Silviase/jgov_v1.4_full_ann huggingface dataset:
3-5-1 図は,「もし,あなたが法律で禁じられているような『悪い』ことをしようと思ったとき,あなたを思いとどまらせる心のブレーキになるものはありますか。」という質問に対して,出院時及び出院6か月後の時点の少年の認識を見たものである。

出院時，6 か月後共に，「父母」が最も高い割合で挙げられているが，6 か月後には「友だちや仲間」を挙げる少年の割合が，出院時に比べて 19.0pt 上昇している。

「その他」に挙げられた主なものは，出院時は，「自分の将来や夢」(43人)，「その他の家族」(40人)，「少年院の生活や先生」(36人)，「被害者」(12人)，6か月後は，「その他の家族」(12人)，「少年院の生活や先生」(9人)，「自分の将来や夢」(7人)などとなっている。

3－5－1図 心のブレーキ（出院時・6か月後別）

注 1 法務総合研究所の調査による。

2 無回答の者を除く。

3 （　）内は，回答者数である。
## 3 役員報酬関係

平成27年民間企業における役員報酬（給与）調査の概要

本年実施した民間企業における役員報酬（給与）調査の概要は、次のとおりである。

## (1) 調査の目的

この調査は、指定職俸給表の適用を受ける職員の給与を総合的に検討するため、平成26年の民間企業の役員報酬の実態を調査したものである。

## (2) 調査の範囲

調査対象企業は、職種別民間給与実態調査の母集団事業所のうち、医療法人・学校法人等を除いた企業規模500人以上の本店事業所3,901社を母集団として企業規模別、産業別に層化抽出した3,420社に対し通信調査を行い、1,229社から回答（有効回答率34.6%）を得た。

## (3) 集計

① 本調査における役員は、平成26年1月から12月までの全期間を通じて常勤の役員（会長、副会長、社長、副社長、専務取締役、常務取締役、部長等兼任の取締役、監査役等）として役職に在任した者を対象とした。

② このうち、「比較対象役員」を役員数5人以上の企業における「社長を直接補佐し、会社の業務全般を統括している役員」、かつ、「各社1人」と定義して集計した。

③ 比較対象役員の年間報酬額の算出に際しては、母集団に復元して行った。

（注）比較対象役員の調査実人員は492人で、その具体的な役職名は、「副社長」（37.8％）、「専務取締役」（35.0％）、「常務取締役」（15.9%）等であった。

第29表 平成26年民間における役員（比較対象役員）の年間報酬額

(平成27年民間企業における役員報酬（給与）調査）

区分	年間報酬額
企業規模計	33,881千円
3,000人以上	50,410千円
1,000人以上3,000人未満	31,592千円
500人以上1,000人未満	27,916千円

事務次官（指定職8号俸）の年間給与	22,491千円

（注）1 年間報酬額には、平成26年中に支給された賞与を含む。

２ 事務次官の年間給与は、給与法に定められた俸給月額を基礎とした年収である。

## <参考> 平成26年民間における主な役職の年間報酬額

(平成27年民間企業における役員報酬（給与）調査)

企業規模役職	全規模	3,000人以上	1,000人以上3,000人未滿	500人以上1,000人未滿
副 社 長	43,474千円	58,651千円	32,923千円	32,307千円
專務取締役	33,649千円	46,012千円	30,919千円	26,050千円
常務取締役	24,875千円	32,162千円	24,860千円	20,179千円
取締役	19,696千円	26,107千円	20,819千円	17,014千円

(注) 1 役員数 5 人以上の企業において副社長、専務取締役、常務取締役、取締役の役職に就い

ている全役員（調査実人員3,011人）について集計した。

2 年間報酬額には、平成26年中に支給された賞与を含む。
ESRI Discussion Paper Series No.38

金融機関の健全性と地域経済

- 都道府県別データによる検証 -

by

堀雅博・木滝秀彰

May 2003

內閣府経済社会総合研究所

Economic and Social Research Institute

Cabinet Office

Tokyo, Japan
# 金融機関の健全性と地域経済 $ ^{*} $ ——都道府県別データによる検証——

by

堀雅博 $ ^{*} $ ·木滝秀彰 $ ^{**} $

内閣府経済社会総合研究所

2003 年 5 月
# Some Evidence on the Link between Bank Health and Regional Economies

by

Masahiro Hori and Hideaki Kitaki

## (Abstract)

It is widely accepted that financial problems—symbolized by the accumulating non-performing loans and bank failures—are the main cause of Japan’s stagnation throughout the 1990s. However, few of those arguments are empirically substantiated, and few economists who emphasized the importance of financial problems even attempted to quantify the degree to which they are acting as a drag on the economy.

Based on the belief that the malfunctioning of the financial sector is causing problems in Japan, several hypotheses are proposed to explain the long stagnation. Among those, this paper specifically focuses on three hypothetical channels that emphasize the role of information asymmetry in financial intermediation:

(1) Increasing non-performing loans eroded the capital base of the banks.

(2) Main bank failure caused loss of accumulated information on client firms.

(3) Collateral value declined because of asset deflation.

These channels respectively caused the hike of agency costs in financial intermediation, and are believed to have impaired Japan’s economic performance through a credit crunch.

