Silviase/jgov_v1.4_full_ann huggingface dataset:
がある。全部または一部の貸出リスクを信用保証でカバーできるならば、金融機関のコストは削減できる。従って拓銀破綻で企業金融、特に中小企業向け貸出市場が逼迫したのであれば信用保証の利用率は全国平均を上回って増加したと予想される。また、拓銀破綻の連鎖が大きければ企業経営も不振になり、代位弁済率も全国平均を上回って増加しているかもしれない。

しかしこの予想は当たっていない(図2)。北海道企業の保証利用率は拓銀破綻・金融変動緊急対策特別資金導入の97年度で5.56％と全国平均の8.48％を大きく下回る。特別保証導入の98年度でも北海道の利用率は8.70%(全国平均比-4.03％ポイント)、利用がピークとなった99年度でも9.42%(同-4.28％ポイント)に止まる。このように北海道の保証利用率は拓銀破綻後も全国平均をかなり下回る水準で推移してきた(2001年度でも全国平均比-4.00％ポイント)。代位弁済率も同様で97年度に全国平均は1.69％であるところ、北海道では0.87%、2001年度に至っても全国平均3.34％に対し、北海道のそれは2.62％に止まった。

### 2.3 利用パターンの意味

利用率・代位弁済率が低いからといって、北海道信用保証協会の審査が他県より厳しかったとは言えない。97年度から2001年度における北海道地域の保証承諾率は件数ベースで96.1％～97.1%(全国平均87.7％～83.8%)、金額ベースでは94.7％～96.6%(同87.7％～83.8%)となっている $ ^{9} $ 。承諾率は全国平均をかなり上回っていたのである。北海道では拓銀破綻を受けて積極的な中小企業金融支援政策がとられ、北海道地区の信用保証協会も他県にまして積極的な姿勢を見せていた。にもかかわらず北海道の信用保証利用率・代位弁済率は全国平均よりかなり低い。考えられるのは企業が特別信用保証制度利用を回避した可能性、あるいは、特別保証を利用する場合にも、それを限界的にしか用いなかった可能性であろう $ ^{10} $ 。

特別保証制度が、一般保証も困難な状況の企業を中心に適用されたとすれば、同制度の利用は、企業が自ら問題企業の集団に属することを追認するに等しい。
一般的状況において、自社の財務的困難を進んで公言する中小企業経営者は少

ないだろう。金融機関や取引先(仕入れ先・販売先)に貸出の縮小・回収や取引の

縮減・打ち切りの必要を口外することにメリットはない。そうした下で、特別信

用保証は公認のバッド・シグナルとして機能する可能性すらあった。

しかし全国レベルでは、利用件数にも顕れる通り、特別保証の利用がバッド・

シグナルと認識されていたとは考え難い $ ^{11} $ 。多くの保証利用企業にとっては借

入可能性が何よりも重要で、名声等にはあまり配慮が働かなかったようである。

当座の運転資金が確保できれば、企業は特別信用保証制度の利用を躊躇しなか

った。極限すれば、借りられるなら、貸出先がどこであれ、あるいは担保や保

証の内容は何でもよいという状態が生じていた $ ^{12} $ 。一方、100%保証の特別保証

貸出では資金回収リスクがないので、金融機関も事実上ノーチェックで貸出を

行った。回収リスクの無い保証協会の特別信用保証付き貸出は大半の金融機関

で経営目標とされると共に、公的資金注入の条件とされた中小企業向け貸出残

高増加の手段に使われたといわれる。このように特別信用保証制度は、金融機

関の情報生産や貸出による企業経営の規律付けといった間接金融の長所を打ち

消す効果を持った可能性が高い $ ^{13} $ 。

北海道における保証制度の積極的拡充と利用率・代位弁済率の低さは、同地

において、ルーズな制度利用環境とバッド・シグナルによる抑制という逆方向の

効果が並存していた可能性を示唆しているかもしれない。そうした意味で、北

海道内において、如何なる性質の企業が特別信用保証制度を利用したか（しな

かったか）、また中小企業向け貸出維持・増加政策が中小企業経営の改善にどう

寄与したかを検証することは興味深い課題となろう。
## 第二部 特別信用保証制度利用企業と非利用企業の特徴

## ３．利用データについて

本節では、以下の分析で利用する個別企業データの収集方法を説明し、データの特性を示す記述統計を概観する。

### 3.1 データの収集方法

中小企業、特に零細企業について財務状況等の企業内容を把握することは容

易ではない。とりわけ、利用情報自体がバッド・シグナルと解されかねないと

いう特性もあり、信用保証の利用データを統計分析が可能なレベルまで集める

ことは困難な作業になる。とは言え、本稿導入部でも触れた通り、中小企業向

け貸出増進策には財政負担を含む多大な社会的費用が想定され、その分析は政

策・制度設計上欠くべからざる作業だろう。また、保証制度の利用企業が多種

多様に及び得ることを考慮すれば、個別企業の制度利用の有無にまで遡ったミ

クロ・データでの分析が望ましい。本稿では、こうした問題意識に立ち、北海

道内で収集した中小企業 1000 社に係るミクロ・データを活用する。

本研究におけるデータ収集作業の要は、企業の特別保証利用有無の情報を如

何に捕捉するかにある。情報収集を効率化しつつ正確な情報をバランスよく集

めるため、我々は以下の手続きに従った。

1）標本を、a)特別信用保証利用の有無、b)その後の倒産・存続、という二つ

の基準で4つに区分し、各区分内の目標標本数を各々250社程度とする。

2）特別保証利用後倒産企業として、(株)帝国データバンクが2002年3月段

階で公表していた道内特別信用保証利用後倒産企業より250社を抽出。

3）帝国 DB「倒産ファイル」中の道内倒産企業（98年10月以降）から2）及

び制度対象外企業を除くリストを作成し、非利用倒産250社を無作為抽出。

4）帝国 DB「企業概要ファイル」中の道内存続企業（02年3月時点）から対

象企業リストを作成、無作為電話調査で企業の制度非利用を確認（244社）。

5)上記調査で制度利用を確認した企業に加え、不足分を「企業概要ファイル」

の特別保証利用記載企業から無作為抽出、利用存続企業を特定（256社）。

上記手続きに従い、道内企業1000社リストを作成し、当該企業について、入手
可能な限りのデータ（存続企業については企業概要ファイルの情報がベース、倒産企業については倒産ファイルの情報がベース）を収集している。

