Silviase/jgov_v1.4_full_ann huggingface dataset:
図表 3-1 記述統計量

製造業

内部昇進企業258企業平均	標準偏差	オーナー企業136企業平均	標準偏差
期末従業員	4103	9243	1517	2187
売上高	243142	1774283	72425	103347
平均賃金	3.190	1.644	3.159	1.674
メインバンク依度度	0.039	0.051	0.039	0.054
役員派遣	0.442	0.474	0.433	0.495
MB1	0.282	0.450	0.213	0.410
MB2	0.280	0.449	0.195	0.397
負債比率	0.526	0.160	0.424	0.159
有利子負債比率	0.241	0.177	0.165	0.135
有利子キャッシュ比率	12.99	63.11	7.024	38.64
2期赤字ダミー	0.053	0.225	0.039	0.195
赤字ダミー	0.069	0.236	0.076	0.266

売上高と平均賃金の単位は100万円

## 非製造業

内部昇進企業56企業平均	標準偏差	オーナー企業55企業平均	標準偏差
期末従業員	2397	3249	1729	2671
売上高	220120	360911	171652	332879
平均賃金	3.465	2.209	3.549	2.156
メインバンク依度度	0.040	0.041	0.065	0.070
役員派遣	0.543	0.498	0.525	0.499
MB1	0.272	0.446	0.290	0.454
MB2	0.496	0.501	0.520	0.500
負債比率	0.614	0.180	0.608	0.188
有利子負債比率	0.318	0.705	0.341	0.520
有利子キャッシュ比率	8.044	167.43	12.92	64.38
赤字ダミー	0.036	0.186	0.049	0.216

売上高と平均賃金の単位は100万円

クの長期的な関係を考慮するため、最大の貸し手が1985年、1990年、1995年、1998年の4時点において変化していない企業でなおかつ、メインバンクへの依存度が産業の平均値を超えている場合をMB1、同様に、4時点において最大の貸し手が変化しておらず、役員が派遣されている場合にMB2という変数を作成し分析を行う。なお推定にあたっては、内部昇進企業とオーナー企業の規模の格差をコントロールするために企業規模ダミー(従業員数1000人以上-4999人と5000人以上の2種類)、規模ダミーと一期前の雇用者の交差項を入れており、規模の効果をコントロールしている $ ^{9} $ 。
### 4. 推定結果

まず図表4-1では、メインバンクと企業との間の長期的、安定的な関係を考慮に入れて分析を行った結果が示してある。製造業の場合には、内部昇進企業でMB1、MB2変数が調整を遅らせているが、オーナー企業では両変数が調整を速めている。非製造業では、両企業において、MB1、MB2が調整を遅らせており、製造業とは違う結果となっている。

図表 4-1 長期的な関係を考慮した調整速度に対する効果（1991 年-1998 年）

内部	内部	才一十一	才一十一
L(-1)	0.641***	0.625***	0.619***	0.679***
0.359	0.365	0.381	0.321
MB1	0.045***	-0.023***
-0.045	0.023
MB2	0.014***	-0.041***
-0.014	0.041
MB1,2=0	0.359	0.365	0.381	0.321
MB1,2=1	0.314	0.351	0.404	0.365
非製造業
内部	内部	才一十一	才一十一
L(-1)	0.721***	0.750***	0.707***	0.728***
0.279	0.250	0.293	0.272
MB1	0.063**	0.043**
-0.063	-0.043
MB2	0.021**	0.055**
-0.021	-0.055
MB1,2=0	0.279	0.250	0.293	0.272
MB1,2=1	0.216	0.229	0.250	0.217

上段は係数、下段は各変数の調整速度に与える効果の大きさである。***は1%、**は5%、*は10%でそれぞれ有意である。企業とメインバンクの長期的な関係を考慮するため最大の貸し手が1985年、1990年、1995年、1998年の4時点において変化していない企業でなおかつ、メインバンクへの依存度が産業の平均値を超えている場合をMB1=1、同様に、4時点において最大の貸し手が変化しておらず、役員が派遣されている場合にMB2=1としている。

次に、融資やメインバンクからの役員派遣という変数を用いて、経営悪化に伴いメインバンク効果がどのように変化するのかについて分析を行ってみよう。3種類の負債比率を使った分析を行うが、メインバンク効果を各負債比率の影響を考慮しない「通常効果」（各負債比率が0の時のメインバンク効果）、各負債比率との交差項の影響を考慮した「負債効果」、そして二つを合計した「総合効果」で評価する。そして、通常効果と負債効果の符号が違う場合には、メインバンクの総合効果が0になる各負債比率の閾値を求め、閾値を境にメ
インバンク総合効果がどのように変化するかを分析する。各表の上段では、調整速度の係数 $ 1-\lambda_{1} $ 、 $ \lambda_{2} $ 、 $ \lambda_{3} $ 、 $ \lambda_{4} $ 、下段では各変数が調整速度にどの程度の影響を与えるのかを各変数の平均値で評価し報告している。

図表 4-2 は、負債比率（総負債/総資産）を経営悪化指標として用いた推定結果である。メインバンク通常効果について見ると、製造業の内部昇進企業では、メインバンク依存度と役員派遣、双方の交差項から総合的に判断して、メインバンク通常効果はマイナスであり調整速度を遅らせている。一方、オーナー企業では役員、役員と融資の交差項が調整速度を速めており、通常効果はプラスである。

図表 4-2 メインバンクの調整速度に対する効果 (経営悪化変数=負債比率)

製造業	非製造業
内部	オーナー	内部	オーナー
L(-1)	0.480	0.661***	0.911***	0.658***
0.520	0.339	0.089	0.342
メインバンク依存度	-0.011	-0.238	7.055**	-3.339**
0.000	0.000	-0.285	0.217
役員	0.182***	-0.071*	-0.326**	0.361
-0.182	0.071	0.326	0.000
メインバンク依存度*	0.613***	-0.743*	-4.644**	-0.664
役員	-0.024	0.030	0.187	0.000
メインバンク依存度*	-0.863***	-0.243	-4.836	7.412**
負債比率	0.019	0.000	0.000	-0.293
役員*	-0.328***	0.185	0.697**	-0.621
負債比率	0.185	0.000	-0.427	0.000
負債比率	0.295***	0.061	-0.299**	-0.141
-0.166	0.000	0.183	0.000
調整速度1	0.520	0.339	0.089	0.342
メイン通常効果	-0.206	0.101	0.228	0.217
メイン負債効果	0.204	0.000	-0.427	-0.293
メイン総合効果	-0.002	0.101	-0.199	-0.076
調整速度2	0.352	0.440	0.073	0.141
Sargan Test	0.638	0.996	1.000	1.000
2次の自己相関	0.101	0.895	0.121	0.237