To see the validity of the hypotheses, the paper examines the correlation between the health of the regional banks and the general performance of regional economies. Comparative analyses of prefectural data and regression analyses of the changes in firms' investments show that there is neither strong correlation between the prefectural economic performance and the health of regional banks, nor significant difference between investments of large firms and those of small firms. We think these findings cast a doubt on the validity of the three hypotheses above.
## 要旨

### 1. 趣旨及び背景

1990 年代以降の日本経済の低迷要因を説明する仮説として、不良債権問題等による金融機能低下が広範に議論されている。しかし、金融機能の低下によるマクロ経済への悪影響を量的に明らかにした実証分析は多くない。本研究では、金融機能低下論の中でもとりわけ、資金仲介における情報の非対称性を重視する諸仮説に注目し、それらが日本経済の低迷を説明するに十分か否かを検証するための材料を提示する。

### 2. 目的及び方法

本研究の目的は、金融機関の機能低下が経済パフォーマンスを悪化させるとする金融機能低下論のうち、資金仲介における情報の非対称性を前提とする3つの仮説、すなわち(1)不良債権累増による自己資本の毀損、(2)金融機関破綻による蓄積情報の喪失、(3)資産価格下落による担保価値の下落、に起因するクレジット・クランチ論に焦点をあて、その現実妥当性を検証することである。

そこで、都道府県別の金融機関の健全性や貸出動向と、県内総生産増加率等の地域経済のパフォーマンスを示す指標との間の相関分析を行うとともに、「工業統計調査」を利用し、都道府県別・産業別・企業規模別データを用いた回帰分析により、産業・企業規模をコントロールした上で、金融機関の健全性や貸出動向が設備投資に与えた影響について分析している。

### 3. 分析結果の主要なポイント

都道府県別データの比較分析や、地域・産業・企業規模別の設備投資増加率に関する多变量回帰分析によれば、金融機関の総合的な財務状況や金融機関破綻の多寡あるいは地価の変化率と、県内総生産や設備投資の増加率などの経済パフォーマンスとの間には、有意な関係は見られない。また、企業規模によって影響が異なるという関係も有意には見出せない。これらは、前述した3つの仮説を長期低迷の主因と考える議論に疑念を呈する材料と言えよう。

### 4. 結び

資金仲介における情報の非対称性を前提とする仮説(1)～(3)に関する限りにおいて、金融機能の低下が日本経済の長期停滞を招いている主因であると主張することは難しい。ただし、本研究の結果は、こうしたメカニズムの存在自体を否定するものではないこと、「追い貸し」の悪影響など、本研究では扱えていない経路によって金融問題が長期低迷の原因となっている可能性まで否定するものではないこと等には注意が必要である。
## 目次

1. はじめに___1
2. 情報の非対称性下における資金仲介機能低下の影響：整理と検討___2
2.1 先行研究に見るメカニズム___2
2.2 考察___3
3. 都道府県別データによる鳥瞰___4
3.1 銀行評点と金融機関破綻比率___4
3.2 相関分析Ⅰ：金融機関の健全性と銀行貸出・県内総生産___5
3.3 相関分析Ⅱ：金融機関の健全性と設備投資___7
3.4 金融機関の健全性と企業規模別投資___8
3.5 担保動向と企業規模別投資___9
4. 多变量回帰分析___10
4.1 推定モデル___10
4.2 データ___11
4.3 基本モデルの推定結果___13
4.3-(補1) 結論の頑健性：モデルの拡張___13
4.3-(補2) 結論の頑健性：操作変数法による結果___14
4.4 地価と設備投資___15
5. 結語___16
### 1. はじめに

90 年代以降の日本経済の低迷要因については多くの見解が示されている（例えば岩田・宮川編[2003]参照）が、不良債権問題等に関連する金融機能低下論はその有力仮説の一つだろう。実際、金融機関動向に関する報道は世間の耳目を集めているし、現在の低迷状態を脱するには、不良債権問題を解決し金融機関の機能を回復することが不可欠とする議論も多い。

こうした受け止め方の背景には、不良債権問題の深刻化による金融システム不安や貸し渋りの発生等が報道を通じて身近な現象として認識され、そのロジックが直感的に受け入れられやすいこともあろう。実際、わが国の銀行貸出増加率と経済成長率の推移をみると（図1）、1980年代には対前年比10%前後で増加していた銀行貸出は、1990年を境に急激に低下し、ここ数年は対前年比マイナスとなっている。そして、これと相応じるように、経済成長率も鈍化しているのである。この関係を見れば、金融機能低下がわが国の経済を低迷させているとの主張が出てきてもおかしくない。他方、金融機関の資金仲介機能の低下が企業の資金調達を困難にし、生産・投資活動に悪影響を及ぼすことで経済のパフォーマンスを低下させるという議論は理論的にも正当化できる。資金仲介に付随する情報の非対称性を前提とする現代金融論はこの代表格だろう。そこでは、金融機関は企業と長期的な取引関係を結ぶことで資金仲介に必要な情報をより効率的に生産するものとされる。したがって、金融機関の不調（更には破綻）は蓄積情報の有効活用を妨げ（更には破壊し）資金仲介費用を上昇させて、経済活動に悪影響を及ぼす。しかし、現実に生じている90年代以降の低迷について、金融機関の機能低下が本当に悪影響を及ばしているのか、また、及ばしているとすればそれはどの程度のものか、という点を明らかにした上で、こうした議論が行われているかと言えば甚だ心許無い。

本稿では、こうした問題意識に立って、資金仲介における情報の非対称性を前提とする諸仮説が、日本経済の長期低迷をうまく説明できるか否かを検証する材料を提示したい。具体的には、都道府県別の金融機関の健全性や貸出動向を、県内総生産増加率等の地域経済のパフォーマンスを示す指標と比較し、金融機関の機能低下が経済のパフォーマンスに及ぼした影響を地域差の視点から検証している。結論から言えば、本稿に示す都道府県別データの比較分析や、地域・産業・企業規模別の設備投資額増加率に関する重回帰分析に基づく限り、都道府県単位で区分した地域別の金融機関の健全性と当該地
域における経済パフォーマンスとの間には有意な関係は見出せない。このことは、日本経済の低迷要因として不良債権問題や金融機能の低下を強調し、その解決なしには低迷脱出はあり得ないとする議論への一つの問題提起となろう。

本研究の構成は以下の通り。まず、次節において、金融機関の機能低下が経済に影響を及ぼすメカニズムに関する諸仮説を簡単に整理する。第3節では、都道府県別データを用い、各地域における金融機関の健全性と経済のパフォーマンスとの関係を概観し、2節で整理したメカニズムの現実的妥当性を考察する。第4節では、よりフォーマルな分析として、実証分析の枠組みを提示し、回帰モデルの推定結果を示す。第5節は簡単なまとめである。