企業によって収集可能なデータの時期等にバラツキが生じたが、原則、94年度以降の各年度の入手を心がけた。データの終了時点は、非倒産（存続）企業では2003年3月時点の帝国「企業概要ファイル」に含まれる直近情報、倒産企業については各社の倒産時点の情報を記載した「倒産ファイル」情報である。

### 3.2 97 年度データに見る基本統計

分析を始める前に、本稿で用いるデータの標本特性を基本統計で確認しておこう。表1は、特別信用保証制度創設の前年に当たる1997年度の決算情報に基づき、標本全体について基本統計を計算した結果である。標本1000企業の全てについて（97年度の）所要の情報が入手できているわけではないため、標本数は最大項目（資本金、社歴、売上等）でも869社に止まっている。

この範囲で基本統計を見ていくと、まず資本金の平均規模は1904万円、異常値の影響を受けにくいメディアンでは1000万円となる。1000万円は商法による株式会社の最低資本金に等しい。従業員規模は平均22.2人（メディアンで11人）、社歴は平均20年を少し上回る程度であり、本研究の対象標本が標準的な小企業ないし零細企業をカバーしていることは明瞭だろう。売上高及び利益の平均はそれぞれ7.6億円、201万円（メディアンではそれぞれその半分程度）である。

表の最終行に「評点」を取り上げているのは、帝国データバンク等の信用情報機関の評価が金融機関の新規貸出や事業会社間の取引・与信活動の場で広範に利用されており、その意味で、評点が企業状況・業績等にかかる総合指標ないし共通尺度として機能していると考えたためである $ ^{14} $ 。評点50が並みの企業を表すとすれば、標本平均49.8（メディアン51）は穏当な数字である。最大値80は超優良企業、最小値29は経営難が深刻な企業であり、標本が多様な業況にある中小企業をカバーするものであることが確認できた。
## 4 ．グループ別に見る企業の特徴

本節では、サンプル収集時に分類した4つの企業群（1）倒産・特別保証利

用、2)倒產・特別保証非利用、3)存続・特別保証利用、4)存続・特別保証非利用）

について、それぞれ基本統計量を計算し、倒産企業と存続企業の相違、及び倒

産企業群、存続企業群のそれぞれにおける特別保証利用の如何による違い等に

ついて分析する。比較は原則として 97 年度データで行うが、負債関連の 2 指標

（負債比率 = 負債 ÷ 資産 × 100、金融負債比率 = 金融負債 ÷ 負債 × 100）や総資

産利益率(=税引後利益÷資産×100)他若干の指標については、データ入手の制約

から、各企業の直近時点データ（倒産企業については倒産時点データ）によって

ている。したがって、それらの指標に係る結果の解釈に当たっては、企業によ

り時期等に多少のズレが生じている可能性に留意が必要である。

なお以下の分析では、資本金、従業員数の情報が得られない企業は原則とし

て分析から除外している。また、中小企業に係る財務情報の不備（特に倒産企

業については情報収集自体が困難である）のため、以下に示す基本等計量等の

計算は当該項目について必要な情報が得られるサンプル毎に行っている。各項

目毎にサンプル数が共通しているわけではない点にも留意されたい。

### 4.1 倒産企業と存続企業の差

まず倒産企業と存続企業の2分類から始めよう。倒産企業標本500社の倒産

処理形態を確認すると、和議5件、民事再生法18件である。これらは再建型処

理といえるが、それは全体の4.6％に止まる。取引先や経営者が再建可能性は無

いとして法的に清算手続きをとったものは破産120件、特別整理2件で全体の

24.4％に上る。残りは私的な清算である任意整理で355件(全体の71%)である。

和議、民事再生も申請であって、その成立を必ずしも意味しない。この倒産処

理形態の内訳は、中小企業が一度行き詰まれば、再建の道は厳しく大半が清算

の道を辿ることを示している $ ^{15} $ 。

倒産企業に関するこうした理解をベースに倒産企業と存続企業を比較しよ
う。表2では、全サンプルを倒産企業と非倒産（存続）企業に分割し、それぞ

れについて主要指標の基本統計を計算した。また表の最下段(3)は、計算した統

計値について倒産企業と存続企業の間に統計学的に有意な差が見出せるか否か

検定をした結果である。これらを見ると、倒産企業と存続企業とでは、97年度

の段階で既に顕著な違いが生じていたことが明瞭だろう。

資本金、従業員数、売上高、利益のいずれで見ても、存続企業の方が大規模

で経営状態もよい。これは予想される結果だろう。また、設立来経過年数（い

わゆる社歴）は倒産企業の方が若干短い。これらの差は平均、メディアンの選

択に拘わらず同様で、かつ検定でも有意に検出されている。更に両企業群の差

が最も明瞭なのは帝国データバンクの評点である（倒産企業平均47.3、存続企

業平均 52.1）。企業間取引における共通尺度たる評点が倒産リスクに係る事前

情報としても有益であったことは疑いない。

存続企業と倒産企業の差は、平均・メディアンのみならず、散らばりの指標

（標準偏差、分散）にも相当程度生じている。資本金、従業員数売上高等、存

続企業のバラツキが有意に大きい。これは存続企業が広範囲に散らばって存在

する一方、倒産企業は 97 年段階で既に劣化が進んだ低層企業に限られるためと

も解釈できよう。

各表の後半には（データ入手制約等から）直近時データで計算した負債・資

産関連指標を記載した。予想される通り、負債比率、金融負債比率（借入比率）

のいずれにおいても倒産企業の水準が有意に高くなっている。倒産企業の負債

比率(＝負債/資産)の平均は97.5％、メディアンは92.4％であり、財務余力は殆

どなかった。更に倒産倍率（＝倒産負債額÷資本金）を見ても、平均は25.7、

メディアンでも12.9である。資本金のメディアンが1千万円であることを考え

ると多くの企業で再建可能性はなかっただろう。更に、企業社会で禁じ手とさ

れる融通手形まで利用していた倒産企業は12%である。約1/8の企業が取引裏

付けのない手形を出しており、倒産段階では問題が相当に深刻化していたこと

がうかがえる。

### 4.2 特別信用保証制度利用企業と非利用企業の差

次に、特別保証制度の利用如何による差という視点で、倒産企業群、存続企
業群のそれぞれについて、利用企業と非利用企業の差を比較検討しよう。

#### 4.2.1 倒産企業における差（表3）

同じ倒産企業について特別信用保証制度の利用如何でどのような差が生じるだろうか。特別信用保証利用後倒産企業250社の内、保証利用金額まで判明したのは僅か26社に止まる。このことは倒産企業に係る情報収集の困難を改めて示している。同時に保証金額不明企業は、その後完全に消滅したと推定できる。判明した26社の保証金額のメディアンは1千万円であり、資本金のメディアンに等しい（資本金の平均は1334万円）。特別信用保証後倒産企業の一つの特徴は、設立経過年数（いわゆる社歴）が平均で18.9年、メディアンで16年と他のどのグループよりも若い点である。審査コストが高い若い企業ほど特別信用保証制度の利用が要求される結果かもしれない。倒産倍率（=倒産負債額÷資本金）は平均19.6倍、メディアン10倍で、全倒産企業の平均を下回るもののいずれにせよ再建は厳しい状況だろう。