上段は係数、下段は各変数の調整速度に与える効果の大きさである。調整速度の計算は次のようにした。製造業の内部昇進を例に取ると、「調整速度1」は通常の調整速度であり1-L(-1)=0.520となる。メインバンク変数の効果を計算する場合、本文でも述べたように係数がマイナスであれば調整速度を速くする。メインバンク依存度と役員の交差項の係数0.613であり、製造業の内部昇進の依存度の平均は0.039であるから、交差項は0.613*0.039*1(役員=1)=0.024で0.024だけ調整速度を遅くする。「メイン通常効果」は負債比率との交差項を考慮しない場合のメインバンク効果、「メイン負債効果」は負債比率がそれぞれの属するカテゴリーの平均値を取るときのメインバンク効果、「メイン総合効果」は通常効果+負債効果である。「調整速度2」は全ての効果の合計である。***は1%、**は5%、*は10%でそれぞれ有意である。
次にメインバンク負債効果を見てみよう。内部昇進企業では、負債比率とメインバンク変数との交差項の係数がマイナスでありメインバンク負債効果はプラスである。つまり、負債比率の上昇にしたがってメインバンクは調整速度を上昇させる。オーナー企業では負債比率とメインバンクとの交差項は有意ではなく、経営状態の悪化に伴ってメインバンク効果は変化せず、負債効果は0である。

通常効果と負債効果との合計がメインバンク総合効果であるが、内部昇進企業では、それはかなり小さく0に近い。つまり負債比率が平均値の場合、メインバンクは調整速度に対してほとんど影響を与えない。負債比率が平均より小さい場合には、総合効果はマイナスでメインバンクは調整を遅らせる。負債比率の上昇にしたがってメインバンクは調整速度を速めるので、負債比率が一定の閾値を超えると、通常効果より負債効果の方が大きくなる。その結果、総合効果がプラスとなりメインバンクは調整速度を速める効果を持つことになる。メインバンク総合効果が0になる負債比率の閾値を役員がいる場合（役員ダミー=1）について求めると、0.570であり平均値の0.526を少し上回っている。この閾値を超えるとメインバンクは調整速度を速めるが、この値以下であると遅らせることになり、遅らせているサンプルの方が多い。役員がいない場合（役員ダミー=0）のメインバンク効果を計算すると、メインバンクは単独では効果がないが、負債比率の上昇に伴って調整速度を上昇させることになる。したがって、内部昇進企業では負債比率が低く経営状態が良ければメインバンクは雇用調整を遅らせており、負債比率が一定の閾値を超えて経営悪化すれば調整速度を速めるが、オーナー企業では、メインバンクの効果は経営状態に依存して変化しない。

非製造業については、製造業とは異なった結果が得られている。両タイプの企業において、通常効果はプラスでありメインバンクは調整速度を速めているが、負債効果はマイナスであり負債比率の上昇に伴って調整速度を遅らせている。そしてメインバンクの総合効果はマイナスとなり、メインバンクは調整速度を遅らせている。負債比率の上昇によってメインバンクはリストラを促進するのではなく逆に遅らせているが、これは製造業では見られない効果である。メインバンク効果が0になる負債比率の闘値は内部昇進企業では役員のいる場合には0.327であり、いない場合には負債比率によって変化しない。オーナー企業での閾値は役員の有無にかかわらず0.449である。これらの値を超えるとメインバンクは両企業で雇用調整を遅らせるが、これらの値は平均値を大きく下回っており、多くの企業でメインバンクは調整速度を遅らせていることになる。

図表 4-3 は、有利子負債比率を使用した場合の推定結果であるが、先の負債比率と同様に製造業の内部昇進企業では、融資、役員で総合的に判断したメインバンク総合効果は有利子負債比率の高低によって変化する。メインバンクは有利子負債が低いと調整速度を遅らせるが、それが閾値を越えて悪化すると調整速度を上昇させている。役員がいる場合のメインバンク総合効果が 0 になる有利子負債比率は 0.402 と平均より少し高く、この閾値を超えないとメインバンクは調整速度を遅らせることになる。役員がいない場合には、メイン
バンク効果が 0 になる有利子負債はちょうど平均であるが、この値を超えなければ調整速度を遅らせている。オーナー企業では、メインバンク変数は単独では効果が無く有利子負債比率の上昇とともに調整速度を上昇させているが、内部昇進企業のようにメインバンクの効果が有利子負債比率の状況によって逆転するというようなことはない。

図表 4-3 メインバンクの調整速度に対する効果 (経営悪化変数=有利子負債比率)

製造業	非製造業
内部	オーナー	内部	オーナー
L(-1)	0.662***	0.653***	0.767***	0.750***
0.338	0.347	0.233	0.250
メインバンク依存度	-0.497***	0.066	-1.023	-0.894
0.018	0.000	0.000	0.000
役員	0.026***	0.009	-0.028	0.045
-0.026	0.000	0.000	0.000
メインバンク依存度*	0.560***	0.092	2.021**	-1.255
役員	-0.022	0.000	-0.082	0.000
メインバンク依存度*	1.881***	-1.334***	0.191	3.345**
有利子負債	-0.018	0.009	0.000	-0.081
役員*	-0.148***	0.005	0.039	-0.040
有利子負債	0.036	0.000	0.000	0.000
有利子負債	-0.126***	0.091	0.069	-0.213
0.030	0.000	0.000	0.000
調整速度1	0.338	0.347	0.233	0.250
メイン通常効果	-0.030	0.000	-0.082	0.000
メイン負債効果	0.018	0.009	0.000	-0.081
メイン総合効果	-0.012	0.009	-0.082	-0.081
調整速度2	0.356	0.356	0.151	0.169
Sargan Test	0.999	1.000	1.000	1.000
2次の自己相関	0.198	0.587	0.112	0.158