### 2. 情報の非対称性下における資金仲介機能低下の影響：整理と検討

### 2.1 先行研究に見るメカニズム

金融機関の機能低下が経済状況を悪化させるメカニズムは多様（簡単な整理として、堀・木滝[2003]参照）だが、その中では、資金仲介における情報の非対称性を前提とする仮説が最も基本的だろう。以下では、情報の非対称性を前提に論じられるメカニズムの幾つかについて、先行研究を整理することから始めよう。この範疇に属する代表仮説として本稿で注目するのは、

(1) 不良債権累増による自己資本の毀損（キャピタル・クランチ）

(2) 金融機関破綻による蓄積情報の喪失（破綻による情報滅失）

(3) 資産価格下落による担保価値の下落（担保価値下落による資金仲介費用上昇）等に起因するクレジット・クランチ論である $ ^{1} $ 。

(1)の仮説では、BIS規制の下で、金融機関に一定比率（国際基準適用行なら8%、国内基準適用行なら4%）以上の自己資本の維持が強制されるため、不良債権の増加等で金融機関の自己資本の毀損が進むと、貸出が抑制されてしまう。間接金融依存型（中小）企業の大半では、直接金融市場の利用が制約されているため、貸出抑制は直に資金調達
難につながる。BIS規制が金融機関貸出に与える影響の実証研究は、Ito and Sasaki(2002)をはじめ多数あるが（堀江[2001]、Honda[2002]、Montgomery[2003]など）それらはほぼ共通して、自己資本比率の低下懸念に基づく貸出抑制が、主として国際基準行を中心に生じたと論じている。

(2)による仮説では、金融機関による情報生産活動が大前提とされており、金融機関が破綻すると企業との長期的関係の下に効率化されていた資金仲介が劣化し、その結果取引企業が資金調達に困難をきた。この分野の先駆的業績は、大恐慌期の米国を分析したBernanke(1983)だが、そこでは、銀行破綻が恐慌を深刻化させたメカニズムが論じられている。また、Yamori and Murakami(1999)は、1997年に生じた北海道拓殖銀行破綻時の資本市場の反応を分析し、拓銀取引先企業の株価下落をもって銀行取引関係の経済的価値を推定する分析を行っている。

最後に、(3)に基づく仮説は、情報の非対称性のもとで、金融機関が審査コスト等の取引費用を節約するために用いる担保の価値が資産価格下落によって失われ、融資が困難になると考える。小川・北坂の一連の研究は、地価上昇による担保価値の高まりが、80年代の日本企業の設備投資を促進したことを実証的に明らかにした（Ogawa and Kitasaka(1997)、小川・北坂(1998)）。裏返せば、90年代の資産価値の下落は、金融仲介費用を高め投資を抑制していることになる。

これらのメカニズムが、90年代日本における金融機関と企業の行動・関係において何らかの役割を担った可能性は否定できないだろう。しかし、日本経済の長期低迷を理解する上で、それらを中軸に据えて考えることは果たして妥当だろうか。次にこの点を考えよう。

### 2.2 考察

まず、(1)の経路に基づく仮説から検討しよう。既に見た通り、多くの先行研究は、自己資本の毀損による貸し渋りは主として国際基準行（すなわち、大半は都銀・長信銀等の上位業態金融機関）に見られる現象であると指摘する。とすれば、これらの金融機関の貸出が減少していても、懸念される中小企業の資金調達上の困難には直結しない可能性も考えられないだろうか。なぜなら、こうした上位業態の取引企業の大半は大企業
か、または中小企業の中でも優良企業に限定されると一般的に考えられるからである $ ^{2} $ 。また、自己資本不足に由来する貸し渋りが BIS 規制導入期に当たる 90 年代前半から作用したという見方は幾つかの実証結果では否定されている（Woo [1999]、Motonishi and Yoshikawa [1999]等）。つまり、貸し渋りが本格化したのは 90 年代後半の金融危機以降と考えるべきだろう。10 年を越える日本経済の低迷を BIS 規制と金融機関の自己資本不足を中軸に説明することは難しいように思える。

次に、企業との長期的関係に基づく銀行の情報生産を重視する仮説(2)は、理論的可能性は別として、現実には妥当しない可能性が高い。実際、著者の一人が行った財務データに基づく拓銀破綻後の取引企業の追跡調査でも、当該銀行が破綻した後に主要取引先に悪影響が集中した事実は見出せない（堀[2003]、堀・高橋[2003]）。また、海外・歴史の経験に照らしてみても、米国の大恐慌時において、大規模な銀行整理の直後に経済パフォーマンスが好転していることとこの仮説の含意は整合的でない（堀[2002]）。つまり、これらの結果は、金融機関の情報生産機能に長期的な取引関係に基づく部分があったとしても、(2)の経路の前提となる非代替性は弱く、むしろ他の金融機関で代替可能なものであった可能性を示唆している。

最後に、仮説(3)についてはどうか。仮説(2)が、金融機関の情報生産活動（審査・モニタリング）を重視するのに対し、この仮説では担保の取引費用削減効果がカギになる。個別銀行と企業との特殊関係に基づく情報生産能力を要件としない点で、(3)は(2)よりも現実性が高いかもしれない。このメカニズムを検証するには、資産価格、特に地価動向と経済のパフォーマンスとの関係を確認する必要があるだろう。

次節以下では、ここでの考察をベースに、都道府県別のデータを実際に概観し、仮説(1)～(3)の検証を更に進めよう。

### 3. 都道府県別データによる鳥瞰

### 3.1 銀行評点と金融機関破綻比率

金融機関の機能低下による悪影響を最も簡単に検証する方法は、各都道府県別の金融
機関の健全性と、当該地域の銀行貸出及び実態経済動向の関係を鳥瞰することである。

金融機関の健全性の指標は多様に考え得るが、ここでは『週刊ダイヤモンド臨時増刊号（1999年12月）』に掲載された銀行安全度ランキング³の総合得点を加重平均した「銀行評点」と、金融庁資料をベースに定義した「金融機関破綻比率」を用いる。前者は、個別銀行（都銀・長信銀・地方銀行・第二地銀）に関する10指標⁴を基に、同誌が独自に算出した得点を加工した値であり、銀行の健全性に関する総合指標と言える。本稿では、指標を都道府県単位で利用するため、各銀行を本店所在地に基づいて都道府県別に振り分け、各地域に属する個別行の資産規模をウェイトに加重平均した値を、都道府県別の金融機関の健全性の評価と考えた。一方、後者は、1995年時点での都道府県別（本店所在）金融機関数（銀行+信金+信組）を分母、1996～2001年度で計算した都道府県別の破綻金融機関累計件数（金融庁『広報コーナー』第20号参考資料「ペイオフ期間中の破綻金融機関」による⁵）を分子とする比率として計算している。これは、金融機関と取引企業の長期的取引関係に基づく情報生産活動の金融機関破綻による途絶の度合いを代理する指標になる⁶。