一方、特別保証を利用しないまま倒産に至った企業をみると、資本金の平均が1634万円（メディアン1千万円）、従業員数の平均が17人（メディアン11人）と規模面で特別保証利用倒産企業を若干上回る。また、非利用企業は倒産企業の中では相対的に社歴も長い。更に、倒産倍率は平均で31.4、メディアンで15と特別保証利用企業よりも高く、再起の可能性は殆ど無い状況に陥っていた。この倒産倍率の高さからは、特別信用保証も利用できないほど財務状況が悪化（債務超過等）しつつも、手形利用がなく（死に体で）存続していた企業が漸く終わりを迎えた等の可能性が考えられる $ ^{16} $ 。

倒産企業内で両グループ（特別保証利用 vs.非利用）の差を検定すると、倒産倍率は平均、メディアンとも特別信用保証非利用企業の方が特別信用保証利用企業よりも有意に高い（グループ間の差の検定に係る p 值は 0.02 と 0.00）。また社歴は非利用企業の方がより長く（p 值は 0.00）、資本金、従業員数も非利用企
業の方が有意に大きい。

特別信用保証利用倒産企業と非利用倒産企業の比較でより注目されるのは、

倒産直前の資本金利益率と売上高利益率、あるいは負債比率と金融負債比率(借

入比率）という利益や財務に係る指標について、平均もメディアンも統計学的

に有意な差が検出できない点かもしれない。つまり、特別信用保証利用如何に

関わらず、倒産に至る企業は一様に経営内容が悪化している。融通手形の利用

についても有意な差がない点はその証左となろう。

#### 4.2.2 存続企業における差（表4）

次に存続企業群における差を見よう。基本統計を見て最初に明らかなのは特

別保証利用企業と非利用企業の規模格差である。非利用存続企業の資本金は平

均 2730 万円（メディアンは 1500 万円）で、利用企業のそれ（平均 1790 万円、

メディアン 1000 万円）を統計学的に有意に上回る。従業員数、売上高等では、

差を有意には検出できないが、利用企業の規模が小さいことに変わりは無い。

特別信用保証を利用していない存続企業の評点は平均53.6点、メディアン53

点と、予想通り4グループ中最高位になっている。一方、利用存続企業では平

均 50.6、メディアン 51 であり、制度利用の有無による評点の差は、平均・メデ

イアンのいずれでも有意（1％水準）に検出される。これは、標本を存続企業

に限定した場合、特別信用保証利用企業群の経営状況が相対的に悪かったこと

を明瞭に示すものである。

更に主要財務比率を見ていくと、非利用企業の方が売上高利益率のメディア

ンについて 5％水準で、総資産利益率のメディアンでは 10％水準でそれぞれ有

意に高いものの、利益率指標の平均が特別保証の利用如何で大きく異なるとは

言えない。その意味で、平均収益性に関し、特別保証利用企業と非利用企業と

の差は小さい（但し、散らばり具合に関して特別保証非利用企業のバラつきが

有意に大きく検出される）。

一方、同じ存続企業でありながら、特別保証利用企業と非利用企業とで明瞭

な線引きが生じるのは、負債関連変数である。まず負債比率では、非利用企業

の平均 72.4（メディアン 75.6）に対し、利用企業のそれは 87.2（メディアン

87.6）と10％ポイントを超える格差が有意に検出されている。特別信用保証利
用存続企業の負債比率は、どちらかと言えば（非利用存続企業のそれより）倒産企業のそれ（平均97.5、メディアン92.4）に近いのである。また金融負債比率（借入比率）でも両者の格差は明らか（メディアン:利用企業58.6%、非利用企業44.8%）で、利用存続企業の金融負債比率は非利用存続企業のそれはもちろん、倒産企業のそれすらも上回っている。このことは負債比率が高く企業間信用の受信が困難になった企業が、その後倒産に至ったか否かは別にして、特別信用保証制度を利用し金融機関依存に陥っていった可能性を示唆している。つまり、特別信用保証利用企業は過剰債務状態にあり、特別信用保証の利用で仮初に破綻を回避し得たとしても、その後の返済は容易ならざるものとなっただろう。特別信用保証の利用にはバッド・シグナルと解されかねない側面があるが、そうした問題は存続企業において顕著に見出せる。

## 5 特別信用保証の利用に関する Probit 分析

前節の比較により、特別保証利用企業と非利用企業のそれぞれに関する大まかな特性は明らかになったが、各種指標は相互に連関しており、特別保証利用を左右する要因の特定には至らない。そこで本節では、特別保証利用を左右した重要要因を識別すべく、制度創設前年に当たる97年度についてデータの得られた存続企業450社と倒産企業409社を取り上げ、特別保証利用決定のProbitモデルを推定してみた。

### 5.1 推定モデルの定式化

97 年度の企業状態をコントロールする変数として 97 年度における帝国データバンクの会社評点をまず用いる。この評点が企業状況に関する総体としての評価を示すことは既に述べた通りであり、前節の差の検定でも倒産企業と存続企業の間や特別信用保証利用企業と未利用企業の間で顕著な差が検出されている。評価の低い企業ほど特別信用保証制度の利用を迫られるとすれば、Probit モデル（利用 = 1）における評点にかかる係数は負となるだろう。

企業業績に関する要因としては資本金利益率を取り上げる。業績の良さが特別信用保証制度を必要としないシグナルであればその係数は負となろう。積極的な運転資金増を賄うために特別保証制度が利用されていれば係数は逆に正と
なる。更に、企業規模の要因として資本金(対数値)を取り上げる。この符号条件は予めには定まらない。