***は1%、**は5%、*は10%でそれぞれ有意である。上段は係数、下段は各変数の調整速度に与える効果の大きさである。調整速度の計算は表3と同様である。

非製造業の内部昇進企業では、メインバンク変数は通常の場合に調整速度を遅らせるが、有利子負債比率の状態によってメインバンク効果は影響を受けない。オーナー企業では単独では効果がないが、有利子負債比率の上昇とともに調整速度を遅らせている。

図表 4-4 の有利子負債キャッシュフロー比率についても、経営者の属性別、産業別に他の2種類とほぼ同様の結果が得られているが、有利子負債比率と有利子負債キャッシュフロー比率の場合には、メインバンクや負債の効果が総負債/総資産の場合に比べて小さくなっているのが特徴である。
図表 4-4 メインバンクの調整速度に対する効果 (経営悪化変数＝有利子負債キャッシュフロー比率)

製造業	非製造業
内部	オーナー	内部	オーナー
L(-1)	0.651***	0.630***	0.657***	0.676***
0.349	0.370	0.343	0.324
メインバンク依存度	-0.397***	-0.666***	-0.263	-1.674*
0.015	0.026	0.000	0.108
役員	0.017***	-0.031***	0.024	-0.017
-0.017	0.031	0.000	0.000
メインバンク依存度*	0.172***	0.237***	1.179**	1.887*
役員	-0.007	-0.009	-0.047	-0.122
メインバンク依存度*	0.0015***	0.000	-0.002	0.005
有利子キャッシュフロー	-0.0007	-0.001	0.000	0.000
役員*	-0.0007***	0.000	-0.0006	0.001
有利子キャッシュフロー	0.010	0.000	0.000	0.000
有利子キャッシュフロー	-0.00006***	-0.0004***	0.0006	-0.001
比率	0.001	0.003	0.000	0.000
調整速度1	0.349	0.370	0.343	0.324
メイン通常効果	-0.009	0.048	-0.047	-0.014
メイン負債効果	0.009	0.000	0.000	0.000
メイン総合効果	0.000	0.048	-0.047	-0.014
調整速度2	0.350	0.421	0.296	0.310
Sargan Test	1.000	1.000	1.000	1.000
2次の自己相関	0.223	0.605	0.197	0.101

***は1%、**は5%、*は10%でそれぞれ有意である。上段は係数、下段は各変数の調整速度に与える効果の大きさである。調整速度の計算は表3と同様である。

次に経営状態の悪化を、経常赤字の発生と定義した場合はどうだろうか。経常赤字が生じた1期後に大規模な人員整理が起きると考えて推定を行った。図表4-5は、経常赤字発生の1期後のケースである。「メインバンク赤字効果」は、赤字期のメインバンク効果である。メインバンク通常効果を見ると、製造業の内部昇進企業では、メインバンクは雇用調整を遅らせているが、赤字期メインバンク効果はプラスであり、経常赤字が発生すると次の期に雇用調整速度を引き上げているのがわかる。経常赤字を経営悪化の指標とした場合にも、内部昇進企業では経営悪化に伴ってメインバンクが調整速度を上昇させるという関係が見られる。オーナー企業では、メインバンク通常効果はプラスであり、赤字発生の場合には調整速度はほとんど変化していない。非製造業では、両企業においてメインバンク通常効果はマイナスであるが、赤字期にはメインバンクの効果はほとんど見られない $ ^{10} $ 。
図表 4-5 メインバンクの調整速度に対する効果（経営悪化変数＝経常赤字）

製造業	非製造業
内部	オーナー	内部	オーナー
L(-1)	0.633***	0.636***	0.686***	0.590***
0.367	0.364	0.314	0.410
メインバンク依存度	-0.260***	-0.218***	-1.072	0.608
0.010	0.009	0.000	0.000
役員	0.013***	-0.032*	-0.027	-0.024
-0.013	0.032	0.000	0.000
メインバンク依存度*	0.285**	-0.239**	2.353**	3.922*
役員	-0.011	0.009	-0.094	-0.254
メインバンク依存度*	0.163***	-0.580***	7.707	-0.233
赤字	-0.006	0.022	0.000	0.000
役員*	-0.159***	0.058	0.000	0.000
赤字	0.159	0.000	0.000	0.000
メインバンク依存度*	0.766***	0.632*	0.000	0.000
役員*赤字	-0.003	-0.024	0.000	0.000
赤字	0.024	0.022	0.074	-0.081
-0.024	0.000	0.000	0.000
調整速度1	0.367	0.364	0.314	0.410
メイン通常効果	-0.014	0.050	-0.094	-0.254
調整速度2	0.353	0.414	0.220	0.156
メイン赤字効果	0.156	-0.002	0.000	0.000
Sargan Test	0.998	1.000	1.000	1.000
2次の自己相関	0.101	0.491	0.442	0.569

上段は係数、下段は各変数の調整速度に与える効果の大きさである。調整速度の計算は表3と同じである。「調整速度1」は1-L(-1)である。「調整速度2」は「調整速度1」+「メイン通常効果」、「メイン赤字効果」は赤字の場合のメインバンク効果である。***は1%、**は5%、*は10%でそれぞれ有意である。

このように製造業の内部昇進企業の場合、融資、役員で総合的に判断したメインバンク効果は経営状態が悪化するか否かによって異なる。3つの負債変数の結果には若干の違いがあるが、メインバンク総合効果は各負債比率の高低によって変化する。メインバンクは各負債比率の上昇とともに調整速度を速め、各比率が一定の閾値以下で経営が悪化していなければ調整速度を遅らせるが、逆にその値を超えて経営が悪化すれば調整速度を速めることになる。オーナー企業では、メインバンクは基本的に調整速度を速めており、経営状態によってその効果が逆転することはない。非製造業では、製造業と異なって、両企業でメインバンクは調整速度を遅らせており、経営状態の悪化の場合にも遅らせているという結果も見られる。経営赤字を経営悪化指標としても、各負債比率のケースと同様の結果が得られている $ ^{11} $ 。
次節では得られた推定結果を解釈するが、その際の留意点について述べておこう。内部昇進企業とオーナー企業では企業の年齢（設立からの年数）が異なることが予想される。企業設立からの年数、つまり企業の年齢が違えば雇用の増減パターンや企業特殊的な技能の蓄積の違いが出る。オーナー企業は、概して企業の年齢が内部昇進企業より若いために、内部昇進企業よりも企業内部での企業特殊的な人的資本の蓄積が少ないと想定できる。このことと関連して、企業の年齢が若いと急速に成長し、衰退するということも考えられ、これらのことは雇用調整速度を速くすると考えられる。

