要約

1.はじめに
経営者交代は経営者報酬とともに経営者を規律付けるコーポレート・ガバナンスの仕組みとして機能している。一般的には業績が悪化すると経営者の交代の可能性が高まる。わが国の経営者交代については，山口(2011)が1999年から2009年まで，榎本・山口(2020)が2010年から2019年までの経営者交代データを用いた基礎的な分析が行われている。そこでは業績との関連が交代のバターン（経常的な交代か強制的な交代か,内部者の昇進か外部者の就任か)に応じて異なることを示している。またMiyajima, Ogawa, and Saito (2018)においては1990年から2013年のデータを用いて業績と経営者交代の関係（業績感応度）が海外機関投資家の増加，株式持合の解消によりROAからROEに変化したことを示している¹。わが国の銀行の経営者交代に関する研究では、例えば、富山（2001）では1976年から1997年までのデータを用いて頭取の交代，業績とコーポレート・ガバナンスに関連する事象の分析を試みている。そこでは業績が悪化するほど頭取が交代しており，外部出身の役員が存在する銀行ではこの交代確率が下がっていた。さらに不良債権比率が高いほど交代確率が高まることが示されている。次に渡辺(2017)では外部取締役の存在と投資の損失からの撤退の関係を分析している²。1997年から2012年までのデータにおいて頭取経験者が退任すると個別貸倒引当金繰入額と貸出金償却の合計である不良債権処理費用が増加することを報告しているが，外部取締役の存在との関連は見られなかった³。この2つの研究が存在するもののわが国の銀行の経営者交代の系統的な業績との関係についての分析は銀行業の重要性にもかかわらず少ない4.5 。規制産業である銀行は、金融庁や日本銀行との関係性が深く，当局の天下り先として銀行の経営者のポストが利用されることがあり、そのことが銀行の業績悪化と関連し度々問題となっている。例えば2018年に最終赤字を計上した福島銀行に対して業務改善命令が出され，日本銀行出身の森川頭取は引責辞任し、外部である東邦銀行から新社長を迎え再建を目指すこととなった6。この福島銀行の例をみると再建のために再び外部から頭取を擁立しているが、内部昇進と外部から頭取を擁立する場合とでは，銀行の業績にどのような違いが出るかといった交代の態様による違いについてはわが国では検証されていない。間接金融が中心の日本にとって経営者交代による融資方針の変更等は中小企業の経営者をはじめ重要な関心事であり、銀行経営者の不良債権の処理方針に関して規制当局は注視している7。わが国において銀行の経営状況が経済に与える影響が大きいことを鑑みると，経営者交代の銀行の業績にどのような影響を与えるのかについて検証することに意義がある。また業績のみならず銀行の経営者が交代することによる貸出比率の変化や不良債権処理費用の変化を検証する意義は大きい8。多くの一般事業会社での研究では経営者交代とビッグ・バスが結びつけられる。ただし、ビッグ・バスは銀行では規制資本を減少させ，ひいては銀行の融資能力を低下させることになるという制約がある。銀行の収益性に対しては金融システムの安定性の観点から当局にも注目されている。経営者交代は様々なバターンがある。例えば，任期を終えたあと後進に道を譲るため，あるいは若返りなどに伴い，退任のある程度前から後任が予定されているルーティン通りともいえる交代がある。こういった場合は特に前任者は社内に影響力を残すために会長、相談役等で取締役会に残留することがある。これに対し，経営者としての資質を問われ，その会社を去るような場合は交代が強制的といえる。強制的な交代は低業績、不祥事等を理由として発生することが多く，そのほか健康上の理由で退任するケース，死去もある。一般的に強制的交代の場合は，退任後に社内に残ることができないか，残ったとしても実権を失うことが考えられる。また経営者の出身も議論されている。わが国の場合は特に入社後20年から30年を経て社長になるケースが多く，これが内部者の昇進の典型である（榎本・山口2020)。直接外部から就任するケースとしては，例えば親会社等関係会社，銀行等から経営者として招聘されることがある。内部出身の場合は，経営者になる前には前任経営者および内部の関係者と十分なコネクションを有して経営者として就任するが，外部からの就任の場合にはコネクションは弱くなる。こういったことは新任経営者の行動に影響する。本研究では銀行の経営や交代の要因と帰結について，2003年から2021年までの比較的長期間のサンプルを用いて経営者交代の態様を考慮して検討することを目的とする。分析の指標はMohanram, Saiy, and Vyas（2018）,北川・深谷（2020）で用いられた指標に持分比率を加え，さらに利益マネジメントの指標として先行文献で用いられてきた異常貸倒引当金繰入額，有価証券売却損益を用いている。分析の結果、銀行業では67%の頭取が退任後会長に就任することが判明した。さらに新閉記事による交代理由の調査では業績や不祥事による交代の割合は小さかった。また，強制的交代と外部から就任した交代の場合と，経常的交代と内部出身者による交代の場合で経営者交代前後の利益の動向が異なることがわかった。例えば,前者では交代の1期前のROAが後者と比べて悪化しており貸倒引当金繰入額が多額となっているものの,交代期,交代型期と改善している。後者では交代した期に最も業績が悪く交代翌期に回復する。そして注目すべきは交代翌期には業績の差異はほぼ消滅していることである。これは一般事業会社を主として検討した山口(2011)，榎本・山口(2020)とは異なる。本研究の貢献としては2003年から2021年までのわが国の銀行業における経営者交代の基本的なデータを提供したことである。そこでは経常的交代，強制的交代，内部出身者の就任，外部出身者の就任ついて交代していない銀行と比較し，それぞれの特徴を明らかにしている。銀行の経営者交代の態様を様々に分類した分析はこれまで少なく今後の銀行研究の礎となるものである。本研究は以下のように構成される，2節が先行研究，3節が銀行の経営者交代の概要，4節が財務比率等分析，５節がまとめである。