社歴変数（97年度における設立来年数）は審査コストとの相関を想定して含めている。一般に中小企業や零細企業は財務情報等が不備であり定量的な審査コストが高い(Berger and Udell[1998], [2001])が、長期間の反復した取引継続により金融機関や納入先・仕入先に情報が蓄積されていく。そのために設立経過年数が短い企業ほど審査コストは割高になる。したがって、社歴の長い企業ほど特別信用保証の必要性は低下し、係数は負になると予想される。

これらの他、特別信用保証の利用に影響するかもしれない質的要因をコントロールするため、幾つかのダミー変数を回帰に含めている。拓銀ダミーは、97年度の主要取引銀行が拓銀であった企業のダミーで、金融破綻の影響を見る変数である。これにより拓銀破綻後に拓銀をメインとしていた企業が新たな金融機関との取引に特別信用保証制度を利用したか否かを確認できる。この係数が有意に正であれば、破綻金融機関から新規の金融機関への乗換えに特別信用保証制度が寄与したことになる。もし堀・高橋[2003]、堀[2003]が論じるように拓銀取引先の優良企業が新たな取引金融機関をみつけるのに困難を感じていなければ、特別保証利用の必要性は高くないので、拓銀ダミーにかかる係数は有意にはならない。札幌（本社）ダミーは札幌一極集中が指摘される北海道経済において道内で最も金融機関が多い地域でもある札幌の都市特性を考慮するものである（符号条件は先見的には定まらない）。建設業ダミーは、北海道における公共事業依存度の高さに配慮した変数である。

### 5.2 推計結果（表5）

推定は存続企業と倒産企業を分け、それぞれについて行った。存続企業データを用いた計測では、特別信用保証制度が創設された98年度における全国の非上場企業数(国税庁調べ)と全国保証承諾件数より、企業の信用保証制度利用比率を類推(未利用企業0.7207、利用企業0.2793)し、その比率をウェイトとした加重付きProbitモデルを推定した。これは分散不均一性を修正するためである $ ^{17} $ 。
存続企業に関する推定結果は表5の上段に示す通りである。統計的に有意な

説明変数は帝国データバンクによる会社評点のみである(1％水準で有意に負)。

他の説明変数にかかる係数は統計学的に見て有意とは言い難い。存続企業に関

していうならば、帝国データバンクの会社評点のみが特別信用保証制度の利用

の有無を識別している $ ^{18} $ 。前節の差の検定でも、特別保証利用企業と非利用企

業で最も顕著に差が検出されたのは評点であった。このことは、（借入）企業

が総体として評価の低さを理由に特別信用保証制度の利用を要求されたことを

意味しよう。拓銀ダミーの係数は正符号となったが、統計学的には有意ではな

い。このことは、同じ評点を有していれば、拓銀取引先だからといって特に特

別保証の利用が要求される状況ではなかったことを意味している。優良企業は

新たな取引金融機関をスムーズに見つけたという堀・高橋[2003]、堀[2003]の主

張を裏付ける結果と言えよう。また、社歴の係数は予想に違い正值である。し

かし評点をコントロールしたこの結果で見る限り、特別信用保証が審査コスト

の高い新興企業の調達を助けていたとは言い難い。

次に倒産企業について見てみよう（表5下段）。倒産企業でも評点の係数は

（非倒産企業と同様に）有意に負なる。つまり、後に倒産に至った企業の内部

においても、事前の総合評価の低い企業ほど特別信用保証の利用が要求されて

いた。また、この倒産企業の推計では、資本金(対数値)の係数も1％水準で有意

に負になっている。規模の小さい企業ほど特別信用保証制度の利用率が高まる

わけである。更に、ここでは、札幌ダミーにかかる係数も有意に正となる（そ

の限界効果も約0.3と高い）。札幌地区ではかなりの倒産前企業が特別信用保

証制度に駆け込みそれが承諾されたことが分かる。社歴の係数は、予想される

負値ではあるが、有意ではない。なお、拓銀ダミーの係数は、統計学的に有意

でないばかりか、符号が反転している(拓銀取引先倒産企業の制度利用率は低い

ことを意味する)。存続企業についても倒産企業についても拓銀ダミーが統計的

に有意でないという結果は、金融安定化保証制度の有効性について疑念を抱か

せる結果である。
## 第三部 特別信用保証制度と中小企業経営の再構築

## 6 ．倒産倍率の推計

前節の Probit モデルにより、特別保証制度は総合評価（評点）の低

い企業に主として利用されたことがわかった。では制度の利用は企業

のその後にどう影響しただろうか。本節では、標本を倒産企業に限定し、

倒産規模の指標として倒産倍率(=倒産負債額/資本金)を取り上げてその決定要

因と特別保証制度の影響を考察する。

倒産倍率が高ければ、その倒産企業は清算される可能性が高まるだろう。経

営者に個人保証を求める日本の中小企業金融の実情に照らせば、倒産倍率が高

い倒産では企業経営者個人の再起も困難になる。あるいは従業員にとっては、

退職金の受取りが困難となろう。以下では倒産倍率を被説明変数とする若干の

回帰を試みる。

### 6.1 推定モデルの定式化

推定モデルの基本説明変数は、営業状況を示す前期売上高利益率、財務状況

に関する前期負債比率、前期金融負債比率、及び従業員数(対数値)である。被

説明変数を倒産倍率とした関係上、以下の回帰では倒産企業の直近データを利

用しており、ここでいう前期とは倒産前年の決算期を意味する。従業員数を説

明変数に加えたのは、従業員の失業を避けるために経営者が営業継続を選択し

結果として倒産倍率が高まるという巷間の議論（予想される符号は正）を検証

するためである。

符号条件は前期売上高利益率の係数が負、前期負債比率の係数が正だろう。

金融負債比率の係数は銀行が中小企業の経営をよく監視し早期処理に動いてい

れば負、逆に損失(貸し倒れ)確定を恐れ貸し込んでいるならば正となる。

金融負債比率で注意を要するのは、この比率が企業間信用の状況と裏腹の関

係にある点である。企業間信用は日々の実取引に基づいており、信用供与側は
相手先の経営状況に応じ取引条件を調整し、場合により与信を打ち切る $ ^{19} $ 。したがって、金融負債比率の動向については、金融機関の貸し込み要因だけではなく企業間信用が受けられず結果的に金融機関依存に陥った可能性にも留意する必要がある。