### 3.2 相関分析 I：金融機関の健全性と銀行貸出・県内総生産

こうして定義した「銀行評点」と「金融機関破綻比率」で各都道府県別の金融機関の健全性を把握し、それを横軸に健全性の高い順から並べた上で、都道府県別の銀行貸出（全体及び対中小企業）動向と実質県内総生産増加率を比較した結果が図2-1及び図2-2である。

銀行貸出額（折れ線グラフ）については、国内銀行銀行勘定に基づいて日本銀行から公表されている「都道府県別業種別貸出金」で計算した1994年3月末から2001年3月末迄の平均増加率（年率）を、実質県内総生産（棒グラフ）は『県民経済計算』（内閣
府）における 1995 年度～2000 年度の平均増加率（年率）を、それぞれ用いた $ ^{7} $ 。

2.1 節で取り上げた仮説が成立していれば、金融機関の健全性が損なわれる程、銀行貸出額や県内総生産の増加率が低くなり、グラフ上では右下がりの傾向が生じるはずである。すなわち、仮説(1)のキャピタル・クランチ説が成立するならば、自己資本比率を含めた健全性の総合指標である「銀行評点」を横軸にとった図2-1で、また、仮説(2)の蓄積情報滅失説が成立するならば、金融機関の情報生産機能の破綻による破壊を示す「金融機関破綻比率」を横軸にとった図2-2で、右にいくほど銀行貸出が抑制され、あるいは経済パフォーマンスが低下するはずである。

しかし、銀行評点で並べた図2-1では、こうした関係は明確ではない。例えば、静岡や山口、香川のように、銀行評点が高いにもかかわらず銀行貸出額や県内総生産の増加率が低い県がある一方で、佐賀や山形のように、評点が低くても、銀行貸出額や県内総生産の増加率が高い県もみられる。したがって、少なくとも銀行評点の低い地域で貸出の抑制や経済パフォーマンスの低下が顕著であるとは言えない。また、都道府県単位で見て、銀行貸出増加率と県内総生産増加率との間に明確な関係を見出し難いことも注記に値する。貸出減少が激しい地域程経済の低迷が著しいというわけではないようである。

次に、金融機関破綻比率を横軸とした図2-2を見よう。金融機関破綻比率（横軸）と県内総生産増加率（棒グラフ）の間、銀行貸出額増加率（折れ線）と県内総生産増加率（棒）の間等に明確な関係が見出せないことは銀行評点の場合と共通している。一点、やや様相を異にするのは、銀行貸出額増加率の折れ線グラフに右下がりの傾向が見られることである。すなわち、金融機関破綻比率が高い地域ほど、銀行貸出が抑制されていた $ ^{8} $ 。

以上の点をより詳しく確認するため、グラフに用いた各データ相互間の相関係数を計算し、その統計的有意性に関するt検定（帰無仮説は相関係数=0）を行った結果が表1である。まず目を引くのは、金融機関破綻比率と全体及び中小企業向け貸出額増加率の相関係数だろう。それぞれ-0.42、-0.43でいずれも1%水準で有意になっており図2-2に表れた右下がりの傾向が統計学的にも確認できた。
もう一つ、有意な相関となったのが、県内総生産増加率と銀行貸出額増加率（全体）の関係である。両者間の相関係数は0.32で、5%水準で有意な正相関が確認できる。この結果からは、個別に見ると例外はあるものの、貸出の低迷が県内総生産を押し下げているという解釈が浮上するかもしれない。しかし、逆の因果関係から相関が生じている可能性もある。すなわち、景気の低迷が、資金需要を減退させた結果、県内総生産増加率と銀行貸出増加率に正の相関が表れたのかもしれない。実際、県内総生産増加率と対中小企業向け貸出増加率との相関係数（0.22）が有意ではないことは、逆の因果関係を疑わせる材料とも解釈できよう。もう一段の検討が必要な所以である。

### 3.3 相関分析 II：金融機関の健全性と設備投資

前項では、金融機関の健全性と県内総生産の関係について検証したが、本項では民間企業設備投資の変動について類似の検証を試みる。ここで、民間投資に特に注目するのは、総生産動向が公的支出（特に、景気対策としての公共事業）に左右される場合を考えたためである $ ^{9} $ 。また、前項では94年以降の長期変動の年率データを用いたが、投資動向については、90年代後半の動向のみに注目することにしたい。これは、貸し渋りに異論の少ない金融危機（97年末）前後の時期に分析を限定し、少なくともその限られた時期において、金融機能低下説で想定されるパターンが見られるか否か確認する趣旨である。投資の変動については、各年データで生じ得る不規則変動をできるだけ排除するため、96年度と97年度の合計額に対する98年度と99年度の合計額の比で評価している。

図3-1、3-2は、「銀行評点」ないし「金融機関破綻比率」と『県民経済計算』による都道府県別の実質民間企業設備投資変動との散布図である。仮説(1)からは図3-1の正相関、仮説(2)からは図3-2の負相関が推論できる。しかし、2つの散布図を見る限り、銀行評点、金融機関破綻率のいずれについても、民間企業設備投資動向との間に期待される関係は読み取れない。例えば、投資が好調だった茨城と、投資が低迷していた島根を比較しても、金融機関の健全性指標に大差はないし、相関係数もゼロに近い（銀行評点は0.081、破綻比率は0.02で、いずれも有意ではない）。すなわち、都道府県別の金融
機関の健全性と当該地域の設備投資動向とは、あまり関係なかったようである。