本稿の推定から得られた内部昇進企業とオーナー企業におけるメインバンク効果の違いは、企業の年齢の違いから来ている可能性がある。つまり内部昇進企業では、企業の年齢が古く人的資本の蓄積があるために、メインバンク制と長期雇用制の間に制度的補完関係があるが、オーナー企業では年齢が若いために人的資本の蓄積がまだ十分ではなく、制度的な補完関係が弱いということがあるかもしれない。このような可能性を排除するために、1960年以後に設立された企業を除外して推定を行った。結果は紙面の関係で割愛するが、結果に大きな違いはなく、企業の年齢が推定結果に大きな影響を与えているとは言えないようである。また両タイプの企業規模の違いが結果に影響を与えていることも考えられるために、全ての推定は企業規模ダミーでコントロールしている。

### 5. 議論

### 5.1 結果の解釈

以上の推定結果より、以下のことが言える。メインバンクと企業との長期的、安定的な関係を考慮した変数を作成して分析を行った結果、メインバンクが雇用調整を遅らせているのは、製造業においては内部昇進企業についてのみであり、非製造業では、両企業において雇用調整を遅らせている。

さらに、融資と役員という変数を用いて分析を行ったが、製造業の場合、内部昇進企業では、メインバンク効果が経営状態に伴って変化するという「状態依存ガバナンス」が見られるが、一方オーナー企業では、メインバンクが通常の場合に調整速度を速めており、メインバンク効果が経営状態に伴って変化するということはない。このように見ると「状態依存ガバナンス」は、製造業では内部昇進企業において見られるもので、オーナー企業ではほとんど観察されない。オーナー企業では、経営状態が悪化する前に雇用調整が行われているものと考えられる。

非製造業については、各負債比率の上昇が雇用調整速度を遅らせており、経営状態の悪化がリストラを遅らせている。また、赤字期には調整速度は変化せず、メインバンクが調整を速める効果は見られない。非製造業については、経営悪化がリストラにつながるということはなく、メインバンクは調整を遅らせるのみで「状態依存ガバナンス」も機能していない。これらの結果は両タイプの企業で大きな違いはない。非製造業の結果は、メイン
バンクが再生不可能な企業を救済している確率が製造業より高いことを示唆しているが、製造業のように両タイプの企業に違いがない理由は、非製造業では製造業に比べてバブル期に形成された不良債権に関わった企業が多く、その不良債権の顕在化を避けるためのメインバンクからの追加融資、「追い貸し」が内部企業、オーナー企業に関わりなく行われたこと、そして、製造業に比べて国際競争にさらされていないために非効率な雇用が維持されやすいことが考えられる。

それでは、製造業においては、内部昇進企業についてのみメインバンク変数が雇用調整を遅らせているのはどのような理由によるものなのであろうか。制度的な補完性の議論からすれば、内部昇進企業でのみメインバンク制と長期雇用制の制度的な補完関係が成立していることになるが、それではオーナー企業では長期雇用やそれに基づく人材形成の重要性が内部昇進企業と比べて著しく低いということなのだろうか。この点を見るために、両企業の勤続年数の比較をしてみよう。図表5-1で2000年度の男女合計の平均勤続年数の差について電気機器、機械での値を見てみると、内部昇進企業、オーナー企業で差があるもののさほど大きいとは言えないが、この違いは企業の年齢の違いを反映していると考えられる。先に述べたように、1960年以後に設立された企業を除外して推定を行っても結果に変化がなかったので、これらの企業を除外して勤続年数の計算をすればその格差は小さくなる。この場合には、両産業での格差は1.4-1.6年であり、両企業の規模の格差を考えればさほど大きいとは言えない。勤続年数にさほど大きな差が確認できないということから考えて、内部昇進企業とオーナー企業との間で長期雇用の重要性が大きく異なるとは考えにくい。

図表 5-1 勤続年数の比較（男女計、2000 年度）

全サンプル	1960年以後設立除く
平均	標準偏差	平均	標準偏差
電器内部	17.08	2.52	17.13	2.55
電器オーナー	14.51	3.76	15.50	3.31
機械内部	18.59	3.15	18.54	3.21
機械オーナー	17.01	3.66	17.15	3.75

メインバンクが雇用調整を遅らせているのが内部昇進企業のみであることや、内部昇進企業とオーナー企業との間で長期雇用の重要性が大きく異なるとは考えにくいことから、両企業の結果の違いは、制度的な補完関係の有無を示しているのではなく、経営者の属性からくる統治構造の違いを示していると思われる $ ^{12} $ 。この解釈によれば、内部昇進企業では
メインバンクがリストラを遅らせているという結果は、内部昇進経営者がメインバンクからの借入を増やすか、メインバンクからの救済を当てにすることによって雇用を維持せざるを得ないか、または経営者自らの辞任の引き金になるリストラを遅らせたことからきていると考えられる。

オーナー企業では、メインバンクからの借入が増加していれば迅速に人員削減が実行されるが、メインバンクがモニタリングをしているという解釈の他に、負債増加による自律的な規律付けが働いているとも解釈できる。このような背景には、オーナー経営者がリストラの遅れによって経営危機に陥った場合のメインバンクの介入を嫌うということもあるのかもしれない。オーナー企業ではリストラが遅れることは株価の低下などによる経営者の資産の減少につながる。また、自らか、あるいは一族が築いた会社や資産の存続および次世代への継承が経営の第一次目的であって、従業員の雇用保証は内部昇進企業ほどには重視されないのではないだろうか。

このように、本稿の結果については、内部、オーナー両企業における従業員の交渉力と交渉費用の違いや経営者のリストラに対するインセンティブ、保身動機がメインバンクの効果という形で現れていると理解するのが妥当であろう $ ^{13} $ 。本稿の結果は、両企業での制度的な補完関係の有無を示しているというよりも、むしろ経営者の属性の違いからくる統治構造の違いと、そこから来る従業員の交渉力、交渉費用の違いがメインバンクの救済機能を通して雇用調整に影響を与えていることを示していると言えよう。