2.経営者交代と先行研究
わが国以外の銀行経営者の交代については米国を中心として先行研究が蓄積されており,本節では経営者交代と会計的業績との関係を分析した研究に注目する。Barro and Barro (1990)は1982年から1987年の米国の銀行を用いて調査を行っている。CEOの交代は年齢，株価収益率と関係していた。しかしながら利益の変化及びその変化の係数は有意ではなく，利益との相関は発見されなかった。これに対しProwse（1995）では、1987年から1992年の銀行持株会社の経営者交代を分析したところROEが減少するほど経営者が交代していた。具体的にはROEが中央値から第３四分位に下落すると11.7%交代確率が高まることを示している。 Webb  (2008)は1992年から2004年の株式公開されている米国銀行の経営者交代と経営者報酬の関係を分析した。経営者交代の交代確率は株式収益率と反比例し、年齢と比例していた。しかし株式収益率と年齢との交差項は有意でなく年齢が株式収益率での評価に影響を与えていない。 Palvia (2011)では2004年から2007年の米国銀行のデータで業績，コーポレート・ガバナンス、規制と強制的交代の関係を分析している。そこでは産業平均調整済ROEが小さいほど，取締役の独立性が低いほど強制的な経営者交代が行われていた。この交代確率はCEOが取締役議長の時(取締役の独立性が低い時としている)には減少する。またCAMELSレーティング(銀行格付制度)が低いないし低下すると経営者交代の確率が上がることを示している。金融機関のリスクと経営者交代の関係を分析したのが，Schaeck, Cihak, Maechler, and Stolz（2012）である。そこでは、1990年から2007年の米国コミュニティ銀行の強制的な経営者交代とリスクの関係を調査した。リスクの代理変数はZ-Score（ = [ROA + 自己資本比率] ÷ ROAの標準偏差)である。リスクの高い金融機関に対しては株主の規律付けが効果的で，債権者と規制当局の規律付けは観察されてなかった。つまりリスクが大きいほど経営者は交代し，損失（株主の監視の代理変数）を計上すれば交代確率は上昇している。しかし興味深いことに強制的に経営者を交代させても業績の改善は見られなかった。次に Srivastav, Keasey, Mollah, and Vallascas（2017）は2004年から2013年までの46カ国の261銀行を用いてイディオシンクラティック・テール・リスク(idiosyncratic tail risk)と強制的な経営者交代の関係に正の相関関係があることを示した。この研究では業績変数とコーポレート・ガバナンス変数が投入されており，産業平均ROA，産業平均調整済ROAが低くなるほど交代確率が増加し，CEOが取締役会議長を兼ねるとき強制的交代の確率が減少している。機関投資家の持株割合が増加するほど強制的交代が増加し、自発的交代が減少している。さらに大銀行の強制的交代確率はイディオシンクラティック・テール・リスクが大きいほど高くなる。一方システマティック・テール・リスク（systematic tail risk）は，このリスクが株主や組織に対して発生するコストに大きな変化を与えるときのみ強制的交代と関係する。会計業績は強制的交代のみと関連していた。 Chen (2020)は1995年から2010年までの米国銀行を対象にして，独立取締役の金融業界での経験が（強制的な）経営者交代をもたらし、外部からの経営者の就任の可能性を高めることを示した。そして強制的交代後には次期以降の業績を改善させることを示した。業績との関連ではROA，ROE（及び産業平均調整済ROA，ROE），株式収益率，Z-Scoreが小さいほど強制的な交代確率が高くなる。また独立取締役，専門性のある取締役の割合が大きいほど交代可能性を上昇させており，業績やコーポレート・ガバナンスの状況によって交代確率が変化することを示した。これまでの研究は銀行のみを対象としているが,製造業をベンチマークとしたのがHayes, Tian, and Wang（2022）である。そこでは1974年から2005年までの銀行，製造業のデータを用いて強制的な経営者交代について1994年の規制緩和前後を比較した10。交代は全体として，規制緩和前は減盆と関係し，株式収益率とは関係していなかった。規制緩和後は株式収益率と関係し利益の変化とは関係していない。この変化は規制緩和後の競争環境の変化や成長の機会の拡大によるものと指摘している。これに対し製造業では規制緩和前後を比較しても差がなかった。年齢は交代全体では正の相関が得られている。わが国の銀行を対象とした研究としては先に紹介した富山(2001)がある。特に昇進を伴わない交代（会長や副会長にならない交代）を取り扱っており、いわば強制的な交代の前に業績が悪化していたことを示している。先行研究では銀行においてもROA,産業平均調整済ROA等業績と経営者交代との関係がこれまで示されてきており，取締役会の独立性や，株主構成などのコーポレート・ガバナンスを示す変数との関係もある。経営者交代が業績との関係しているのであれば，経営者は，退任後のキャリアに影響を与えたり，就任直後にその後の評価に影響を与えたりするために利益マネジメントのインセンティブを持つかもしれない。一般事業会社では経営者の交代前後の利益マネジメントに関する研究は古くから行われている。しかし銀行の経営者交代と利益マネジメントとの関係は諸外国でもほとんど明らかになっていない。