### 3.4 金融機関の健全性と企業規模別投資

次に、金融の健全性と投資動向について、都道府県別のデータを企業規模別に見ておこう。第2節で概略を述べた通り、情報の非対称性を基礎とする金融機能低下論では、影響が中小企業に集中して発生することが予想される。

データを企業規模別に分割するため、本稿では、「工業統計調査」による製造業の都道府県別設備投資額を利用する。工業統計調査は、経済産業省が毎年行う製造業事業所の悉皆調査であり、地域・産業・規模別の集計を公開していることから、セミマクロ・レベルでは、本稿の目的に最も適うデータと言える。

図4-1、2では、これまで同様、金融機関の健全性指標（「銀行評点」と「金融機関破綻比率」）を横軸（左側ほど健全性が高いもの）とし、工業統計調査による製造業の設備投資額変動を都道府県別・企業規模別に比較している $ ^{10} $ 。縦軸の設備投資額としては、各都道府県内の製造全事業所による有形固定資産取得合計額を用いた。また、企業規模については、集計データ区分に基づいて、従業員数4-29人を小企業、30人以上を大企業として分類している（図中では、□で大企業を、▲で小企業を表記している）。この区分は、いわゆる「中小企業」分類としては標準的でないが $ ^{11} $ 、小企業グループは十分に小さい企業に限定されており、そこでは当然、情報の非対称性に由来する現象が観察できると期待してよいだろう。

もし 90 年代末期に貸し渋りが情報の非対称性から想定されるメカニズムで経済に悪影響を与えていたとすれば、図 4-1 において大企業（☐）が小企業（▲）の上側に位置し、またその格差（☐と▲の距離）は金融機関の健全性が劣る都道府県ほど（つまり、図の右に行く程）大きくなることが期待できる。また、金融機関破綻が蓄積情報を毀損し資金仲介効率を低下させていたとすれば、横軸を金融機関破綻率に入れ替えた図 4-2 において、同様のパターンが期待できよう。

しかし、図4-1、2を概観する限り、都道府県別・規模別の設備投資動向について、
期待されるパターンが生じているとは言い難い。確かに、殆どの都道府県において、大企業（☐）の設備投資増加率が小企業のそれ（▲）を上回っていることは注目すべきかもしれない $ ^{12} $ 。というのも、これはこの時期の投資の減少が小企業に集中したことを意味しているからである。しかし、金融機関の健全性が高い図中左側の地域で大企業と小企業に大きな差が見られる一方、健全性に懸念がある図の右端地域で大企業と小企業の差が小さかったり、逆転すら生じていることを考えると、この大小格差が金融の健全性や情報の非対称性に由来するとは考え難いだろう。

### 3.5 担保動向と企業規模別投資

相関分析の締めくくりに、都道府県別・規模別の製造業設備投資変動と地価変動の関係を確認しておこう。これまでの図表では、個別銀行と企業との長期的取引関係に基づく情報生産を前提に、もっぱら2節で見た(1)、(2)経路に基づく仮説の現実性を検討してきたが、最後により緩やかな条件で成立し得る(3)の仮説の現実性を確認するわけである。もし、担保による審査費用削減効果が金融仲介にとって本質的であったとすれば、90年代の末の投資動向について、資産価格動向との強い相関関係が期待できるかもしれない。

図5で横軸に用いたのは、『地価公示』（国土交通省）から計算した都道府県別の商業地価上昇率（91年度～99年度の平均年率）である $ ^{13} $ 。これまでの例に倣い、地価（担保価値の代理変数）下落率の小さい順に左から並べてあるので、もし情報非対称性下の担保価値変動が資金仲介費用に大きく作用していれば、大企業（☐）が小企業（▲）の上側に位置し、またその格差（☐と▲の距離）は図の右側に進む程大きくなることが期待できる。しかしながら、図を見る限り、地価下落による担保価値の下落が、各都道府県製造業の設備投資変動に強い影響を与えているとは考えにくい。また、大企業と小企業の格差についても期待されるような法則性は見出せない。図5からは、むしろ地価下落率が大きい都府県（図5の右端の地域）ほど、大企業よりも小企業の設備投資増加率が高いという傾向すら読み取れる。
こうして都道府県別データを鳥瞰すると、前節(1)～(3)のメカニズムに基づくクレジット・クランチ論で90年代以降の日本の低迷を語ることには慎重にならざるを得ない。

### 4. 多变量回掃分析

前節の相関分析の結果は、日本経済の長期低迷を説明する金融機能低下論のうち、情報の非対称性を基礎とする3仮説について、その現実性に疑問を投げ掛けるものである。とはいえ、図に表れた地域別・規模別のパターンは、そこでは汲み取りきれない要因に攪乱された見せ掛けの関係に過ぎないかもしれない（例えば、前節の図から読み取れた地域別の経済動向のバラツキは、地域毎に産業構成が違うことの反映に過ぎないかもしれない）。本節では、より詳細なデータで多变量回帰を行い、よりフォーマルに、金融機関の機能低下と経済のパフォーマンスの関係について検証しよう。

### 4.1 推定モデル

本稿では、情報の非対称性を重視する立場から金融機関の機能低下が経済に悪影響を及ぼしたと主張する議論の背景にあるメカニズムとして、(1)金融機関の財務状況の悪化（自己資本比率の低下）(2)金融機関破綻による蓄積情報の滅失、(3)担保価値の下落に注目している。これらの要因は、いずれも取引先企業の資金調達費用の上昇につながり、企業の生産活動にマイナスの影響を及ぼす可能性がある。

また、こうした影響の大きさは、企業規模にも依存するだろう。なぜなら、金融機関が貸出審査を行う場合、大企業に比べて中小企業の方がより情報の非対称性の問題が大きいため、金融機関の機能低下による影響も、大企業に比べて中小企業に集中して現れると考えられるからである。