製造業の内部昇進企業で見られる「状態依存ガバナンス」は、企業特殊的な人的資本を保護し、非効率な解雇、雇用調整を防いだと解釈できるのか。あるいは、負債比率の悪化や赤字になるまではリストラを先送りにするということであるから、過剰な雇用を維持するという意味では、非効率な雇用、過剰雇用の救济が起こっているという理解が妥当なのか。本稿の結果は、メインバンクと雇用システムの関連や日本企業のコーポレート・ガバナンスのあり方についてどのような示唆を与えるのだろうか。

製造業の内部昇進企業において見られる「状態依存ガバナンス」は、それが従業員の交渉力の高さと経営者の保身から来るものなのか、非効率なリストラを防いで人的資本を保護しているのか、あるいは従業員のモラルダウンを防いでいるのかによって評価が異なるであろうが、この点の評価は人的資本に関するデータの欠如もあり、本稿の分析だけで行うことはできず、企業の効率性に関する分析を行う必要がある。この点に関して、Hanazaki and Horiuchi（2000）では、金融機関の株式保有比率がTFP成長率に貢献していないとして
いる。メインバンクが企業効率の向上をもたらさずに雇用調整を遅らせていたとすれば、非効率な解雇を防ぎ企業特殊的人的資本の損失を防ぐというよりも、過剰で非効率な雇用を抱え込むことに役立っていたことになる。先に見たように、内部、オーナー両企業において長期雇用の重要性や人的資本の雇用調整に対する効果が変わらなければ、内部昇進企業の方が過剰な雇用を抱え込んでいたということになり、そこで雇用調整が遅れたのは、人的資本の保護のためではなく、交渉費用が高いことや経営者の保身などの他の理由で従業員の雇用維持を経営者が行う必要があったためということになる $ ^{14} $ 。そして「状態依存ガバナンス」は人的資本の保護とは無関係であったということになる。

### 5.2 本稿のインプリケーション

本稿の分析結果からは、メインバンク制と日本経済について次のようなインプリケーションが導き出せる。第一に、バブル経済崩壊後のメインバンクの機能については、非効率な企業に追加的な融資を行って寛大な救済を行うという「ソフトバジェット問題」、あるいは「追い貸し」の存在が指摘されているが、これは顧客企業の収益の悪化を知りながらメインバンクが追加融資を与え、経営者がそれを織り込んで企業のリストラが遅れるということである。星（2000）、（2006）によれば、メインバンクが自己資本比率の低下を恐れるために再生の可能性のない企業に「追い貸し」することによって「ゾンビ企業」が発生するとされるが、この問題については関根・小林・才田（2003）、小幡・坂井（2005）、三平（2006）、Peek and Rosengren (2005)、Caballero, Hoshi and Kashyap (2006)などが分析を行っている。Caballero, Hoshi and Kashyap (2006)では、企業の支払っている借入金利に着目して、通常の最低金利よりも低い金利しか支払っていない企業を、金利減免を伴う追い貸しにより生き延びている「ゾンビ企業」として判別し、その存在が経済に与える影響を分析した。その結果、93年ごろから不動産業や建設業でゾンビ企業の比率が急上昇しており、製造業でもわずかではあるが上昇している。また、星（2006）によれば、非製造業各業種のダミーがいずれも「ゾンビ企業」か否かという被説明変数に対して有意になっており、非製造業の各業種においてゾンビ企業の発生確率が製造業のそれよりかなり高くなっている。本稿の非製造業の分析において、両タイプの企業でメインバンクが調整を遅らせていたことや経営が悪化しても調整を速めていないことは、この産業で「追い貸し」による非効率な企業、「ゾンビ企業」が多く存在していることと関連があるように思われる。非製造業では経営状態が悪化してもメインバンクがリストラを促進しなかったことが、非効率な企業の保護につながったと思われる。

第二に、上述の研究で製造業においては「追い貸し」の影響はない、もしくはあっても軽微とされており、「ゾンビ企業」が発生する確率も低くなっている。本稿では、製造業の内部昇進企業では経営状態の悪化に伴ってメインバンクは雇用調整を促進しているので、
オーナー企業よりも過剰な雇用を抱え込んでいたとしても、「追い貸し」によって非効率な企業が救济されたと明言するには至らない。しかし星（2006）の「ゾンビ企業」の決定要因を分析した研究によれば、メインバンク依存度が高い企業ほど「ゾンビ企業」になる確率は高くなっており、製造業において「追い貸し」による非効率な企業の救济が行われていたとすれば、内部昇進企業がそれに当てはまっている可能性も否定できない。この点の検討は今後の課題である。オーナー企業ではメインバンクはリストラを促進していることになるので、「追い貸し」によって非効率な企業や過剰な雇用が救济された可能性は低いと考えられる。

以上のように、本稿での製造業と非製造業での結果の違いから両産業での「ブンビ企業」発生確率の違いを間接的に説明できるかもしれない。製造業では経営状態悪化に伴ってメインバンクがリストラを促進したが、非製造業では促進しなかったことが、両産業でのこの種の問題の深刻さの違いを生み出しているものと考えられよう。

第三に、特に金融危機以後、企業のメインバンク離れが加速したと言われているが、内部昇進企業では、メインバンクとの関係が弱くなることは雇用の調整速度を速める。野田（2006a）では、外国人持株比率の上昇が雇用の調整速度を引き上げているが、間接金融から直接金融への移行は雇用の流動化をもたらすと想定され、内部昇進企業で見られた経営が悪化するまで人員削減を行わないというリストラの実施方法やタイミングに変化が起こる可能性がある。金融危機以後の検討は今後の課題である。

### 6. 結びにかえて

本稿では、製造業と非製造業のパネルデータを使用して、メインバンク制の雇用調整に及ぼす影響を検討した。メインバンクと企業との長期的、安定的な関係を考慮した上でメインバンク効果を推定したところ、製造業の内部昇進企業でメインバンクが雇用調整を遅らせる効果が見られ、非製造業では両企業で遅らせていることがわかった。