一般的に利益マネジメントは会計的裁量行動と実体的裁量行動に分類される(岡部1994)。銀行業の利益マネジメントに関する論文では，会計的裁量行動として貸倒引当金繰入額（loan loss provision）に焦点が当てられている。実体的裁量行動としては，有価証券売却損益，シンジケート・ローンの組成等の手数料収益が研究されているが，貸倒引当金繰入額と比較してかなり少ない11。貸倒引当金繰入額は特に利益平準化の文脈でしばしば分析されており、例えば、Lobo and Yang  (2001)  , Kanagaretnam, Lobo, and Mathieu  (2003)  , Hasan and Wall  (2004), 梅澤(2020)など多数ある¹²。しかしながら，これらの研究は経営者の交代は取り扱われていない。銀行の経営者交代と貸倒引当金繰入額等の利益マネジメントの関係を分析した数少ない研究としてはドイツの銀行を対象としたBornemann, Kick, Pfingsten, and Schertler (2015)とインドの銀行を対象にしたSarkar et al.  (2019),台湾の銀行を対象にしたShen and Wang (2019)，先に紹介した渡辺(2017)がある。まずBornemann et al. （2015）は，1993年から2012年におけるドイツの691の貯蓄銀行（saving bank）を用いて新任経営者の裁量的行動について分析している。分析の結果、新任経営者は裁量的費用を増加させる傾向にあることがわかった13。特に取締役会のメンバーでなく外部から就任した場合，前任経営者が（他の企業に転職せずに）引退している場合はその傾向がより強くなる¹⁴。このことは新任経営者が次年度以降の自らが到達すべき利益べンチマークを引き下げる効果があることを意味している。次にSarkar et al.  (2019)は, 2002年から2013年のインドの政府保有銀行(Indian Government-Owned Banks; GOBs）を対象に経営者交代が与える影響について分析した。この研究ではGOBに採用される定年制から，通常内生的と考えられるCEOの交代について企業の業績に関係なく外生的に決定される点に着目した。分析の結果,新任経営者は自らのリスクを低下させるために貸倒引当金繰入額を8.5%増加させるとともに貸出を縮小させることを示している。ただし定年となったCEOは貸倒引当金繰入額を増加させてはいなかった。 Shen and Wang  (2019) は2002年から2010年までの台湾の銀行の経営者交代とビッグ・バスについて調査した。この研究は交代を，民間銀行の強制的・経常的交代，政府保有銀行の交代，M&Aによる交代に分類している。分析の結果，民間銀行の強制的交代による経営者は貸倒引当金繰入額を用いて利益を減少させ，貸出金償却をより行っていた。政府所有銀行の経営者は利益減少的に貸倒引当金繰入額を計上していた。M&Aの後の経営者は両方とも行っていなかった。またわが国のデータでは、先述したように渡辺（2017）で、頭取もしくは会長などとして在任していた頭取経験者が退任すると不良債権処理額が上昇していることを報告している。どの研究もCEO（ないし経験者）が交代すると裁量的な費用，貸倒引当金繰入額を増加させることを示している。これは交代の直後に利益を減少させることにより、将来に経営者の評価基準となる利益ベンチマークを下げることができる。こういった行動は一般事業会社を対象とした研究では、Elliot and Shaw (1988),  Francis, Hanna, and Vincent  (1996),山口(2013)などで多く報告されている現象である。しかしながらAli and Zhang (2015),山口(2021)で示されている退任直前の利益マネジメント,あるいはHazarika, Karpoff, and Nahata (2012)のような利益マネジメントを実施した経営者の強制的交代の可能性については示されていない。
3.銀行経営者の交代とその特徴
3.1.サンプル選択手続
本節では銀行経営者の基本的な特徴について調査する15。サンプルとしたのは日経業種中分類で銀行業に属する上場銀行である。ただし、金融持株会社については調査対象外としている。経営者の交代は『企業基本データベース』（日経メディアマーケティング）の「役員」を用いて収集している。同データベースを用い頭取・社長等の肩書きを持つ者を銀行の代表者としてまず特定し、同一日経コード内で氏名が変化している場合を経営者交代とした。同データベースでは2003年3月期の有価証券報告書から収録されていることを利用し2021年３月期の有価証券報告書までに判明した経営者の交代うち，各決算日現在で上場している銀行を対象とする。さらに2003年3月期に在職している頭取については就任年月，前任者のプロフィールを有価証券報告書等から収集している。経営者の氏名が変化している銀行のうち，合併の際に日経コードが連続しない銀行から就任した頭取については経営者交代から除いた。同時に、日経コードが連続しない合併行の頭取の退任、ないし退任後のデータは収集していない（できないことが多い）。また新任経営者には以前に頭取を経験した者も含まれている。同データベースのほか経歴・年齢・就任年月日・入社年月については『企業ガバナンス評価（Cges)』(日経メディアマーケティング),『役員四季報』(東洋経済新報社),『eol』(ブロネクサス）を利用している。
3.2.退任頭取の動向と新任頭取のプロフィール
最初に退任経営者の動向について述べる。表1は退任した226名の頭取の退任後の動向である。なお調査対象期間の銀行年は1,426であるため，平均交代率は約16%となる。全体の退任数226名のうち頭取退任後に会長となった者が67% (152)を占める。さらにその会長のうち76%（116）が代表権を有している。つまり全体の半数以上が代表権を持つ会長に就任し，代表権のある副会長に就任した1名を含めると全体としては117名が代表権を保持している16。ほぼ同期間の上場企業全体では会長就任が45%程度であることを考えると，相当に高い水準である¹⁷。