上記の整理に基づき、ここでは以下の推定モデルを基本的な枠組みとして考えた。

$$ \begin{aligned}\frac{\Delta I^{i,j,k}}{I^{i,j,k}}&=\beta_{1}\frac{\Delta V A^{i,j,k}}{V A^{i,j,k}}+\beta_{2}\frac{\Delta I G^{j}}{I G^{j}}+\beta_{3}\frac{B A_{t}^{j}}{N B_{t_{0}}^{j}}+\beta_{4}E V_{t}^{j}\\ &\\ &+\beta_{5}S D^{i,j,k}+\beta_{6}\Biggl(S D^{i,j,k}\times\frac{B A_{t}^{j}}{N B_{t_{0}}^{j}}\Biggr)+\beta_{7}(S D^{i,j,k}\times E V_{t}^{j})+\sum_{k=1}^{K}\gamma_{k}I D^{k}+\pmb{\varepsilon}^{i,j,k}\\ \end{aligned} $$
ここで、i、j、k はそれぞれ企業規模、地域、産業を表す添字である。左辺の被説明変数は設備投資（I）の変化率、また説明変数としては、右辺第1項が付加価値（VA）の変化率、第2項が当該地域の公共投資（IG）の変化率、第3項が各都道府県での金融機関の情報生産機能低下を代理する金融機関破綻比率（BA/NB）第4項が自己資本比率など財務状況を反映した銀行評点（EV）である。第5項のSDは企業規模を表すダミー変数（大企業が1）であり、第6・7項はそれぞれ金融機関破綻比率及び銀行評点と企業規模ダミーの交差項である。産業分布の違いによる歪みをコントロールするため、第8項として、産業ダミー（ID）を加えている。εは誤差項である。

前述の諸仮説から、金融機関の機能低下が企業の生産活動に影響を与えているとすれば、 $ \beta_{3} $ は有意に負、 $ \beta_{4} $ は有意に正、 $ \beta_{5} $ は有意に正となることが期待される。また、 $ \beta_{6} $ 、 $ \beta_{7} $ の符号については、もしも銀行機能の低下で情報の非対称性による貸出への影響が中小企業により大きく現れるとすれば、前者は正、後者は負の符号が期待できよう。

### 4.2 データ

回帰に用いたデータの出典は以下の通り。まず、設備投資額、付加価値額の変化率については、それぞれ『工業統計調査』における都道府県・産業別・事業所規模別の有形固定資産取得額及び付加価値額の変化率を用い、公共投資の変化率については、『県民経済計算』における名目公的固定資本形成（一般政府）の変化率を用いた。これらについては、いずれも（96年+97年）に対する（98年+99年）の変化率を用いている。また、銀行評点及び金融機関破綻比率については、3.1節で説明した『週刊ダイヤモンド臨時増刊号（1999年12月）』に掲載された銀行安全度ランキングの総合得点の加重平均である「銀行評点」と、金融庁資料に基づいて計算した「金融機関破綻比率」をそのまま用いた。

ところで、本稿の分析では、金融機関の活動地域と当該機関の本店所在地とがほぼ対応することが前提になっている。しかし、多くの都市銀行は、支店の大半が首都及び近畿圏に集中しているものの、相当規模の貸出を地方の支店を通じ他県にも行っていると考えられる。また、いくつかの地方銀行では、隣接する都道府県等に多くの支店を有している。このような場合には、資金を調達する企業の所在地域と、貸出を実行している取引金融機関の本店が属する地域とのずれが大きくなる。従って、分析を厳密に行うた
めには、標本を、このような前提を適用しても問題が少ないと考えられる地域に限定する必要がある。

図6は、地域銀行貸出比率、すなわち国内銀行の都道府県別貸出金（当該地域に属する店舗の貸出金の合計額、『金融経済統計月報』（日本銀行）の都道府県別「金融機関別貸出残高」による）に占めるその地域に本店をもつ地方銀行・第二地方銀行の貸出金の比率を示している。この図において、地域銀行貸出比率が1.0に近い地域では、その地域での貸出金と、その地域に本店を持つ地方銀行・第二地方銀行の貸出金がほぼ対応すると推定できるから、上述の前提を当てはめても問題が少ないと考えられる。逆に、地域銀行貸出比率が1.0から乖離するほど、前述のような本店所在地と支店・貸出の分布とのずれによる歪みが大きいと考えられるだろう。このように考え、以下では1.0からの乖離が大きい県を標本から除外する。

具体的に除外したのは、まず、この比率が1.3以上の都道府県、すなわち北海道、宮城、埼玉、千葉、東京、神奈川、愛知、京都、大阪、兵庫、広島、福岡である。これらの地域のほとんどは大都市圏で、東京や大阪に本店をもつ都市銀行や、他地域に本店を持つ地方銀行の影響を受けて域内店舗による貸出が膨らんでいる地域である。したがって、金融機関の活動地域と、当該機関の本店の所在地が同じという前提を当てはめることは難しい。

次に、地域銀行貸出比率が0.7未満となる地域、すなわち富山、島根及び高知を除外しよう。この比率が小さい地域は、その都道府県に本店を持つ地方銀行・第二地方銀行が、他地域に属する店舗を通じて相当規模の貸出を行っていることを示している。つまり、これらの地域に本店を持つ金融機関の貸出金が増えても、その貸出は当該地域で行われたものでない可能性があるということである。実際、これら3県について、表2の都道府県別地方銀行・第二地方銀行支店分布を見ると、富山、島根、高知に本店をもつ銀行が、それぞれ石川、鳥取、徳島の各県に多くの支店を持っていることがわかる。したがって、これらの銀行が、この3県の域内貸出に相当の影響を及ぼしている可能性が高い。そこで最後に、石川、鳥取及び徳島を除外する。

以上の考察に基づき、47都道府県・23産業・2企業規模からなる総標本（2,162）から、上記18都道府県の標本を除外し、更に欠損値のある標本及び設備投資変化率が過大な標本（ここでは、「（98年+99年）の有形固定資産取得額が（96年+97年）のそ
れの２倍以上」とした）を除去した結果、標本数は980となった $ ^{14} $ 。設備投資変化率が過大な標本を除去したのは、『工業統計調査』において、都道府県・産業・規模別のデータを取ると、該当事業所数が極端に少ないケース（武器産業等）が生じ、変化率データが極端に振れる場合が多く生じたためである。この標本における各都道府県別の設備投資増加率及び付加価値増加率の単純平均及び標準偏差は、表3-1、2に示す通り。

