

AdjustedR−squared

O．78362）電話回線数／戸数
費用関数
パラメーター

22.366t

推定値

AR0.19910.2784‑ 0.0000‑ 0.4530

分布パラメーター
f

値

:

i

22.143αoO．175713448

po21.87921.5351

α10．7939o．3461pl

6.016

l.1684

1 .6832.6963α2−O．1757−o．3445ao

β20．0881

1．4622Ul

β22−O．0959−o石162a22

E−3．2275−l1626

NumberofSample35

AdjustedR−squared

O．7138

Scale

AR

t

tl :

:

21.1993

1.830

2.7169‑ 3.342‑ 1.0546

0.1428O,1368‑ 0,0000‑ 0.9035

O．79393）電化村率
費用関数

分布バラメーター

パラメーター

推定値

#

オ値

t

:

Ito

28.691

7.4336pl‑ 9.443‑ 1.8199

1 .7352.8721

α2−O．3002−05窩28ao

β2

0．1O181−6407alβ珊

一〇．1304−08246

a22

tf

:

:

Adjusted

708

ofSample35

R−squared

O．7020AR:

22.25122.0217‑ 1.998‑ o 9537

5.474

1 7579

E1，132ヨo．3773
Numbert0.19000.1849‑ 0.0000‑0.7239

途上国農村部の不完備市場への近代的金融仲介の浸透過程
4）農協数／非市街地人口
費用関数
パラメーター

推定値

分布パラメーター
f i

工値

1 :

t

:

αo

一〇．1003−16351,lo

2̲092

22.4142α10．8683

12，252ヨ,ll‑ 3985.630‑ 1 9482

1.574

2.6682

α2ーO．0624−o1532ao

β20．07931．6424alβ理−O．1054−08509a22

E4030．3700

4．2276

NumberofSample35

AdjustedR−squared

O．8147

Sca1e

（77）

AR

t{i

21.99422 28171.519

2.56202301.940

l.85120.20100.19261.00000.4584

O．86835）農協組合世帯数／非市街地人口

費用関数

分布パラメーター

パラメーター

推定値

tf i

一値

:

t

αo

−0．3194−2．2548'to

21.89020 2022α■O．781810−1704plo.366

0,0322α2−O．5355−L1523ao

1.532

2 4560β2

0．0952

1■560

al

β22

−O．1658−1」804a22

E．

153329

2伽08
35

AR

t i

21.89721.0937

1.545

2.4099‑ 0.565‑0.08190.10620.l064‑ 0.0000‑ 0.0453

支店の営業年数の1次項γ1は両推計において有意に正の値を示しており営業費用は古い支店ほど高い傾向にあることが示されている．第2に支店の年

齢の2次項γ2は有意に負であり，営業活動の継続による費用の逓増の効果
そのものは逓減的であることが示されている．

第4節の表5では支店の営業年数と貸出額の間にかなりの相関が示唆されている．したがって，年々規模経済性による費用の節約が生じているはずである．にもかかわらずむしろ費用が逓増する傾向にある事実は，支店が生産活動の拡大過程すなわちセット・アップ過程において規模経済性に起因する費用逓減性を上回る逓増要因を含んでいることを示唆している．また，逓増
709

（78）

一橋論叢

第6号 平成10年（1998年）6月号

第119巻

塞9支店の営業年数の効果
費用関数

パラメーター
αo

推定値

値

一〇．2588

一2．10馴

α10．7846

3．2770α！

0．1207

0，242ヨ

β2

β盟
γ1

＊＊＊

0．23781．9430＊−O．2497−L7193＊0．16282．1750γ2−〇一0352

−16〃9

γ12

−O．1057−12686

γ1鐵−0．1059−08139＊＊＊62

Number of Sample
Adjsted R−squared
White

＊＊

0．64871
10．5497

Test

Sca1e

0．78456

分布パラメーターの変位
tf t :tff

21.830'1027.8050

,ll

l.536

ao

3,1695::t:

21.17528.71120.091

3.6454l.304

2 9230

al

f

:

t

:

f i 1 :

21.408t !