[表1挿入]
表2は頭取退任時の年齢である。65歳と68歳が最も多く60歳から72歳に分布が集中している。平均は約66歳であり富山（2001）の65歳と大きな変化がない。また頭取退任時の年齢が70歳を超えるケースでは在任期間が10年を超える頭取が多い。表5の通り，銀行は就任年齢が遅いため，退任年齢が60歳未満は9人しかいない。諸外国の研究で見られる60歳未満を強制的交代の基準とするとわが国の銀行業では5%未満しか強制的交代とはならない。
[表2挿入]
表3は退任経営者の頭取在任年数である。月数は切り捨てている。6年が最も多く20%弱を占める。平均は7.0年，最長の在任期間は33年となっている。表にはないが，月単位で在任期間を計測しても72ヶ月が最も多く48ヶ月，84ヶ月と続き年単位の任期で定期的に交代していることが示唆される。富山（2001）では平均5.8年であり，1年ほど異なる。 [表３挿入]表4は退任理由について日本経済新聞の新聞記事を用いて調査したものである。『日経テレコン』で，交代日前6ヶ月から交代後1ヶ月間の当該銀行名と頭取名で新聞記事を検索し、ヒットした記事から交代に関する記述を確認した。表４の「非引責」は新聞記事からは引責や健康上の理由とは認められないものである。例えば理由が特に書かれていない場合,「若返り」,「ひと区切り」等の明らかに引責でない文言が記載されている場合には「非引責」にカウントした18。引責（業績）については赤字等の業績の悪化によることが書かれている場合，引責（不祥事）は退任理由が業務改善命令等の不祥事の責任と記述されている場合である。新聞記事から判断する限り引責辞任の割合は非常に小さい。なお引責辞任にもかかわらず会長に就任しているケースがある(ただし代表権はない)。こういった新聞記事による分類は交代理由について具体的に記述できる利点があるが、報道された内容を額面通りに受け取って良いのか、強制的交代の婉曲表現であるのかは明らかでない（乙政 2004, 191) 19。
[表4挿入]
次に新任頭取の経歴に移る。表5は新任経営者の就任時の年齢である。56歳から多くなり61歳をビークとして分布している。これは榎本・山口（2020）の傾向と大きく変わらない。58歳から61歳までで約半数を占める（110 / 226)。なお79歳の経営者は再就任である。
[表５挿入]
表6は入社後の就任までの年数である。年齢と合わせて考えると，大卒後に入行し，約30年で頭取に就任していることがわかる。在行年数の短い頭取は金融持株会社からの就任の場合があり、金融持株会社に異動の前は当該銀行に在籍していたケースもある。 [表６挿入]表にはしていないが直前に属していた組織はほとんど（217 / 226）が自行（あるいは合併前の銀行）に在籍していた。直前まで当該銀行に在籍していなかった新任頭取の9名のうち，金融持株会社からが１名，他行に在籍していたものが３名，銀行以外が５名である。新任経営者226名のうち、日本銀行出身は9名、財務省（旧大蔵省）出身者は11名である20
4.
交代前後の財務比率
4.1.リサーチ・デザイン
前節の頭取交代サンプルを用いて交代前後の財務比率について検討する。対象とする銀行は地方銀行協会と第二地方銀行協会に加盟している(いた)銀行に限定し，単体の財務諸表を利用する。分析に用いる財務指標は主としてMohanram et al. (2018),北川・深谷(2020)における銀行のファンダメンタル分析で用いられた変数について分析対象とした。当該文献は比率の差分を投入しているが本分析では成長性の分析を除き差分を取らずに分析する。財務データは『日経NEEDS-FinancialOUEST』（日経メディアメーケティング）を用いている。財務データのうち，貸倒引当金戻入額について2020年度以前はデータベース上の独立項目ではないため，全国銀行協会の「年度別：全国銀行財務諸表分析」を利用している。サンプルの選択基準は以下の通りであり，(4)と(5)は経営者の交代のあった企業群とない企業群を比較するために必要な基準である。経営者交代サンプルは第３節で用いた銀行をベースにしている²¹。 (1)日本のどこかの証券市場に上場している。 (2)分析に用いる財務指標がすべて計算可能である。 (3) 同一年度で2回以上の経営者の交代がない。 (4)経営者が交代し，かつ2年連続して交代していない（経営者が交代したサンプル)。 (5)連続する３年間で経営者の交代がない（経営者が交代していないサンプル)。上記のサンプル選択手続きの結果，経営者が交代したサンプルが162銀行年，交代していないサンプルが689銀行年である。この指標を経営者交代が発生した期をむ期として、た1期、τ期、τ+1期の各指標を比較する。新任経営者にとってはτ期が最初の決算期であり、 t+1期は期間すべてに自身が在任している最初の会計期間である（4月1日就任の場合はt期となる)。サンプル全体のうち,非交代サンプルを(a)として経営者交代のサンプルを(b)経常的交代(120銀行年)と(c)強制的交代（42銀行年)，(d)内部出身者による交代（146銀行年）と(e)外部出身者による交代（16銀行年）のそれぞれ2つに分類する。わが国企業を対象とする研究で経常的交代と強制的交代の分類は，会長に就任するかどうか(Kaplan 1994)，会長に就任もしくは取締役に残るか (Kang and Shivdasani 1995, 1996,首藤 2010), 取締役として残るか(石田・蜂谷2021),代表権を持っているか(乙政2004,山口2011, 2013, 2021）で判別されることが多い。