融資やメインバンクからの役員派遣を使用した分析からは以下のことが明らかとなった。製造業の場合、内部昇進企業ではメインバンクは通常の場合に雇用調整速度を遅らせているが、経営状態が悪化した場合には調整速度を速くする傾向がある。一方オーナー企業では、メインバンクが通常の場合に調整速度を速めており、経営状態によって効果が逆転するということはない。したがって「状態依存ガバナンス」は、製造業については内部昇進企業に見られるもので、オーナー企業では観察されない。オーナー企業では経営状態が悪化する前に調整が行われているものと考えられる。このような違いは内部、オーナー両企業での制度的な補完関係の有無を示しているとは考えにくく、統治構造の違いから発生する従業員の交渉力、交渉費用の違いによるものと想定される。

非製造業については、両企業においてメインバンクは負債比率の上昇とともに雇用調整速度を遅らせており、経営状態の悪化がリストラを遅らせている。また、赤字期にも調整
速度は変化せず、メインバンクの効果も見られない。非製造業については経営悪化がリストラをもたらすということはないと見られる。このことは、非製造業において、再生不可能な企業を救済する「追い貸し」や「ゾンビ企業」の発生確率が製造業より高いことを示唆している。

最後に、今後の課題としては、大企業のリストラが本格化した1998年以降のメインバンク効果を分析することや、銀行による「追い貸し」と雇用調整の関連を分析することが考えられる。

## 参考文献

蟻川靖浩・宮島英昭・斉藤直（2003）「金融危機前後の投資行動と企業統治」『コーポレート・ガバナンスの経済分析』花崎正晴・寺西重郎編,東京大学出版会.

浦坂純子・野田知彦（2001）「企業統治と雇用調整－企業パネルデータによる実証分析－」『日本労働研究雑誌』第488号，pp.53-63.

小幡績・坂井功治（2005）「メインバンク・ガバナンスと「追い貸し」」一橋大学経済研究所『経済研究』第56巻第2号 pp.149-161.

小牧義弘（1998）「わが国雇用調整行動における不連続性について」『日本銀行調査統計月報』11月号，pp.45-74.

財務省財務総合政策研究所（2003）「進展するコーポレートガバナンス改革と日本企業の再生」

駿河輝和（1997）「日本企業の雇用調整－企業利益と解雇－」，中馬宏之・駿河輝和編『雇用慣行の変化と女性労働』東京大学出版会，pp.13-46.

関根敏隆・小林慶一郎・才田友美（2003）「いわゆる「追い貸し」について」『金融研究』第22巻第1号日本銀行金融研究所，pp129-156.

富山雅代(2001)「メインバンク制と企業の雇用調整」，『日本労働研究雑誌』第488号, pp.40-51.

野田知彦(2002)「労使関係と赤字調整モデル」，一橋大学経済研究所『経済研究』第53巻第1号, pp.40-52.

野田知彦（2006a）「経営者、統治構造、雇用調整」『日本経済研究』第54号，pp.90-108.

野田知彦（2006b）「解雇と労使協議、経営参加」『日本労働研究雑誌』第556号，pp.40-52.

野田知彦（2007）「経営者、従業員集団、リストラクチャリング」『企業のコーポレートガバナンス・CSR と人事戦略に関する調査研究報告』労働政策研究・研修機構.

堀内昭義・花崎正晴（2004）「日本企業のガバナンス構造—所有構造、メインバンク、市場競争—」「経済経営研究」日本政策投資銀行設備投資研究所 Vol.24-1.

星岳雄（2000）「なぜ日本は流動性の罠から逃れられないのか」 深尾光洋・吉川洋編『ゼロ金利と日本経済』日本経済新聞社.

星岳雄（2006）「ゾンビの経済学」『現代経済学の潮流 2006』東洋経済新報社.

ポール・シェアード（1996）「メインバンクと財務危機管理」青木昌彦・ヒュー・パトリッ
ク編『日本のメインバンク・システム』東洋経済新報社第6章.

仁田道夫（2000）「日本企業のコーポレートガバナンス：現状と展望」『現代日本のコーポレートガバナンス』稲上毅・連合総研編 第1章.

松浦克己（2001）「雇用削減と減配・無配の関係－企業利潤、企業財務、コーポレート・ガバナンスからの視点－」『フィナンシャル・レビュー』財務省財務総合政策研究所 60 号，pp.106-138.

三平 剛（2006）「追い貸しと経済の生産性」『経済財政分析ディスカッション・ペーパー』DP/05-4.

宮島英昭（1998）「戦後日本企業における状態依存ガバナンスの進化と変容-Logit モデルによる経営者交代からのアプローチ」『経済研究』第49巻第2号，pp.97-112.

宮島英昭・近藤康之・山本克也（2001）「企業統治・外部役員・企業パフォーマンス－日本企業システムの形成と変容」『日本経済研究』第43号，pp18-45.

労働政策研究・研修機構（2007）『企業のコーポレートガバナンス・CSR と人事戦略に関する調査研究報告』

Aoki, M. (1994) “The Contingent Governance of Team Productioin: An Analysis of Institutional Complementatiry,” International Economic Review Vol.35, pp657-676.

Anderson, R.C., and Reeb, D.M. (2003) “Founding Familily Ownership and Performance. Evidence from The S&P 500,” Journal of Finance, 58, pp.1301-1327.

Arellano, M. and Bond, S. (1991) "Some Tests of Specification for Panel Data: Monte Carlo Evidence and an Application to Employment Equations," Review of Economic Studies, Vol. 58, pp. 277-297.

Arikawa, Y. and H. Miyajima (2005) “Relationship Banking in post Bubble Japan: Co-existence of soft-and hard budget constraint” RIETI Discussion Paper Series 05-E-15.

Bertrand, M. and Schoar, A. (2006) “The Role of Family in Family Firms” Journal of Economic Perspectives, Vol.20, No.2, pp.73-96.

Caballero, R., J., T. Hoshi and A. K. Kashyap (2006) “Zombie Lending and Depressed Restructuring in Japan,” mimeo.

Domsetz, H. and Lehn, K. (1985) “The Structure of Corporate Ownership: Cause and Consequences,” Journal of Political Economy, 93, pp1155-1177.

Hanazaki, M. and A. Horiuchi (2000) “Is Japan’s Financial System Efficient?” Oxford Review of Economic Policy, Vol.16, pp.61-73.

Izumida, S. (1998) “Management Rights and Distribution structure in Japanese firms,” Japan and the World Economy 10, pp.135-156.