推定に当たっては、異常値の影響を排除するため、倒産倍率が245を超えるサンプル、売上高利益率が-100%未満となるサンプルは除外している。被説明変数、説明変数及び操作変数に欠値のあるものも外れ、利用サンプル数は146である。なお記述統計は表6に示す通り。

#### 6.2 データと推定手法（OLS vs. IV 法）

推定は最小2乗法（OLS）に加え、測定誤差や内生性の問題を考慮するための操作変数法（IV法）を併用し、Davidson and MacKinnon (1989,1990)による残差ベースの検定を行った $ ^{20} $ 。推計結果は表7に掲げる通り。

OLS の結果を見ると(第1列参照)、従業員数の係数は1%水準で有意に正となるが、利益率や負債に関する係数は符号条件を満たすものの統計学的には有意ではない。倒産倍率の推計で利益率や負債比率の係数が全て有意でないと言うのも不自然だろう。次にIV法の結果を見ると(表7、2列目)、前期金融負債比率の係数が5%水準で有意になった。また従業員数にかかる係数の符号は正で、10%水準だが統計学的にも有意である。

計量手法の選択のために行った Davidson and MacKinnon による検定統計量をみると、その値は 49.62（p 値は 0.000）である。この結果は IV 法の採択を支持している。

### 6.3 前期負債比率と前期金融負債比率の影響

表 7 第 2 列の推計結果には多重共線関係の疑いもある。そこで前期売上高利
益率と従業員数にかかる係数が共にゼロであるという制約を課した推計も試みた(3 列目)。2つの係数が共にゼロであるという制約に関する疑似 F 検定(Stern[1983])の検定統計量は 0.21 で p 値は 0.81 である。これから前期売上高の係数と従業員の係数が共にゼロであるという帰無仮説は棄却できないことが分かる。巷間言われる、従業員の失業を避ける為に経営者が営業継続を選択し、結果として倒産倍率が高まるという関係は必ずしも強力とは言い難いようである $ ^{21} $ 。

前期負債比率の係数が有意に正で値も大きいことは、負債の累増とともに倒産確率が高まり、かつ負債返済の余裕も乏しくなることを示しており、通念と整合的である。金融負債比率の係数が有意に正であることは、金融機関が企業を早期に整理するよりは、損失の確定を避けて貸し込む状況が生じている可能性を示唆している $ ^{22} $ 。

### 6.4 倒産形態、及び建設業の影響

表7第4列では、倒産形態が倒産倍率に与える影響を分析するため、私的清算に当たる任意整理型ダミー、法的清算(=破産+特別整理)ダミーを加えてみた(法的手続きをとった再建型である和議と民事再生がベース値)。経営者は再建の可能性を考えて和議や民事再生を申請しているはずで、清算を前提とする任意整理や法的清算に比べて法的再建型の場合の倒産倍率は低いだろう。つまり、2つのダミーにかかる係数の符号は正が予想される。

しかし、推計結果では任意整理ダミーの係数は10%水準で有意に負となった。また清算型ダミーの係数も（統計学的には有意でないが）符号は負である。他方、前期負債比率と前期金融負債比率の係数は、いずれも正符号のままだが統計的な有意性を失った。そこで再び多重共線関係の可能性を疑い、清算型ダミーと再建型ダミーの係数が共にゼロであるという制約について疑似 F 検定を行
ってみた。検定統計量は 0.25（p 值は 0.88）である。これから清算型ダミーの