O.129829.5748

1.450‑ 3 6600

1.455

3.2280‑ 0.056‑ 3.6600‑ 0.06 1‑ 0.970 l

0.001

o 07800.2772o.27820.2659‑ 0.0099‑ 0.0080‑0.0080

12.692t E 2

支店の営業年数の営業費用およぴ貸倒損失への逓減効果

A

1
2
3
4
5
6
7

年 目
年 目
年 目
年 目
年 目
年 目
年 目

B

A＋B

貸倒損失の逓減額

総合的効果

一565，227．2

1，764，827．9

1，199，600．7

一409，503．1

2．226334．5

1，817，331．4

一253，779．O一2，136，145．3

1，882，366．3

一98，055．O

2，027，264．8

1，929，209．8

57，669．1

1，900，192．9

1，957，862．O

213，393．2

1，755，999．8

1，969，392．9

369，117．3

1，596，825．5

1，965，942，8

営業費用の逓減額

単位

注1：中間期（4年目）における値
注21σ1＝σ里。＝Oの帰無仮説に対する尤度比検定値

710:

21.409

a22

AR

t

Bahts

29 3126l途上国農村部の不完備市場への近代的金融仲介の浸透過程（79）性が低下している事実はこのような逓増要因が徐々に弱まりいずれ逓減段階に至る可能性があることを示唆している．こうした逓増要因の存在は支店が営業開始時期にあって，情報生産能力に関するセット・アップコストをサンクしている過程にあると解釈することができる．

つぎに分布パラメータの推計結果は，各パラメーターの推定値とも非常に高い有意水準を示しており安定的な推定結果となっている．外生的環境の変数とは異なり，平均の変位と見たケースも分散（標準偏差）の変位と見たケースも，貸倒確率の変位の程度に著しい違いぽない．すなわち，分布の平均

は支店の営業年数にそって正に変位しており，その結果，貸倒確率が年O．0099程度低下することが示されている．分散のケースについては，分布の標準偏差が負に変位しており同様にO．O080程度低下することが示されている．

以上のように，支店の営業年数を導入した推定からは安定した定性的な傾向を見いだすことができた12）．このような推定結果を踏まえて，平均的支店における営業費用の低減と貸倒損失の逓減の通時的な効果を観察してみよう．

支店の生産量（貸出額）はサンプルの平均値とし各時期において変化しないものとする．費用の逓増額は費用関数の推定結果を用いて，∂C∂γ鮒＝C｛γ1＋〃・〃十γ1・（1・岬■1・肌）十γ1・1・γ｝（15）で計算することができる．他方，貸倒損失の逓減額は分布の変位から計算される各年の貸倒確率の逓減値△1〕（γωγ）を用いて，

γγ・△P（γωr）（16）

で推計することができる．表によると営業費用は当初逓増するが5年目あたりから逓減に転じることがわかる．また貸倒損失は比較的安定的に逓減する．

総合的な効果は，2年目に逓減額が大幅に上昇した後ほぼ安定的に推移する．
両者の効果を比較すると貸倒損失の変化額は営業費用の変化額よりはるかに大きく，全体の効果はほとんど後者によって決まっていることが確認できる．

711

（80）

一橋論叢

第119巻

第6号

6

平成10年（1998年）6月号

まとめ

本稿でなされた観察の要点は以下である．第1に外生的環境については，

社会資本の中でとりわけ交通インフラの普及が取引費用の逓減に大きな効果を持っている．他方，通信インフラ，電力の普及には効果を見いだすことができなかった．また，農業協同組合の活動水準はむしろ取引費用を逓増させる傾向をもっている．第2に，BAACの業務には，大きな固定費用の存在を示唆する著しい規模の経済性が観察されている．その一方で，支店の活動の初期に営業規模の拡大にともなって営業費用が逓増する傾向があり，規模の拡大過程に大きな追加的費用がかかることが示唆されている．こうしたことから，支店の開設後の数年間の間，情報生産能力への投資の過程が存在し，その後それが固定費用として機能している関係にあると考えられる．第3に貸倒損失は支店の活動の初期から安定的に逓減し，しかもその逓減の規模は営業費用よりはるかに大きい．したがって，この貸倒損失の部分が農業金融機関のパフォーマンスを決定する上でより重要な意味をもつと考えられる．