本研究はMiyajima et al. (2018)に従い、前任経営者が退任後に会長・副会長職についていない銀行の交代を強制的交代に分類し、それ以外を経常的交代とする22 。内部出身者と外部出身者については,本研究では中内(2007),山口(2011, 2013, 2021),複本・山口 (2020)、Parrino  (1997)に従い,「入社から1年以内に頭取に就任した者」を外部出身者とし、それを超える期間在行して頭取に就任した者を内部出身者とする²³。分析ではそれぞれの特徴を比較するために(a)と(b), (a)と(c), (b)と(c), (a)と(d), (a)と(e), (d)と(e)の平均値と中央値の差の検定を行う²。山口(2011)，榎本・山口(2020)は，交代なし、経常/内部（経常的交代かつ内部出身者による交代、以下同じ）、経常/外部、強制/内部，強制/外部に分割しているが，このように分割しないのは例えば経常/外部のサンプル・サイズが7銀行年しかないためである。検討する指標の計算方法はAppendix Aに記している25。（1)から(9)までが収益性（および収益獲得の効率性）の指標である。退任経営者にとっては交代の直接の原因となった可能性のある指標であり， (1)株主資本利益率（ROE)， (2)総資産利益率（ROA）はもっとも注目される指標である。(3)ROAの差分も検討に加えた。(4)予想誤差についてはMohanram et al. (2018)にはないが,期初予想の達成が経営者の交代とどう結びついているかを分析し,その正確性について新旧経営者で比較する。Lee, Matsunaga, and Park（2012）,石田・蜂谷（2021）では予想誤差の大きい企業の経営者ほど交代することが示されている。(5)の総資金利ザヤの分子は資金運用収益の主たる構成要素である。資金運用の利回りから調達原価を差し引いており、資金運用の効率性を示す。(6)の経費率は効率よく粗利益を稼得しているかを示す指標である%。人件費や物件費などがこれら経費に該当し，貸倒引当金繰入額も含まれる²²。(7)の非資金利益率は各種手数料,トレーディング等の収支の比率を示している。(8)の資金運用比率は利息、配当金を生み出す資産の総資産に対する比率である。(9)の預貸率は銀行の預金がどれだけ融資として提供されているかを示す指標である。値が高いほど融資が活発に行われており、低いと資金に余裕があることを示す。 (10)から(16)は安全性の比率である。(10)貨倒引当金繰入額比率は貨倒引当金繰入額の貸出金に対する比率であり，安全性の比率としてだけではなく利益マネジメントの代理変数として広く用いられている。(11)は貨倒引当金繰入額の重要性から差分も分析に追加した。 (12)不良債権対貸出金比率,  (13)貸倒引当金カバー率はそれぞれ不良債権と貸出金,貸倒引当金と不良債権の関係である。(14)自己資本比率は銀行が公表している規制自己資本比率であり，銀行にとって安全性の一般的な指標である²。 (15)から(17)までが成長性の指標であり，それぞれ(15)業務粗利益，(16)貸出金，(17)トレーディング資産の成長率を示している。これら指標については成長性の分析であるのでMohanram et al.  (2018)と同様に差分を指標としている。 (18)から(20)までが持株比率に関する指標である。株主のうち国内外機関投資家，金融機関は銀行を監視する能力が高いと考えられる。一般事業会社を通じた分析では，外国法人持株比率，金融機関持株比率の高い企業では経常的かつ内部からの昇進が多いことが示されている。同じことが銀行でも発生するのか注目する。今回の金融機関持株比率は同業他社が含まれており，結果が変化するかもしれない。一般事業法人は持合を通じて銀行行動に影響を与える可能性がある29。最後に代表的な利益マネジメントの指標について分析する。(21)は銀行業の利益マネジメント分析で最も使用される裁量的会計的裁量行動の指標である異常貸倒引当金繰入額を比較する。この指標で経営者の利益マネジメントの一端が観察できるかもしれない。異常貸倒引当金繰入額の推定方法はAppendix Bを参照にしてほしい。また貸倒引当金繰入額ほどではないが利益マネジメント研究で用いられている(22)有価証券売却損益も調査対象に加えタ。
4.2.分析結果
4.2.1.収益性の指標
最初に収益性を判断する(1)株主資本利益率(ROE), (2)総資産利益率(ROA)の利益指標から観察する。図1-1，図1-2（図2-1，図2-2）はROEとROAの平均値（中央値）の推移である。経営者交代前のτ-1期をみると，経常的交代となった銀行（以下，「経常的交代」）は経営者が交代していない銀行（以下，「非交代」）と有意な差がないものの，強制的な交代と見なされる銀行（以下，「強制的交代」）は平均値と中央値が非交代，経常的交代と比較して有意に低い。また内部出身者が就任した交代（以下，「内部出身」）はむ1期には非交代と比べてROAの平均値，ROEは平均値と中央値に差がない。しかし外部出身者が就任した交代（以下，「外部出身」）は非交代と比べてROEとROAの平均値と中央値が有意に低く，内部出身と比較してもROEの平均値が低い（ROAは中央値も）。交代前の利益率は特に強制的交代と外部出身が低いことがわかる。次に経営者交代後には経常的交代はt期に平均値では利益が減少する傾向にあり(ただし中央値では見られない)，この期にはROEとROAの平均値で非交代と有意な差が見られるものの、t+1期に非交代と同等水準かそれ以上まで回復している。強制的交代はt期に回復傾向にあるものの非交代と比較して平均値，中央値とも（ROEは中央値のみ）低い利益を計上するにとどまっている。経常的交代とはROAの中央値で有意に小さい。 t+1期には利益がさらに回復し、非交代、経常的交代と有意な差が見られなくなる。