係数と再建型ダミーの係数を共にゼロとする帰無仮説も棄却できないことが分

かる。要すれば、倒産倍率は倒産形態には影響されていないことになる。但し

この点については、法的再建型が500社の内23社に過ぎないことや、和議や民

事再生も手続きの申請を行っただけで、再建の成功は必ずしも保証されないこ

とへの留意が必要だろう。つまり、大半の倒産企業が最終的には清算されてお

り、この結果につながった可能性もある。

次に建設業の影響を見た式が表の5列目である。北海道は公共事業依存度が

高く、産業界における建設業のウェイトも大きい。実際にも倒産企業の推計サ

ンプル 147 社中 89 社は建設業である。そこで倒産企業の中で建設業の倒産倍率

が他業種に比べて高いか低いかを確認してみた。建設業ダミーの係数は10％水

準で有意に負である。これは他業種に比べ、建設業の倒産倍率が低いことを意

味している。

### 6.5 特別信用保証の利用

松浦・竹澤（2001）は1999年と2000年の都道府県別中小企業向け貸出残高の

分析で、不良債権や担保を考慮すると特別信用保証は中小企業向け貸出額に統

計的に有意な影響を持たないことを示した。小西・長谷部（2003）は特別信用保

証制度の利用が 2000 年以降の倒産を増加させた可能性を明らかにしている。特

別信用保証の利用が金融機関からの従前の負債の借換や取引先からの企業間信

用の収縮への対応に専ら使われていたとすれば(前出の中小企業白書によれば

再借入は 22% であった)信用保証は貸出額の増加には繋がらないから、特別信用

保証利用ダミーの係数も有意にはならないだろう。逆に、ぎりぎりまで事業を

継続するための借り増しに使われていれば(同、赤字補填 18%、在庫手当 10%)、

その係数は正となろう。他方、前節の比較分析では、特別保証非利用倒産企業

の倒産倍率の平均値は31.4で、利用企業の平均である19.6を有意に上回ってい

た（メディアンでも同様）。その大小関係からすれば、回帰分析において特別

信用保証利用ダミーの係数は負になる可能性もある。つまり、特別信用保証制

度利用ダミーにかかる係数の符号は予めには定まらない。

実際の推計結果を見ると(表7第6列)、特別信用保証利用の係数は負ではあ
るが統計学的に有意でない。つまり、前期負債比率や前期金融負債比率をコン

トロールした推定式では、特別信用保証利用の倒産倍率に対する影響ははっき

りしない。特別信用保証利用企業は設立来経過年数が短いので、情報の非対称

性が深刻で金融機関や納入・仕入先から取引を打ち切られやすいのかもしれな

い。マイナス符号にはこうしたルートが作用している可能性もある。しかし、

特別信用保証の係数が統計的に有意でないことを素直に解すれば、特別信用保

証が従前債務の借り換えに利用された可能性を考えるべきだろう。

### 6.6 撤退の潮時

前項までの推計で、倒産倍率を規定するのは主として前期負債比率及び前期

金融負債比率（借入比率）という財務要因であることが分かった。そこで表7

の４ないし５列目の推定パラメータを基に、前期負債比率あるいは前期金融負

債比率の変化がどのように倒産倍率を増減させるかを簡単みてみたい。

推定結果で注目すべきは、前期の負債比率及び金融負債比率（借入比率）が

倒産倍率に与える影響の大きさである（各1.69～2.50、0.85～1.59）。係数を素

直にとれば、倒産企業（あるいは倒産寸前企業）では、負債比率の1％ポイン

トの上昇（低下）が倒産倍率を1.7倍ポイントから2.5倍ポイント高める（減少

させる）。また金融負債比率では、1％ポイントの上昇（低下）が倒産倍率を

0.9 倍ポイントから 1.6 倍ポイント高める（減少させる）。つまり、倒産前企業

の財務構成のわずかな変化が当該企業の倒産倍率の大幅な違いになって表れる

わけである。

例えば金融負債比率を53％に固定（存続企業の平均52.2、メディアン53.8、

倒産企業の平均 53.6 等を参考に設定）して前期負債比率が変化するケースを考

えよう。前期負債比率が存続企業のメディアンに近い83％の水準で（倒産して

しまった場合に想定される）倒産倍率を計算してみると、全産業を一括した場

合で 0.60 倍、建設業では 0.73 倍（非建設業では、前期負債比率 76% で 2.0 倍）

になる。この程度の倒産倍率なら再建の可能性は十分残っているだろう。しか

し、前期負債比率が1％ポイント上昇して84％になった場合では、倒産倍率は

全産業ベースで3.1倍、建設業では2.7倍に急上昇する（非建設業では、77％で
4.0 倍） $ ^{23} $ 。更に前期負債比率が 87% まで 3% ポイント上昇すれば、倒産倍率は

全産業ベースで10.6倍、建設業では8.6倍に達する。こうなってしまうと、清

算以外に途はなくなるだろう。

逆に、前期負債比率を83%（存続企業のメディアンは83.2、倒産企業のそれ

は 92.4 に固定して借入比率が変化するケースを考えよう。この場合に金融負

債比率（借入比率）が53%であれば、倒産倍率は前述の通り0.6倍（全産業）、

0.70 倍（建設業）となる。ここで借入比率が 1％ ポイント高い 54％ に上昇する

と、倍率はそれぞれ2.2、1.8に高まる。更に59％まで6％ポイント上昇すれば、

全産業一括で10.1倍、建設業では7.1倍まで悪化する、このような状況に至っ

た倒産企業には再建の途は残されないだろう。金融負債比率の高まりは企業間

信用が受けられなくなりつつある、端的に言えば手形取引に応じる取引先が無

くなりつつある状況である。この結果は、特別信用保証制度による借入維持策

に延命効果があったとしても、結局は負債比率や金融負債比率が高まって再建

不能な状況に陥る可能性を示唆していないだろうか。

こう考えると、経営状況の厳しい中小企業に必要なのは、債務関連指標を一

定限度（例えば、負債比率を83%以内、借入比率では53%以内）に収める財務

の健全化（財務リストラ）であることになろう。そうすれば万が一倒産しても

企業再建の可能性は高いし、企業経営者個人までが完全に破綻してしまう事態

は回避できよう。そうした限度を一旦超えてしまうと倒産倍率が急激に高まり、

再起可能性は殆どなくなる。この際どいタイミングを見誤らないことが中小企

業経営者には重要ではなかろうか。
7．存続企業の推計

最後に存続企業への影響を見ておこう。存続企業の経営指標としては、総資産利益率(%)に注目した。

### 7.1 前期金融負債比率と特別信用保証利用の効果

税引後利益率の説明変数として定数項、前期売上高利益率、前期負債比率、

前期金融負債比率及び特別信用保証利用ダミーを取り上げる。前期売上高利益

率の係数は正、前期負債比率の係数は負となるだろう。前期金融負債比率の係

数の符号は予めには定まらない。

第4節の差の検定で、売上高利益率の平均に関しては、特別信用保証の利用

如何による有意な差は見出せなかったが、メディアンでは特別信用保証非利用

企業の方が（5％水準で）有意に大きくなった。また、負債比率、金融負債比

率については、特別保証の利用如何によりメディアンでそれぞれ12％ポイント、

14％ポイントの差が見られた。この格差は明瞭で特別信用保証利用の過剰債務

傾向は明らかだろう。したがって、前期負債比率の影響をコントロールすれば、

特別信用保証利用ダミーにかかる係数の符号は予め定まらないかもしれない。

分析に当たっては異常値の影響を避けるため税引き後利益率が-230以下、前期

税引き後売上高利益率が-291%以下のサンプルは除いた。被説明変数、説明変数

及び操作変数に欠値のあるものは外れ、利用サンプル数は214、その基本統計

は表8に示す通りである。

推計は倒産企業の際と同様 OLS と IV 法で試みた(表 9 参照)。最初に OLS、

2 列目以降に IV 法の結果を掲げている。二つの推計で符号条件に相違はない

が、Davidson と MacKinnon の検定によれば、ここでも IV 法が採択される。

IV 法による推計結果では、前期売上高利益率は 1% 水準で有意に正、前期負

債比率が 5% 水準で有意に負である。これらは予想と合致する。他方で前期金融

負債比率と特別信用保証利用ダミーにかかる係数の符号は正であるが、統計的

には有意でない。そこでこの二つの変数にかかる係数が共にゼロという制約の

疑似 F テストを行った(第 3 列参照)。検定統計量は 0.001 であり p 值は 0.999 で

ある。これから前期金融負債比率と特別信用保証利用ダミーにかかる係数が共

にゼロであるという帰無仮説は棄却できないことが分かる。特別信用保証ダミ
一は倒産倍率の推計でも有意ではなかった。負債比率の高い企業ほど特別信用保証を利用しており、総資産利益率への影響は直接には前期負債比率に現れるためと解される。