以上，本稿はいくつかの点で興味深い事実を計量的に確認したが，主にデータのアベイラピリティーの問題から検討できなかった論点を多く残している．例えば社会資本の外部効果については識字率や教育水準など人的資本水準が，また農村組織についてはより自生的な貯蓄組合などの住民組織の活動水準がより重要である可能性がある．一また情報生産能力については過去の貸出額や他の金融機関の活動水準なども重要性をもつと考えられる．こうした問題については今後サンプルの次元を変えるなどして更なる検討をおこなう
ことを予定している．

補論

1：貸倒引当金，延滞率による貸倒率の推定結果

本論でおこなった貸倒確率の妥当性を検討するため支店の資産項目から全貸出に占める延滞額と貸倒引当金の比率を別途作成しこれらを貸倒確率の代理変数として推定を行った．延滞額は将来その一部が貸倒となり，貸倒引当金は将来への貸倒のための積増し金であるため実際の貸倒額と強い正の相関を持つと考えられるが，そ712

途上国農村部の不完備市場への近代的金融仲介の浸透過程（81）

れらは会計基準に強く依存して決ウているためこうした指標から貸倒確率の近似値を推計することは困難であると考えられる．

推定結果の一部を表10に示してある．基本的な推定式の結果はσ1（標準偏差）についていずれのケースも有意ではない．また貸倒確率の変位も極端な数値をとり，平均，分散（標準偏差）の変位のケースの間で不安定である．これらの結果は両変数とも貸倒率の代理変数ではあっても，近似値ではないことから自然な結果である
ように恩われる．しかし，このような推定に桃・ても本推定で有意にとらえられた

変位を部分的にとらえることができる．延滞率については支店の営業年数，路線パス数，農協数，電化村率が，貸倒引当金については支店の営業年数が本推計と同じ方向に変位していることが示されている．

補論

21変数の作成

費用関数の推定に用いられる変数は以下のように作成されている．
ム＝生産量＝貸出額

W1＝物件費価格＝物件費／純固定資産

W2＝賃金＝人件費／労働者数
労働者数については各県合計従業員数とコンケン県の支店別従業員数について入手できたのみであった、コンケン県の各支店の従業員数は各支店の資産シェァと強い相関をもっている、ただし，新設支店の従業員数のシェアは資産シェアよりも固定資産のシェァと近い値を示している．各支店の労働者数はこれらによって按分して作成した．

謝辞

本稿の作成の過程では，寺西重郎先生，奥田英信先生．黒崎卓先生をはじめとして，多くの方々から大変有益なコメントを賜りました．また，本ジャーナルの

匿名のレフェリーの方々からのコメントも本稿を改善する上で大変参考になりまし
た、ここに記して感謝申し上げます．

1）資産負債表，損益表は農業・農協銀行本店の会計部から東北タイの全支店について入手した．原資料はタイ語であり英語への翻訳は同行に依頼した．ただし，労働者数については部分的な資料の入手にとどまったため補論2で示される方法

により推計した．1993年のデータは調査時点での最新のデータである．年次報
告書には分析対象となる年とその前年において深刻な不作，天候不順などの外生的ショックに相当する事態は報告されていない．
2）

たとえぱ，平塚（1990），Yaron（1994）

3）

ただしその2つのサンブルを除いて計算しても貸倒弓1当金はO．91％という高い値を示している．

713

‑1i i ‑‑"‑^"( 82 )

i 119

6
i

i

l0L

(1998 p) 6 Fl =

10

;

fi :

t :