内部出身においてむ期には非交代と平均値と中央値に差があるがt+1期にはその差異は解消する。外部出身は非交代と比較して有意な差がなくなっており、t+1期にはROEの中央値が非交代を上回る。また外部出身はt期に内部出身と差がなくなり，t+1期にはROAの中央値が内部出身を上回る。これらの特徴から旧経営者が一部でも在籍している期間（ε1期とτ期）においては非交代と有意な差が見られるが，交代が完了するとその差は観察されないか，むしろ外部出身は利益が大きく回復している。 (3) Δ ROAについてはROAの傾向を確認するものとなっている。経常的交代，内部出身ではむ期に利益の平均値が減少，τ+1期に利益が回復しており，強制的交代と外部出身ではt期に利益の大きな回復傾向が見られる。次にMohanram et al. (2018)の指標に加え，業績指標のひとつとして(4)当期利益予想誤差を検討する。経営者交代前のt-1期においては強制的交代の当期利益予想誤差が非交代,経常的交代と比較して平均値と中央値ともマイナスに大きく，結果的に楽観的な経営者予想をしていたことがわかる。このことは期初予想時には予想できなかった大きな費用・損失を計上する要因と共に翌期に強制的交代が発生していると考えられる。次に内部出身、非交代，外部出身の順で予想が楽観的（予想誤差がマイナス方向）になり，外部出身は非交代，内部出身と平均値と中央値に有意な差がある，外部出身（となる銀行の前任経営者）は予想がかなり楽観的である。経営者交代後のt期とt+1期では全てのグループ間で有意な差異はなくなる。 (5)総資金利ザヤについてはグループ間の比較で有意に異なる組み合わせはない。 (6)経費率は費用の比率のため，概ねROAと反対の大小関係になっている。経営者交代前のむ1期には，経常的交代と非交代で有意な差はない。また強制的交代が非交代，経常的交代よりも平均値，中央値とも有意に高い。また外部出身は非交代，内部出身と比較して平均値と中央値が大きい。次に経営者の交代後も期には強制的交代が非交代より高い傾向は持続し，経常的交代と比較しても中央値が有意に高いままである。t+1期になると，強制的交代は非交代，経常的交代と平均値に有意な差があるものの大きく経費率が下がっている。t期に内部出身は非交代企業よりも平均値が有意に大きいが，外部出身は非交代，内部出身との有意な差がなくなる。そしてt+1期には有意な差が見られない。つまりt+1期のROAにほとんど差がないことは，経費が圧縮されていることが要因であることが示されている。もしくは経費率には貸倒引当金繰入額が算入されるため，後述する強制的交代，外部出身の貸倒引当金繰入額比率がt-1期とt期と大きいことが反映されている可能性がある。 (7)非資金利益率については，t-1期の経常的交代，内部出身の平均値が非交代より有意に小さい。この傾向はむ期に経営者が交代すると解消する。む期に強制的交代の平均値と中央値が非交代，経常的交代よりも大きいが，t+1期には有意な差がなくなっている。特に強制的交代と外部出身はt期にこの利益率が急上昇しROAの改善に貢献している。 (8)資金運用資産比率は，グループ間の比較で有意な差がある組み合わせがない。 (9)預貸率については，非交代，経常的交代，強制的交代，内部出身の間では有意な差が見られないが，τ-1期，τ期，τ-1期の全ての期間で外部出身の平均値が有意に非交代，内部出身より高く，資金を融資していることがわかる。預貸率については，どのグループでも経営者交代の前後における変動が小さいことから、外部出身が発生しやすい銀行において、もともと預貸率が高かったものと考えられる。収益性の指標について要約すると以下である。経常的交代や内部出身に関しては経営者交代前のむ1期には特に業績が悪化しているわけではなく，む期にのみ下落していることである。また強制的交代と外部出身に関してはτ1期の業績が最も悪く，その後，経費率の減少とともに急に回復していく。そして新任経営者が会計期間の全てに在任しているt+1期においては業績に大きな差はなくなっている。
4.2.2.安全性の指標
次に安全性に関する指標に移る。(10)貸倒引当金繰入額比率は経営者交代前のt-1期において，強制的交代が非交代，経常的交代と比較して平均値，中央値とも有意に大きい。次に内部出身は非交代と差がなく，外部出身は非交代，内部出身と比較しても平均値，中央値とも有意に大きい。つまり，強制的交代と外部出身は，後述する不良債権比率が高いことをひとつの原因として貸倒引当金をより繰り入れ，ROAが減少していると考えられる30。またこれらは経営者が退任直前期に不良債権を処理したことを示唆している。次に経営者交代後のt期において強制的交代は平均値が非交代と比べて有意に大きく，外部出身も非交代,内部出身と比較して平均値と中央値が有意に大きい。ただし強制的交代と外部出身は貸倒引当金繰入額比率自体が大きく減少している³¹｡収益性の動向と同じく,経営者交代後のt+1期になると有意な差が見られず,交代直後のむ期までに多額の貸倒引当金が設定されているものと考えられる。t期の貸倒引当金繰入額の特徴は先行研究と類似する（ t-1期は先行研究では触れられていない）。次に(11)貸倒引当金繰入額比率の差分で見ると, (10)貸倒引当金繰入額比率の結果を裏付けるものになっている。強制的交代は，τ-1期に差分の平均値と中央値が，非交代，経常的交代よりも大きく，経営者退職直前のt-1期に貸倒引当金繰入額を増加させている。しかしt期になると強制的交代の貸倒引当金繰入額比率の伸び率がマイナスで、む1期と反対の関係になり，平均値と中央値が非交代，経常的交代比較して有意に小さい。そしてt+1期にはこの差がなくなる。外部出身はt+1期に非交代と比較して平均値が有意に小さく貸倒引当金繰入額が減少してることを示している。 (12)不良債権対貸出金比率は非交代を含めて交代前後に一貫して減少している。