### 4.3 基本モデルの推定結果

回帰モデルの推定結果を表4に示した。はじめに、基本モデルをOLSで推定した結果である(1)列から見ていこう。まず総論として、推定式の説明力は必ずしも高いと言えない。また、統計学的に有意な説明変数は付加価値額増加率のみで、符号は正と予想される通りの結果である。

次に、金融機能低下説関連の係数を見ていこう。まず金融機関破綻比率の係数の符号は正、銀行評点の係数のそれは負となっている。これらは、金融機関の機能低下が経済に悪影響を及ぼす場合に期待される符号とはいずれも逆である。企業規模ダミーの係数は期待される通り正值（大企業の方が投資が活発）で大きな値だが、統計学的には有意ではない。つまり、前節図3で見られたパターン（☐＞▲）も確立された関係とは言い難いようである。また、クロス項については、企業規模ダミー×金融機関破綻率、企業規模ダミー×銀行評価のいずれの係数も負であり、前者のそれは期待される符号とは逆の結果になっている。いずれにしても、地域別データで産業までコントロールした場合、金融機関の健全性と企業の設備投資の間には、有意な関係は見られないといってよいだろう。このことは、巷間しばしば見られる、我が国経済の低迷を金融機能の低下に安易に結び付ける議論に疑問を呈するものである。

### 4.3 -(補1) 結論の頑健性：モデルの拡張

前項の結果はどの程度頑健と考えてよいだろうか。表４の(2)列以下では、その頑健性を確認するため、基本モデルを幾つかの点で変更・拡張した結果を掲載している。

(2)列では、基本モデルの付加価値額増加率を、同じ『工業統計調査』の製造品出荷額の変化率に置き換えた推定結果を示している。この変更を加えても、他の変数の推定
係数等には殆ど変化は生じない。

(3)、(4)列では、被説明変数の設備投資について土地購入部分を除外した推定結果を示している。この場合には、金融機関破綻比率の係数が負に反転し、それ自体は金融機能低下説と整合的だが、有意性まで見れば、金融機能関連の説明変数について推定係数に顕著な变化が生じたとは言い難い。

次の(5)、(6)列では、金融機関破綻率や銀行評点を説明変数から外し、代わりに都道府県別貸出残高増加率を加えた推定結果を示している。外した金融機関の健全性指標を貸し渋りの代理変数と考えれば、それを貸出額変動で置き換えるのは自然な発想だろう。しかし、推定結果は金融機能低下（貸し渋り）説から期待される符号とは逆の負値となっており、統計学的にも有意ではない。規模ダミーについては、小企業の投資が落ち込む関係が有意に得られている。

### 4.3 -(補2) 結論の頑健性：操作変数法による結果

本節における回帰式は、特定理論から導かれた構造方程式ではなく、変数間に推論される相互関係を検証するクロスセクション回帰である。したがって、推定係数は構造パラメータと解されるべきものではない。とはいえ、変数間の同時性により推定係数に想定外の歪みが生じている可能性は否定できないだろう。そこで表5には、頑健性チェックの一環として、モデルを操作変数法で推定した結果を掲載している。操作変数としては、原則、自己のラグ変数を用いたが、企業規模、銀行評点、及び金融機関破綻率については、外生性が高いと考えて自身を操作変数とした。

操作変数選択が適切でないのか、推定結果は必ずしも良好ではない。大きな変化は、付加価値額増加率と製造品出荷額増加率の係数符号の反転である。しかも、統計学的にも有意な結果となっており、これらの係数の正統的解釈は困難だろう。

ただ、本稿の目的にとってより重要なのは、金融機能関連変数の動向である。いずれの係数も有意でない点は OLS の場合と変わりない。敢えて違いを挙げれば、規模ダミーと銀行評点のクロス項の係数が正值に反転したことがある。この変化は金融機能低下説と矛盾する方向であり、推定法の変更で前項の理解を修正する必要はないと言えよう。

(3)‘列と(4)’列は、設備投資から土地購入を除いたものを被説明変数とした場合に操作変数法を適用した結果である。OLSの時と比較すると、付加価値額増加率、製造品出荷
額増加率がいずれも有意でなくなっており、かつ符号が負に反転している。また、金融機関破綻比率の符号も正に、再び理論とは矛盾する方向に変化したが、金融機能関連変数が統計的に有意でないことには変わりがない。

(5)’列と(6)’列では、貸出残高増加率を用いた回帰式について、操作変数法の結果を掲載している。付加価値増加率、製造品出荷額増加率の係数が負になるのは、前段同様、操作変数選択の問題だろう。貸出残高増加率の係数の符号は負で変化していない。我々にとって興味深いのは、むしろ企業規模ダミー及び規模ダミーと貸出残高のクロス項の係数である。OLSにおいて有意に正値で推定されていた企業規模ダミーはその有意性を失っている。また、規模ダミーと貸出残高のクロス項は、符号が反転して正值になっており、貸し渋り説と矛盾した方向に変化している。いずれにしても、統計的有意性も考え合わせれば、これをもって前項までの理解を変更する決定的材料とは言えないだろう。

### 4.4 地価と設備投資

金融機関の貸出審査における費用軽減に担保が大きな役割を果たすとすれば、資産価格の下落、特に地価の下落は担保価値の下落を通じて企業の資金調達に大きな影響を与える（2 節の仮説(3)）。そこで、地価変動率変数を説明変数に加えることで前項の回帰結果がどのような変化を生じるか、確認しておこう。

表 6 の(1)列は、基本モデルの説明変数に『地価公示』に基づく都道府県別商業地地価 $ ^{15} $ の91年度～99年度平均変動率を追加した推定結果である。これをみると、金融機関破綻率、銀行評価、企業規模ダミーとそのクロス項に係る係数は基本モデルのそれ(表4の(1)、(2))とあまり変化していない(これまで同様、いずれも有意とはなっていない)。他方、地価についてみると、係数は負値だが統計的には有意ではない。

