Silviase/jgov_v1.4_full_ann huggingface dataset:
Yamori et al.は、サンプルに東証二部、地方上場を含む上場企業を対象としつつ、標準収益率として、TOPIXの変動を用いている。とすれば、銀行取引関係の経済的価値以外に、拓銀と緊密関係にある企業に二部や地方上場等小型企業の比率が高い場合等にも、同様の結果が生じうることになる。そして事実、拓銀を取引銀行の上位に挙げた企業は、二部ないし地方上場の比率が高い（表2－1下段）。したがって、「銀行取引関係の経済的価値」を計測するには、少なくとも表2－3に示された市場間格差の調整が必要なのである。 $ ^{6} $

### 2.2 市場別平均收益率に基づく超過利潤

前項の問題提起を踏まえ、本項では、各市場毎の平均を標準収益率として超過利潤を再計算する。また、分析をより包括的なものとする観点から、これまで用いた上場企業に加え、店頭登録市場の株価についてもサンプルに加えた計算を試みる。「銀行取引関係の経済的価値」を資本調達コスト縮減の結果として考える理論に基づけば、資本市場での経験が少ないと一般に考えられる店頭企業は、上場企業の場合より先鋭な形で取引銀行破綻の影響を被ることが想定されるからである。

表2－4は、東証一部・二部、地方及び店頭登録市場について、それぞれ平均収益率を求め、それを各市場の標準収益率として、拓銀関係企業の超過収益率を市場・取引順位別に計算したものである。表からは、表2－1で拓銀取引企業のロスのとして示された数値の過半が市場混合の結果であったことが容易に読み取れる。すなわち、東証一部及び二部の拓銀第一順位企業は、市場の標準収益率とほぼ同率の収益を確保しており、取引緊密度の低い企業より大きなロスを被ったとは言い難い。また、より鮮明な関係が期待された店頭登録市場では、逆に拓銀関係企業の収益が標準率を上回る場合も散見される。各市場で計算した数値をプールして計算した全データ欄でこそ緊密関係先（第一順位・第二順位企業）に若干のロス（概ね先行研究の1/2～1/4程度）が観察されるが、これは拓銀破綻公表前後に株価の異常変動をきたした個別オブザベーション7を含む地方上場企業の動きに引きずられた可能性も否定できない。

表 2－4 の下段には、得られた負の超過収益率の有意性（帰無仮説：超過収益率＝0）に係る片側 t 検定の結果を示した。サンプル数の不足による検定力低下を少しでも回避するため、検定は取引関係の緊密度を三つの組（1・2 位取引先、3・4 位取引先、5・8 位取引先）にグルーピングする形で行っている。表からは、まず、拓銀関係を 3 位以下とした企業の価値に拓銀破綻の影響は殆ど見られない点が確認できる。従って、先行研究に見られた順位によるロスの階段構造は、少なくとも 3 位以下のそれについて意味はないことになる。
表2－4 拓銀破綻公表日(1997年11月17日)における拓銀取引企業の負の超過収益率

(各市場毎の標本データの単純平均を標準收益率として計算)

拓銀取引順位	超過收益率(市場每の平均(拓銀非関連)との差)
全データ	東証一部	東証二部	地方上場	店頭登録
拓銀破綻公表前	1位	2.55	-0.02	1.67	3.28	8.30
営業日(11月14日)	2位	-0.07	0.25	-1.29	-0.28
3位	0.23	0.45	-2.36	3.44	-0.07
4位	0.30	0.38	-0.05	1.48
5-8位	0.19	1.05	-0.99	-1.02	-3.43
拓銀破綻公表日(11月17日)	1位	-1.53	0.04	-0.09	-6.79	0.19
2位	-1.18	-1.74	-3.50	-1.18	2.27
3位	0.49	-0.10	2.60	-0.68	0.90
4位	0.22	0.84	-0.50	-1.35
5-8位	-0.17	-0.11	-3.43	0.23	5.23
拓銀破綻翌営業日まで(11月18日)	1位	-4.04	2.92	-2.86	-14.67	-3.89
2位	-2.73	-3.17	-16.06	-2.47	3.07
3位	0.06	-0.23	2.14	-1.90	-0.12
4位	-0.94	-1.11	-0.52	-2.93
5-8位	0.26	0.60	-3.78	-0.21	4.95

拓銀取引先企業標本数
全
データ	東証
一部	東証
二部	地方
上場	店頭
登録
11	4	3	2	2
13	9	2	0	2
25	12	4	3	6
26	14	10	0	2
45	32	5	3	5
13	4	3	3	3
16	10	2	1	3
24	12	4	3	5
23	13	9	0	1
45	33	6	3	3
13	4	3	3	3
15	10	1	1	3
26	12	5	3	6
24	13	10	0	1
47	33	7	3	4