James, H. (1999) “Owner as Manager, Extended Horizons and the Family Firm,” International Journal of the Economics of Business, 6, pp.42-56

Kang, J.-K. and A. Shivdasani (1997) “Corporate Restructuring During Performance declines in
Japan” Journal of Financial Economics, Vol.46, pp.29-65.

Kaplan, S.N. and B.A. Minton (1994) “Appointments of Outsiders to Japanese Corporate Boards: Determinants and Implications for Managers,” Journal of Financial Economics, Vol. 36, pp. 225-258.

Morck, R. and M. Nakamura (1999) “Banks and Corporate Control in Japan,” Journal of Finance, Vol. 54, pp. 319-339.

Ogawa, K. (2003) “Financial Distress and Employment: The Japanese Case in the 90s,” NBER Working Paper, No.9646.

Peek, J. and E.S. Rosengren (2005) “Unnatural Selection: Pervrse Incentives and the Missallocation of Credit in Japan,” American Economic Review, 95 No.4, pp.1144-1166.
平 成 2 7 年 度 予 算

概算要求の概要

(平成26年8月)

厚生労働省健康局
（注）【推進枠】と記載のあるものは、「新しい日本のための優先課題推進枠」として要望する経費。

【復興】と記載のあるものは、東日本大震災復旧・復興対策経費。
1 難病対策
## 1 難病対策

298億円（719億円）

## （１）医療費助成の本格実施

176億円（608億円）

難病患者への新たな医療費助成については、平成26年5月に成立した「難病の患者に対する医療等に関する法律」に基づく新たな制度として平成27年1月から施行されることとなっているが、平成27年夏には更に対象疾病を拡大し、本格実施を図る。

なお、平成27年度の支出増分については、税制抜本改革法附則第18条に基づく判断を踏まえた上で、平成27年度における消費税増収分の動向等を踏まえ、予算編成過程で検討することとなっている。

☑・難病医療費等負担金など

176億円（608億円）

（補助先）都道府県

(補助率) 1 ∕ 2

10/10（スモン、スモンに対するはり、きゅう及びマッサージ治療研究費）

※ 新たな医療費助成制度の対象とならないスモンについては、恒久対策の観点から予算事業として、引き続き、これまでと同様の対策を講ずるとともに、その他の疾病については経過措置を講ずる。

## （２）国民の理解の促進と社会参加のための施策の充実

10億円（8億円）

難病相談支援センター等を充実・強化し、難病患者が社会生活を送る上での悩みや不安を取り除く支援や、難病に関する普及啓発に取り組み、難病患者の社会参加などを推進する。

(主な事業)

・難病相談支援センター事業

3.1 億円

各都道府県に難病相談支援センターを設置し、難病患者が社会生活を送る上での療養上及び日常生活上の問題についての悩みや不安を取り除く支援や相談・助言を行い、難病患者の社会参加を推進する。（47ヶ所）

（補助先）都道府県

(補助率) 1 ∕ 2

## ☑ 難病医療提供体制整備事業 【一部推進枇】

1. 7 億円

新たに都道府県が指定する「難病医療拠点病院」（総合型、50カ所）に「難病医療コーディネーター」を配置し、難病患者の医療提供支援や就労支援をはじめとした
## 社会参加を支援する。

（補助先）都道府県

(補助率) 1 ╱ 2

※当該事業は、従来の「重症難病患者入院施設確保事業」の名称を変更し、実施するもの。

⑳・難病患者地域支援対策推進事業 【一部推進枠】 1．6億円

保健所を中心に「難病対策地域協議会」を設置するなど、地域の医療機関、市町村等の関係機関との連携の下に、保健、医療及び福祉の総合的なサービスの提供を要する難病患者に対し、療養上の不安解消を図り適切な支援を実施する。

⑳・難病対策の推進のための患者データ登録整備事業等【推進枠】1．3億円

難病患者データの精度の向上と有効活用を図るため、患者・医療現場に成果を還元できる患者データ登録システムを構築するとともに、更なるデータの蓄積等を行う。

## （３）難病に関する調査・研究などの推進

1 1 2 億円(1 0 4 億円)

難病研究を総合的・戦略的に実施するため、全国規模のデータベースにより集められた難病患者の情報を活用するなどして、疫学調査、病態解明、新規治療法の開発、再生医療技術を用いた研究を行う。

また、極めて患者数の少ない疾病等に対する医薬品、医療機器、再生医療等製品の開発に対する支援を実施する。（※厚生科学課計上）【一部推進枠】

## 2 予防接種の推進などの感染症対策 209億円（135億円）

## （１）予防接種の推進【一部推進枠】

16億円（14億円）

予防接種後の副反応報告情報をリアルタイムに解析し、重篤な事例や異常な副反応の集積を速やかに検出する体制を整備するなど、平成26年4月に施行された「予防接種に関する基本的な計画」に基づき、より有効かつ安全な予防接種の推進を図る。

(主な事業)

翻・予防接種記録の電子化に係る経費【推進枠】8百万円

予防接種歴について、今後、マイポータルを活用し、接種歴が確認できるシステムを構築することを前提に、予防接種記録の電子化に向けた調査・検討を行う。

## 新·予防接種副反応分析事業【推進枠】

0.6億円

予防接種後の重篤な事例や異常な副反応をリアルタイムに解析し、異常な集積を速やかに検出する体制を整備することにより、信頼度の高いワクチン接種の推進を図る。
※ その他、予防接種健康被害者の救済（12億円）や、副反応に関する情報整理・調査（0.6億円）などを行う。

（２）新型インフルエンザ等対策の強化【一部推進枠】１２９億円（５６億円）

「新型インフルエンザ等対策政府行動計画（平成25年6月7日）」に基づき、国が備蓄しているプレパンデミックワクチンの一部の有効期限切れに伴う買い替え等を行うほか、世界における新型インフルエンザ等の発生状況に関する情報収集体制の強化を図る。

(主な事業)