回帰の被説明変数の投資から土地を除外しても（表6、(3),(4)列）係数推定値の符号は変化しない。また、操作変数を適用した場合には、金融機関破綻比率、及び規模ダミーと銀行評点のクロス項の係数が正に反転し、期待される符号に対していずれも逆の方向に変化している。いずれにしても、既に述べた推定結果に係る定性的結論は変わらない。すなわち、安易に語られがちな図式に反し、担保資産価値の下落が直ちに企業の設備投資の減少につながっているとは簡単には言えないようである。
### 5. 結語

本稿では、「金融機能の低下が日本経済の現在の低迷をもたらしている」という議論の理論的背景になる情報非対称性下の3つの景気悪化メカニズムについて、その現実性の検証を試みた。検証作業の基本コンセプトは、もし金融機能の低下が長期低迷にとって本質的問題であるなら、地域別の金融機関の健全性と当該地域の経済状況とに強い関係が観察できるだろう、という推論である。

実際に地域データを収集し、金融機関の健全性と当該地域の経済動向の関係を多面的に検討したが、その結果は、都道府県別の産業・企業規模別データ等からみる限り、地域における金融機関の健全性や地価の変動率と当該地域の経済のパフォーマンスとの間に明瞭な関係は見出せない、というものであった。しがたって、(1)キャピタル・クランチ説、(2)金融機関破綻による情報滅失説、(3)担保価値低下による資金仲介費用上昇説のいずれの立場をとるにせよ、これらの仮説に基づいて金融機能の低下が日本経済の長期停滞を招いている（金融機能の破壊が長期低迷の主因である）と主張することは難しい。

ここで注意すべきは、本稿の分析結果は検証した仮説が想定するメカニズム自体が皆無であるとまで主張するものではないという点である。(2)説の前提となる金融機関の非代替性は疑わしいものの、先行研究が示す通り、自己資本比率規制による貸し渋りや、資産価格の変動による企業の資金調達への影響が一定程度存在していると考える蓋然性は認められよう。また、最近の小川(2003)による研究では、企業別のミクロデータを用いた設備投資関数の推定により、過剰債務問題が企業の設備投資に負の影響を与えていること、また企業規模が小さいほど貸し手と借り手の間に情報の非対称性が強く現れること等が主張されている $ ^{16} $ 。しかし、こうしたメカニズムが作用していても、都道府県規模の経済単位で括ってしまえば埋没してしまう程度に止まる、というのが本稿の正しい理解である。その意味で、本稿で検証したメカニズムが日本の長期停滞の本質であるとは考え難しい。

更に、本稿は金融不況論として語られるメカニズムの一側面を検証しているに過ぎず、本稿の検討対象とは異なるメカニズムで金融問題が長期低迷の一因となっている可能
性まで否定するものでもないことにも留保したい。「追い貸し」の悪影響や、金融危機がマインドを冷やす効果等、本稿では扱わなかったメカニズムが金融不況の本質である可能性は残されている。我が国経済の長期低迷の真因に迫るには、より突っ込んだ分析が不可欠だろう。

## 参考文献

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小川一夫(2003)、「貸し渋りは存在したのか - 企業の設備投資行動と銀行信用 - 」、『大不況の経済分析』第4章、日本経済新聞社。

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巻第一号、日本銀行金融研究所。

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図 1: 銀行貸出增加率と経済成長率

注：銀行貸出は、1993年までは当座貸越を除いた数値。

出典：国民経済計算』（内閣府）、陰融経済統計』（日本銀行）
図2－1 都道府県別の銀行貸出及び実質県内総生産の増加率 (横軸:銀行評点)

図2－2 都道府県別の銀行貸出及び実質県内総生産の増加率 (横軸:金融機関破綻比率)
図3-1 都道府県別に見た金融機関の状況と投資の相関 (銀行評点ベース)

図3-2 都道府県別に見た金融機関の状況と投資の相関 (金融機関破綻比率ベース)

金融機関破綻累計件数 (2001年度迄) 対金融機関数 (1995年) 比
図4-1 都道府県別／企業規模別の民間企業設備投資 (横軸：銀行評点)

注：岩手県の中小企業の民間企業設備投資変化は異常値 8.85 のため、図からはみ出している（以下、図 で同じ）。

図4－2 都道府県別／企業規模別の民間企業設備投資 (横軸：金融機関破綻比率)
図 5 都道府県別／企業規模別の製造業付加価値額 (横軸 : 地価上昇率 )
図6 各都道府県の地域銀行貸出比率 (2000年3月）

注：縦軸の範囲を超えている都府県の数値は以下の通り。

埼玉7.2、東京29.8、愛知4.3、大阪6.1、兵庫5.3
(t值)

表 1 金融機関の健全性と銀行貸出・県内総生産の相関

(相関係数)

銀行評点	金融機関破綻比率	実質県内総生産増加率	銀行貸出額増加率（全体）	銀行貸出額増加率（中小）
銀行評点	1.00
金融機関破綻比率	-0.05	1.00
実質県内総生産増加率	-0.01	-0.13	1.00
銀行貸出額増加率（全体）	0.09	-0.42 \(*\*\*)	0.32 \(*\*)	1.00
銀行貸出額増加率（中小）	0.14	-0.43 \(*\*\*)	0.22	0.86	1.00

銀行評点	金融機関破綻比率	実質県内総生産増加率	銀行貸出額増加率（全体）加率（中小）
銀行評点
金融機関破綻比率	-0.32
実質県内総生産増加率	-0.10	-0.85
銀行貸出額増加率（全体）	0.60	-3.09	2.24
銀行貸出額増加率（中小）	0.94	-3.16	1.49	11.34

注： $ ^{**} $ は5％ $ ^{***} $ は1％の有意水準で有意な係数を表す。
表 2 都道府県別地方銀行・第二地方銀行支店分布

データの個数：支店名	都道府県
南都银行	1	3	14	7	101	8

注：網掛け部分は、当該都道府県に本店を持つ銀行の支店を表す。

出典：東京銀行協会「金融機関・店舗情報（平成14年度版）」