### 7.2 売上高利益率、負債比率、建設業の効果

次に、前期売上高利益率と前期負債比率に加え建設業ダミーを含めた推定を

試みた（表9第4列参照）。前期売上高利益率の係数は1％水準で有意に正、前

期負債比率は 10% 水準で有意に負と符号条件を満たしている。特別信用保証利

（メディアン 0.656%）であった。他方、第4節の基本統計によれば、売上高利

益率の平均は利用企業が 0.4%、非利用企業 0.9% と大差なく、負債比率でのみ顕

著な差（非利用企業平均 72.4、利用企業平均 87.2）が有意に検出されている。

我々の推計結果の限界性向から、特別信用保証制度利用企業と未利用企業の間

の総資産利益率の格差は負債比率の差に決定的に依存している。こうした事情

を考えると、中小企業の経営改善には負債の借換やまして借り増しではなく、

負債の削減が必要だと言えよう $ ^{24} $ 。

最後に建設業ダミーに触れておくと、その係数は5％水準で有意に負である。

係数は約 -3 で、建設業の利益率は他業種に比べてかなり低いことがわかる。

これは中小建設企業で過当競争が生じており、利益率が低下している反映かも

しれない $ ^{25} $ 。倒産倍率の推計では、建設業ダミーの係数は有意に負であった。

この結果と併せると、

建設企業の過剰 → 低利潤 → 低い負債水準でも倒産

というメカニズムが、中小建設業に生じている可能性がある。経営の悪化した

企業の温存が総体としての建設産業の弱体化を招いている姿がうかがえる。
## 8 ．結びにかえて

本稿では、北海道内で収集した個別企業の特別信用保証制度利用情報、及び

関連財務データ等を活用しつつ、特別信用保証等の中小企業向け貸出増進策が

企業の存続・経営改善に与える影響について検討した。

中小企業向け貸出残高の維持・増進策の象徴とも言える特別信用保証制度の

利用企業は非利用企業よりも小規模で売上・利益等も小さく、取り分け負債比

率・金融負債比率等に大きな格差があることがわかった。その反映で、企業社会

の評価尺度である信用調査会社の評点にも統計的に有意な格差が生じている。

倒産企業の分析では、倒産倍率に影響する主たる要因が前期負債比率と前期

金融負債比率であり、前期負債比率が84%、前期金融負債比率が54%の水準に

なると、中小企業の存続は際どくなってくることを簡単な計算で確認した。他

方、特別保証利用企業の場合、存続企業でも、前期負債比率のメディアンは87%

に達する。これは特別保証利用存続企業について、売上高利益率が多少低下す

るだけで一挙に倒産に傾きかねない状況を示している。こうした実情を踏まえ

れば、中小企業の経営健全化に必要なのは貸出残高の維持・増加ではなく、負

債比率の減少を通じた財務体質の強化、財務の再構築であることは明らかだろ

う。一部付保である従来型の信用保証制度は貸し手の金融機関と信用保証協会

による二重審査で企業の信用力を高めていた。それは金融機関が情報生産を行

う過程で、中小企業経営にも負債による規律を求め財務体質の健全化を進める

可能性を持っていたと考えられる。中小企業経営の健全化・存続のために、金融

機関の審査機能の発揮が、求められていると言えよう $ ^{26} $ 。

一度行き詰まった大半の中小零細企業は消滅している。経営者の個人保証ま

で求めるという日本の中小企業金融の実状からすれば、倒産倍率の高い倒産は

経営者の再起をも著しく困難にするだろう。財務的困難に陥った中小企業に対

しては、貸出を維持・増加する政策ではなく、一旦は早期の企業整理を支援する

政策こそ求められるだろう。短期的なクッションとしての機能は別にして、多
くの財政負担、本来退出すべき企業が存続することによる産業全体の劣化という社会的費用を払う割に、貸出増進策は中小企業の経営改善には寄与しない可能性を考慮すべきではないだろうか $ ^{27} $ 。

## 参考文献

安倍史郎（2002）「倒産事例にみるメインバンクの対応」、「金融ジャーナル」2002年7月号。

大村敬一、楠美 将彦、水上 慎士、塩貝 久美子（2002）、「倒産企業の財務特性と金融機関の貸出行動」、景気判断・政策分析ディスカッション・ペーパー・シリーズ D P / 0 2 - 5。

忽那憲治(2003),「中小企業金融における信用保証制度の役割」『信用保証』105号,pp2-19

小西大・長谷部賢（2002）、「公的信用保証の政策効果」、『一橋論叢』第128巻5号。

佐藤郁夫(2000)、「北海道拓殖銀行破綻と信用保証制度」、「産研論集』23。

野間敏克(2002)、「公的信用保証改革」、『商大論集』第53巻1号。

堀雅博（2003）、「銀行破綻と企業倒産 - 拓銀破綻と北海道企業 -」

『国際社会科学』、東京大学総合文化研究科（近刊）。

堀雅博、高橋吾行（2003）、「銀行取引関係の経済的価値・北海道拓殖銀行破綻のケース・スタディー」『経済分析』、内閣府・経済社会総合研究所（近刊）。

松浦克己(1995)、「中小企業金融における公的金融シェアの要因分析 - 情報の非対称性を考慮した ECM 推計」『金融経済研究』8号

松浦克己(2002),「企業金融・コーポレート・ガバナンスの変遷と企業業績」郵政研究所 DP2002-2

松浦克己・竹澤康子(2001)，「銀行の中小企業向け貸出と担保、信用保証、不良債権」郵政研究所 DP2001-1

數下史郎・武士俣友生編(2002)、『中小企業金融入門』、東洋経済新報社。

吉田博（2002）、「拓銀経営破たん後の札幌市の財政金融政策」、「産研論集』26。

中小企業庁(2000)、「金融システム不安・信用収縮と中小企業」、『中小企業
白書』第2部第一章、大蔵省印刷局、229-357.

Berger, A. and G. Udell(1998) "The economics of small business finance: The role of private equity and debt markets in the financial growth cycle," Journal of Banking and Finance 22.