新・プレパンデミックワクチンの購入等【推進枠】64億円

国が備蓄しているプレパンデミックワクチンの一部が有効期限切れとなるため、その買い替えや廃棄、一部製剤化を行う。

・プレパンデミックワクチンの購入 59億円

・プレパンデミックワクチン原液の一部製剤化 5億円

・プレパンデミックワクチンの廃棄 8百万円

⑧・新型インフルエンザ等の情報収集体制の強化

0.5億円

世界における新型インフルエンザ等の発生状況に関する情報収集体制の強化を図る。

※ その他、感染症指定医療機関の運営（7億円）や、感染症の予防のための措置（6億円）などを行う。

（３）ＨＴＬＶ－１関連疾患に関する研究の推進　　１０億円（１０億円）

ヒトT細胞白血病ウイルス1型（HTLV-1）への感染防止及びこれにより発症する成人T細胞白血病（ATL）やHTLV-1関連脊髓症（HAM）の診断・治療法等に関する研究について、感染症・がん・難病・母子保健対策関連研究事業が連携し、総合的な推進を図る。

(※厚生科学課計上)

（４）新興・再興感染症に対する革新的医薬品等の開発に関する研究の推進

２６億円（１８億円）

インフルエンザ、結核、動物由来感染症、薬剤耐性菌、H T L V-1（ヒトT細胞白血病ウイルス1型）など、国内外の様々な病原体に関する疫学的調査及び基盤的研究並びに予防接種の有効性及び安全性の向上に資する研究を実施し、感染症対策並びに診断薬、治療薬及びワクチン開発を一体的に推進する。

(※厚生科学課計上)
## がん対策

241億円（230億円）

がん対策の総合的かつ計画的な推進

がんが国民の疾病による死亡の最大の原因となっている現状並びに平成19年4月に施行された「がん対策基本法」及び同年6月に策定され、平成24年6月に見直された「がん対策推進基本計画」を踏まえ、総合的かつ計画的にがん対策を推進する。

（１）がんの予防・早期発見の推進【一部推進枠】

38億円（３３億円）

がん検診受診率50％の目標達成に向けて、子宮頸がん、乳がん及び大腸がん検診のクーポン券の配布や受診勧奨の実施とともに、要精密検査と判断された者を受診に結びつける取組を進め、がんの早期発見につなげる。

（２）がん患者・経験者の仕事と治療の両立

３．５億円（３．１億円）

がんに罹患しても安心して暮らせる社会を構築するため、がん患者・経験者の就労に関するニーズや課題を明らかにした上で、がん患者・経験者及びその家族等に対する相談支援と情報提供の充実を図り、仕事と治療の両立を支援する。

(主な事業)

☑・がん患者の就労に関する総合支援事業等（がん診療連携拠点病院機能強化事業費）

2億円

がん診療連携拠点病院に社会保险労務士等の就労支援に関する専門家を配置し、ハローワークや産業保健推進センター等でがん患者の就労支援に携わる相談員と情報交換を行う場を新たに設け、がん患者が抱える就労に関する問題を汲み上げ、適切な情報提供と相談支援を行うとともに、がんの診断時等に就労継続を見据えた治療と働き方に関する情報提供がなされるよう、主治医等の医療従事者向け研修を実施する。

（補助先）都道府県、独立行政法人等

（補助率）都道府県（1／2）、独立行政法人等（定額）

## （３）小児へのがん対策の推進

4.2億円（3.8億円）

小児において、がんは病死原因の第1位であり、小児がん患者とその家族が安心して適切な医療や支援を受けられるような環境の整備を目指し、引き続き小児がん拠点病院や小児がんの中核的な機関の運営等を支援する。

(主な事業)

☑ 小児がん拠点病院機能強化事業（がん診療連携拠点病院機能強化事業費） 2 億円 国、地方公共団体や地域の医療機関との連携に基づいた治療後のフォローアップ
を行い、小児がん患者やその家族が診断時から切れ目のない安心・納得した支援を受けるために必要なプレイルームの運営や相談支援人員等の確保に加えて、地域ブロック協議会を開催する等、小児がん医療提供体制の充実を図る。

（補助先）独立行政法人等

（補助率）定額

（４）がんに関する研究・がん登録・がんと診断された時からの緩和ケアの推進及びがん医療に関する相談支援、情報提供体制の整備【一部推進枠】

１７５億円（１６８億円）

がん対策推進基本計画に基づき、がん研究の今後のあるべき方向性と具体的な研究事項等についてとりまとめた「がん研究10か年戦略」を踏まえ、がん研究を強力に推進する。

平成25年12月に成立した「がん登録推進法」を踏まえ、国内におけるがん罹患、診療、転帰等の情報を記録、保存するための全国データベースの試験運用や地方自治体・病院等の届出に必要な体制整備に加え、一般国民への普及啓発を行い、がん登録の円滑な推進を図る。

また、がん患者とその家族が可能な限り質の高い生活を送れるよう、緩和ケアががんと診断されたときから提供されるとともに、診断、治療、在宅医療など様々な場面で切れ目なく実施されるよう、がん診療連携拠点病院等において、各事業を実施する。

加えて、都道府県に地域統括相談支援センターを設置し、患者・家族らに心理、療養生活や介護など分野に関する相談支援等を行う体制整備に対する支援を行う。

(主な事業)

⑳・がん対策推進総合研究事業（※厚生科学課計上）【一部推進枠】106億円

がんの予防、早期発見から薬剤開発、医療技術開発や実用化、標準治療開発等、がん医療の実用化のための研究、がん患者のより充実したサバイバーシップの実現等を目指した研究を強力に推進する。

新・がん研究基盤機能強化事業（がん診療連携拠点病院機能強化事業費）【推進枠】

2 億円

手術療法、放射線療法、薬物療法等の最適な組合せ（集学的治療）による標準治療の開発に向けて、基幹的な機能を有するがん診療連携拠点病院に臨床研究コーディネーター（CRC）を配置し、多施設共同臨床研究をより効果的に実施するための体制を整備する。

（補助先）都道府県（補助率）都道府県（1／2）

☑・都道府県健康対策推進事業（がん登録部分）

6億円

がん登録を推進し、がんの罹患者数・罹患率や治療効果の把握等、がん対策の基礎となるデータを把握するため、病院等から届出された届出対象情報の突合・整理及び独立行政法人国立がん研究センターへの提出に必要な体制の整備、審議会等の立ち上げや病院等への周知などにより、がん対策の推進を図る。

（補助先）都道府県（補助率）都道府県（1／2）

☑ 国立がん研究センター委託費（全国がん登録推進事業）

2 億円