;to

19.28993.1268

,ll

0,l03

3 9533ao

O 101

1 3694al

1

t :19 581

lOl.1890

0.214

2.6900‑ o 040‑4.0334

a:2

AR

l)

' ; lArl
推定値

値

611176μ1

19794
221838

oo

o．387

17567

μ0

推定値

:

O 19800.04Bl‑ o 3904‑ 0.04 72;. ; l) rl
推定値58．4694

O．504

2，065ヨ一146．865

一1，943目

ol

1値

58．8567μ619．752

μ1

159555

Lヨ542

oo

○工00

1．5875

推定値

19828

値

59．3970

O．211

17116

一52．56ヨ一13129

○邊

O0645
00000

λR

鯛硅靭賓位

4

O．0844月丘

O．0512

O．0481

O．3865廣鯛靹変位

O．OOOO

O．4910

f
tf

E1 :

6)
tfi :

po

28.691

7.4336pl‑ 9 443‑ 1.8199

ao

l 735

2.8721

al

f

t

;/

:

t
ff

22 25122.0217‑ 1 9g3･‑ 0.9537

5.474

l.7579

al

a:2

:

t :

,Jo

23.550

6 1371,ll‑ 5.54 1‑0.9763ao

0.147

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途上国農村部の不完備市場への近代的金融仲介の浸透過程
4）1980年代後半の在来金融の金利水準にっいてはSiamwa11a
商業銀行，タイ農業銀行についてはそれぞれ，Month1y1and，およぴAnnual（83）

et．al．（1990）．

Bulletin．Bank

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Report1989，BAAC．

5）重富（1996），ch1によると、BAACの貸出はほぼすべて設備資金に限られ，運転資金的な需要には対応せず，こうした信用は在来金融や貯蓄組合によって供給されていることが指摘されている．

6）実際には各支店の利潤の平均値は正であり各支店は正の利潤を維持するよう行動していることが示唆される．ここでは各支店は資産規模に応じて若干の利潤を留保するよう行動するとの仮定を導入した．しかし、この仮定は後の言十算において主観的貸倒率の値をシフトさせるだけであり、その変位の推定に際しては大きなバイァスはもたらさない．

7）本稿では貸倒確率の推言十を生産規模最大化という比較的強い仮説に基づいて行っているが，（7）式からこの仮説の1つの実証的傍証を得ることができる．利潤最大化が行われている場合限界利潤はゼロとなり，生産規模最大化の行動下ではマイナスになる．費用関数の推定によって限界費用を算出し，限界利潤を計算したところ平均が一〇．88739，標準偏差がO．O0326であった．この結果から限界利潤の値が極めて高い有意水準で負であることが確認される．

8）2次項までの効果は平均よりも標準偏差とみるケースの方が安定的であるため，この分析に関しては後者のケースをもちいることとした．

9）本稿の主観的貸倒率の算出にはかなり強い仮定がおかれており信頼性に問題が残る．そこで，補論1において貸倒確率について代替的な代理変数による推定を行った．

1O）ただし人口あたりバス台数は，経済的に発展しているが故に高い水準と示すという因果関係が存在する可能性がある．この問題は交通インフラの水準に関する一般的な問題である．ただ，農村の金融取引における銀行窓口までの移動費用の重要性は多くの文献（例えぱ米倉（1995））で指摘されており，本稿はこれらに沿った解釈を行った．

11）

タイの農業協同組合は行政機関としての性格が強く，農村住民から乖離した存在である点は例えぱ重富（1996，ch5）などが指摘している．推定結果はそうした見方と整合的である．

12）貸倒引当金が極めて高い1992年設立の2支店を除いたサンプルによる推定でも，推定結果はほとんどかわらなかった．

715

（84）

一橋論叢

第119巻

第6号

平成10年（1998年）6月号

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No．452（タマサート大学客員研究員・一橋大学大学院博士課程）

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