Berger, A. N. and G. F. Udell (2001), "Small Business Credit Availability and relationship Lending: The Importance of Bank Organizational Structure," FRB working Paper, July

Davidson, R. and J. G. MacKinnon (1989), "Testing for Consistency Using Artificial Regressions," Econometric Theory, 5, pp. 363-384

Davidson, R and J.G. MacKinnon (1990), "Specification Tests Based on Artificial Regressions," Journal of the American Statistical Association, 85, pp. 220-227

Nickeli, S.D., Nicolitsas, D. and N. Dryden (1997), "What Makes Firms Perform Well?", European Economic Review, 41, pp.733-796

Startz, R (1983), "Computation of Linear Hypothesis Tests for Two-Stage Least Squares," Economic Letters 11, pp. 129-131
図 1 全国企業倒産件数の推移と北海道内企業占有率

図2 全国及び北海道における保証利用率と代位弁済率の推移 (金額ベース)
表 1 全標本企業に基づく基本統計量（1997年度データ）

平均	メディアン	最小值	最大值	標準偏差	標本数
資本金 (万円)	1904	1000	300	90967	3479	869
従業員 (人)	22.2	11	1	1090	51.8	860
社歴 (設立以来年)	23.9	22	0	85	61.0	869
売上高 (百万円)	755.0	360	20	14188	1271.0	869
利益 (万円)	201.0	97	-61913	48413	3875.0	705
帝国DB評点 (点)	49.8	51	29	80	6.2	866
表 2 基本統計で見る非倒産企業と倒産企業の差

1) 倒産企業の基本統計

平均	メディアン	最小值	最大值	標準偏差	標本数
資本金(万円)	1502.0	1000	300	6060	982.0	412
従業員(人)	14.6	9	1	270	21.6	410
社塵(設立以降)	21.9	20	2	67	12.1	412
売上高(百万円)	576.0	300	20	6253	863.0	412
利益(万円)	-427.0	32	-61913	13959	4026.0	306
帝国DB評点	47.3	49	29	60	5.6	412
売上高資本金倍率	41.6	24.8	2.4	583.9	64.9	412
資本金利益率(%)	-17.4	2.6	-1376.0	558.0	137.0	306
売上高利益率(%)	-0.9	0.1	-90.0	21.0	6.6	306
負債比率(%)	97.5	92.4	376.4	42.1	26.7	262
金融負債比率(%)	53.6	57.9	96.5	0.0	23.7	262
総資産利益率(%)	-2.55	0.09	-288.9	40.6	20.8	221
倒産倍率(倍)	25.7	12.9	1.0	664.3	55.0	474
融通手形利用	12.0	0	0	1	0.3	474

2) 非倒産 (存続) 企業の基本統計

平均	メディアン	最小值	最大值	標準偏差	標本数
資本金(万円)	2266.0	1100	300	90967	4679.0	457
従業員(人)	29.1	13	1	1090	67.9	450
社歴(設立以降)	25.7	25	0	85	13.1	457
売上高(百万円)	917.0	461	30	14188	1533.0	457
利益(万円)	683.0	150	-20500	48413	3688.0	399
帝国DB評点	52.1	52	33	80	5.8	457
売上高資本金倍率	48.6	31.2	1.6	575.7	57.1	457
資本金利益率(%)	33.4	12.2	-816.0	3688.0	217.0	457
売上高利益率(%)	0.7	0.3	-25.0	37.0	3.7	399
負債比率(%)	80.8	83.2	234.6	20.4	23.8	329
金融負債比率(%)	52.2	53.8	99.0	0.0	24.5	329
総資産利益率(%)	0.4	0.5	-57.7	14	5.2	308

3)存続企業と倒産企業にかかる基本統計の差の検定

平均統計量 p 值	メディアン統計量 p 值	分散統計量 p 值
資本金(万円)	3.25	0.001	3.34
従業員(人)	4.12	0.000	6.57
社塵(設立以降)	4.45	0.000	4.48
売上高(百万円)	3.98	0.000	6.05
利益(万円)	3.80	0.000	7.16
帝国DB評点	12.38	0.000	11.92
売上高資本金倍率	1.71	0.088	4.50
資本金利益率(%)	3.57	0.000	7.24
売上高利益率(%)	4.07	0.000	6.64
負債比率(%)	8.05	0.000	9.00
金融負債比率(%)	0.68	0.497	0.91
総資産利益率(%)	2.40	0.017	6.36

(注)資本金から対資産利益率までは97年度データの数値、負債比率以下は直近データ。

差の検定：平均はt検定、メディアンはWilcoxon, Mann and Whitney検定、分散はF検定による。
## 表 2 基本統計で見る非倒産企業と倒産企業の差 (つづき)

## 2 -2 特別信用保證利用企業

1)非倒産 (存続)企業の基本統計

平均	メディアン	最小值	最大值	標準偏差	標本数
資本金(万円)	1790.00	1000	300	9000	1513.00	225
従業員(人)	24.10	13	1	412	39.40	220
社塵(設立以降)	24.30	23	2	62	13.16	225
売上高(百万円)	842.00	452	46	13736	1380.00	225
利益(万円)	320.00	132	-18853	15963	2272.00	204
帝国DB評点	50.60	51	33	65	5.20	225
売上高資本金倍率	49.12	32.90	4.24	469.10	50.20	225
資本金利益率(%)	16.82	11.07	-816.00	736.00	119.00	204
売上高利益率(%)	0.40	0.25	-14.00	21.00	3.10	204
負債比率(%)	87.16	87.63	180.96	35.78	20.15	186
金融負債比率(%)	57.45	58.64	99.04	0.62	21.85	186

2)倒産企業の基本統計

平均	メディアン	最小值	最大值	標準偏差	標本数
資本金(万円)	1334.00	1000	300	6060	1054.00	182
従業員(人)	11.70	6	1	132	18.47	181
社歴(設立以降)	18.90	16	2	60	11.59	182
売上高(百万円)	458.00	247	20	4150	746.00	182
利益(万円)	-108.00	30	-7407	4000	1145.00	127
帝国DB評点	46.60	48	31	59	5.30	182
売上高資本金倍率	39.55	23.30	2.37	575.30	66.00	182
資本金利益率(%)	-8.02	3.20	-741.00	400.00	111.00	127
売上高利益率(%)	-1.09	0.10	-90.00	8.00	8.70	127
負債比率(%)	99.50	92.81	376.44	42.08	33.49	111
金融負債比率(%)	52.95	57.08	96.53	0	24.13	111

3)存続企業と倒産企業にかかる基本統計の差の検定

平均統計量 p 值	メディアン統計量 p 值	分散統計量 p 值
資本金	3.44	0.001	3.57
従業員	3.90	0.000	6.85
社塵	4.31	0.000	4.23
売上高	3.37	0.001	6.66
利益	1.97	0.049	4.21
帝国DB評点	7.53	0.000	7.55
売上高資本金倍率	1.66	0.098	4.82
資本金利益率	1.89	0.590	4.16
売上高利益率	2.24	0.026	3.43
負債比率(%)	3.96	0.000	4.52
金融負債比率(%)	1.65	0.100	1.70

(注)平均はt検定、メディアンはWilcoxon, Mann and Whitney検定、分散はF検定による。