経営者交代前のτ 1期において，経常的交代の中央値が非交代よりも小さい。経常的交代を行うことができるような銀行は元来不良債権が小さいかもしれない。これに対して強制的交代は、に1期において非交代，経常的交代と比較してこの比率が平均値，中央値とも有意に大きい。内部出身は非交代と比較して有意な差は見られない。外部出身は非交代、内部出身と比べて平均値と中央値が有意に高い。つまり強制的交代あるいは外部出身が発生する銀行では不良債権が多くあることがわかる。経営者交代後のt期とt+1期においても，強制的交代企業は経常的交代,非交代と比較して平均値と中央値が有意に大きいが,その差の程度は縮まっている。また経常的交代はt期に非交代と比較して平均値と中央値が小さく，不良債権をより減らしている。内部出身は非交代と比べて有意な差がないまま、外部出身もt期、t+1期に非交代，内部出身に対して平均値と中央値で大きく，交代前の傾向が継続するがその程度が小さくなっている32。 (13)貸倒引当金カバー率については各グループ間で有意な差が見られない。不良債権が認識されてしまうと貸倒引当金の設定方法には有意な違いがなく，差がある場合には不良債権の認識に差があることが示唆される。 (14)（規制）自己資本比率はt-1期において外部出身は非交代と内部出身と比較して平均値と中央値が小さい。そしてt期においても持続するが、t+1期においては差がなくなる。外部出身の自己資本比率は大きく改善している。安全性に関する指標については，貸倒引当金繰入額比率に関して収益性と同じくt-1期とt期に大きな差があり、 t+1期には各グループ間で大きな差異はなくなる。つまり経営者交代の前とその期には大きな差があるが，t+1期には正常化することがわかる。また貸倒引当金カバー率に大きな違いがないので，貸倒引当金繰入額の差異は不良債権比率の差異から発生しているのかもしれない。不良債権対貸出金比率はどのグループでも減少傾向にある。貸倒引当金カバー率，自己資本比率は収益性の指標より安定的に推移している。
4.2.3.成長性の指標
成長性を示す指標に移る。(15)業務純盆成長率は交代前のむ1期には差が観察されない。交代後t+1期において，経常的交代の平均値が非交代より有意に高くなり，強制的交代の平均値と中央値が非交代と経常的交代より小さい。成長率の分析は分母が前年度利益のため前年度の大きな影響を受ける可能性がある。次に(16)貸出金の成長率では， t-1期に強制的交代が非交代と経常的交代と比較して平均値と中央値が有意に小さい。つまり強制的交代が発生しそうな銀行では経営者が貸出の増加を抑えようとしたことがわかる。同様に外部出身が非交代、内部出身と比べて平均値と中央値で有意に小さい。強制的交代にあっては経営者交代後のτ期においても，τ1期と同じく貸出の抑制が続いている。ただしt+1期には有意な差が無くなっており，貸出が緩和されていると見られる。外部出身はt期以降，非交代と内部出身と有意な差がなくなり，同様に貸出が緩和されているとみられる。次に(17)トレーディング資産の成長率では，経営者交代前に有意な差はみられない。交代後のt期には外部出身の平均値が非交代と比べて有意に減少し, t+1期に中央値が,非交代,内部出身と比べて有意に差がある。これはトレーディング資産に関する投資活動を外部からの出身者が交代後に増加させている可能性を示唆している。成長率に関する指標を要約すると交代の態様によって貸出への対応が異なる。(8)の資金運用比率と合わせて考えると、強制的交代、外部出身が発生する銀行では他のグループと比較して退任経営者が貸出を抑制していると見られる。さらにその抑制は交代直後まで続いている。
4.2.4.持株比率に関する指標
持株比率の検討を行う。(18)経営者持分比率は銀行業ではかなり小さく，どのグループでも0.2%前後である。経営者交代前のτ1期では強制的交代の中央値が非交代と比較して有意に小さい。経常的交代が発生するような安定的な銀行は規模が大きく経営者持分比率が小さくなるのかもしれない。経営者交代後も強制的交代企業の経営者持分は小さいがt期には差異が解消する。 (19)金融機関持株比率に関してはτ1期において、強制的交代の平均値と中央値が非交代よりも大きい。また内部出身の中央値も非交代と比べて高く，金融機関に保有されている銀行で強制的交代，内部出身の交代が比較的発生していることがわかる。t期において強制的交代の差異は持続するがτ+1期には解消されている。内部出身と非交代の差はt期に平均値の差も有意となり，中央値の差のみt+1期まで継続している。 (20)事業法人持株比率については経営者交代前のt-1期において，強制的交代のグループが経常的交代より平均値,中央値ともに大きい。外部出身も内部出身と比べて平均値が有意に大きい。強制的交代は経営者交代後においても一貫して経常的交代と比較して平均値と中央値が，非交代ともt+1期の平均値と中央値が有意に大きくなっている。また外部出身は非交代と比較してt+1期には平均値の差が有意であり,内部出身と比較してt期(t+1期)において平均値（平均値と中央値）が有意に高い。 33。 (21)外国法人等持株比率については、外国人投資家の活動傾向を反映して、経常的交代,内部出身では増加する傾向にある。経営者交代前のτ-1期で経常的交代が平均値と中央値で,非交代と強制的交代よりも有意に高い。また外部出身は非交代と内部出身よりも中央値が有意に小さい。つまり強制的交代、外部出身が発生しやすい銀行では外国法人等持株比率が小さい傾向にある。経営者交代後のt期以降には非交代と経常的交代で有意な差異が解消する。強制的交代に関しては非交代，経常的交代と比較して，t期，t+1期において平均値，中央値ともに有意に小さい。この関係は外部出身でも見られ，t期，t + 1期に非交代と比較して中央値が有意に低いままであり、t+1期は平均値も有意な差がある。さらに内部出身と比較しても継続してt期，t+1期に中央値の差がある（t期は平均値も)。つまり外国人投資家は経営者交代に敏感に反応しており，強制的交代と外部出身の交代のあった銀行は買い控えられていることがわかる。要約すると持株比率については，存在感を増す外国人投資家が強制的交代と外部出身で交代期前後に買い増しを控えている。全体的に持株比率はそもそもの水準に差があり、比較的安定した関係となっている。
4.2.4.経営者の裁量行動に関する指標
(22)裁量的会計行動の代理変数である異常貸倒引当金繰入額について比較する。注目すべきはτ-1期の強制的交代の異常貸倒引当金繰入額が非交代,経常的交代の平均値と中央値と比較して大きいことである。外部出身も非交代と内部出身と比べて平均値が有意に大きい。交代後のt期，t+1期には有意な差が見られない。これは強制的交代が近づいた経営者が退任前に貸倒引当金を積み増して退任したことが示唆される。実体的裁量行動のひとつの手段である(23)有価証券売却損益は経営者交代前のむ1期には外部出身の中央値が内部出身より小さい。交代後のt期にはグループ間で有意な差が見られない。t+1期に強制的交代の平均値がマイナスとなり，非交代(経常的交代)と平均値(平均値と中央値）に有意な差がある。交代前，交代後に損失が出ても有価証券を処分している可能性を示唆する。またt-1期には業績の悪化にもかかわらず，またt-1期には利益が回復してから有価証券を処分した可能性もある。裁量的行動の結果は強制的交代前後の経営者の行動を浮き彫りにしている。不良債権対貸出金比率の高い強制的交代が発生する銀行において，退任経営者が大きく貸倒引当金を積み増しており，利益を押し下げる働きがある。そして前任経営者の退任後に有価証券売却損を計上するといった特徴がある。山口（2021)では退任前の実体的裁量行動を報告しているが，銀行においては退任前の会計的裁量行動，退任後の実体的裁量行動が示唆される。
4.終わりに
本研究では，おが国の銀行の経営者交代における基本的なデータについて2003年から2021年3月期までの有価証券報告書をベースにして分析した。その結果，頭取は退任後に67%が会長に就任しており，全体の約50%が代表権を持ったまま頭取を退任していた。これは一般事業会社と比較してかなり割合が大きい。さらに経営者交代を経常的交代と強制的交代，内部出身と外部出身に分割して，非交代企業と比較する形で各種財務比率分析を行った。分析の結果，利益の動向が交代の態様によって異なっていることが示された。強制的交代，外部出身者の就任が発生したグループでは交代の1期前，交代期のROA，ROEの水準が，経常的交代，内部出身，非交代のケースと比較して低い。その後，交代期，交代翌期と改善する。そのひとつの原因が多額の貸倒引当金繰入額となっている。一方経常的交代や内部出身者が就任するケースでは，交代期のみの利益が悪化している。経営者交代の翌期になると利益がどの交代バターンでも回復しており交代が発生していない銀行とは差が見られない。また持分比率にも差が見られている。興味深いことは交代に伴う財務業績の変動は交代期までにとどまっており基本的に交代翌期には持ち越していないことであろう。異常な貸倒引当金の繰入額について、強制的な交代の前年度，有価証券売却損益については交代前後に多く発生していた。本研究はわが国の銀行の経営者交代に長期間のデータを用いて様々な観点から分析した研究であり今後の銀行の経営分析にとって有用なデータとなろう。
18

Appendix B.  異常貸倒引当金繰入額の推定
一般事業会社の経営者交代においては裁量的会計発生高を用いて経営者の利益マネジメントを把握しようとしている。銀行業の利益マネジメントについては主として(裁量的な)貸倒引当金繰入額が用いられている。しかし裁量的会計発生高を観察するモデルと異なり,貸倒引当金繰入額の推定モデルにはコンセンサスがない（Beatty and Liao 2014,  362)。 Beatty and Liao  (2014)でそれ以前の各種貸倒引当金繰入額の推定モデルが要約されており、正味貸倒損失変数を投入するか前年度の貸倒引当金貸借対照表計上額を投入するかで大きくモデルを分類している。この２つの変数は貸倒引当金繰入額と高く相関するものの，外生的とするのかという前提がモデルによって異なるからである。またBasu, Vitanza, and Wang (2020)では，従来の貸倒引当金繰入額推定モデルを非線形にしたモデルを提案している。わが国のデータを用いた分析として梅澤(2015)がある。そこでは貸倒引当金を一般貸倒引当金と個別貸倒引当金に分割して，貸倒引当金繰入額の推定モデルを導出した。モデル選択の点からはリスク管理債権よりも金融再生法開示債権を利用した方が望ましいと結論している。本研究ではこの梅澤(2015)のモデルを利用して異常貸倒引当金繰入額の推定を行う。このモデルで係数を推定し，実際の計上額との残差を異常貸倒引当金繰入額とする。 LLP it = β o + β 1 CHNPL0 it + β 2 CHNPL1 it + β 3 CHNPL2 it + β 4 CHNPL3 it + β 5 NPLO it + β 6 NPL1 it + β 7 NPL2 it + β 8 NPL3 it + β BankFixedEffect it + β  YearFixedEffect it

20
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平均在任年数は7.04年である。(N = 226)
(N = 226)
就任時の平均年齢は59.21歳である。 (N = 226)表6 頭取就任時の在行年数
平均在行年数は27.34年である。 (N = 226) —X—内部出身—*—外部出身—X—内部出身—*—外部出身