拓銀破綻公表時における拓銀取引企業の負の超過収益率の有意性検定

拓銀取引順位	超過収益率(市場毎の平均(拓銀非関連)との差)の有意性に関する片側T検定(p値)
全データ	東証一部 東証二部 地方上場	店頭登録
拓銀破綻公表前営業日	1位-2位	0.94	0.57	0.62	0.91	0.99
3位-4位	0.70	0.72	0.22	0.96	0.60
5位-8位	0.64	0.95	0.26	0.31	0.01
拓銀破綻公表当日	1位-2位	0.04	0.13	0.21	0.00	0.77
3位-4位	0.73	0.68	0.66	0.39	0.63
5位-8位	0.39	0.44	0.02	0.54	0.99
拓銀破綻公表翌営業日	1位-2位	0.00	0.16	0.01	0.00	0.43
3位-4位	0.29	0.26	0.60	0.27	0.40
5位-8位	0.63	0.74	0.03	0.47	0.97

拓銀取引先企業標本数
全	東証	東証	地方	店頭
データ	一部	二部	上場	登録
24	13	5	2	4
51	26	14	3	8
45	32	5	3	5
29	14	5	4	6
47	25	13	3	6
45	33	6	3	3
28	14	4	4	6
50	25	15	3	7
47	33	7	3	4

一方、拓銀と特に緊密な関係にあったと考えられる1位・2位取引先の場合、評価はもう少し微妙なものと言えよう。すなわち、1・2位統合のデータでは、店頭企業を除き、ほぼ安定したマイナスの超過収益となっており、統計学的にみても、全データ及び地方上場で有意性が確認できる他、他市場でも3位以下の企業に比べ帰無仮説の棄却に近い結果が得られている。

### 2.3 解积

株式市場ごとの平均収益率の違いを考慮した上記結果から、我々は「銀行取引関係の経済的価値」についてどのような知見を引き出しうるだろうか。一つ明らかな点は、先行研究で示された「価値」が過大評価であった可能性である。拓銀破綻公表時の株式収益率から読み取られた拓銀取引関係の価値は、市場間格差を考慮するだけで、半減ないし消滅する。取引関係が3位以下の企業について負のショックがほとんど見いだせないのはもちろ
ん、若干のロスが確認された1・2位取引先についても、その程度は先行研究を大きく下回る。さらに、1・2位企業についても、詳細を見れば、東証一部・二部での順位逆転や店頭企業での関係不成立等、金融理論に基づく推論とは矛盾する結果が散見されるのである。こうした矛盾は、破綻公表日の市場に注目したイベント・スタディで「銀行取引関係の価値」を推論することの限界を示唆するものと言えよう。

株式市場によるイベント・スタディは、銀行取引関係の価値と市場効率性との結合仮説の検証であり、その結論には、少なくとも4つの可能性が考えられる。

(1) 効率市場仮説が成り立ち、銀行取引関係に経済的価値がある場合。

(2) 効率市場仮説が成り立つが、銀行取引関係には経済的価値がない場合。

(3) 銀行取引関係に経済的価値はあるものの、市場が効率的ではない場合。

(4) 銀行取引関係には経済的価値はなく、市場も効率的でない場合。

結果が結合仮説と整合的な場合、論理的可能性としては(1)と(4)の何れもが考え得るが、(4)の下で理論整合的結果が偶然得られたと考えるより、(1)が真であると考える方がはるかに自然であろう。つまり、理論整合性がある場合、イベント・スタディの結果を文字通り「銀行取引関係の経済的価値」に係る評価として受け取ればよい。しかしながら、結合仮説と矛盾する結果が出た場合、論理的可能性は(2)・(3)・(4)の何れにも残され、市場効率性に疑念が残る下で、「銀行取引関係の価値」は評価不能になる。従って、我々のイベント・スタディの結果は、(1)の妥当性に疑念を呈する（あるいは、仮に(1)が正しいとしてもその価値は従来の評価よりかなり小さいことを示す）一方、「銀行取引関係の価値」の評価には、市場効率性に依拠しないより直接的な検証が望まれることを示唆していると言えよう。

### 3. 公開企業の財務データにみる拓銀破綻の影響

効率市場仮説に依拠しない「銀行取引関係の経済的価値」に関する直接的検証として、本節では、前節で対象とした拓銀関係企業の大半を含む公開企業の財務データを分析する。長期的取引関係で効率化した情報生産が銀行関係に価値を生ずると考える金融理論に基づけば、メインバンクの破綻は取引先企業の資金調達能力、調達コスト、延いては収益性に影響を及ぼす。以下では、この推論につき、拓銀破綻が取引企業に与えた影響を見る。株価データと照合可能な公開企業のデータを用いることで、前節の結合仮説に係る結果が、市場効率性の如何によるものか、あるいは銀行取引の特殊性如何によるものかについても明らかにできる。

### 3.1 データ

ここでは、日本政策投資銀行の「企業財務データバンク」から抽出した2292社の財務データを利用する。

企業財務データバンクは、東京、大阪、名古屋の3証券取引所第1部、第2部上場企業及び店頭登録会社（いずれも金融・保険を除く）の有価証券報告書に基づく個別決算及び
表 3−1 公開企業財務データのサンプルのばらつきと基本統計量

(1) 業種別、拓銀取引緊密度別標本数

(单位: 社)

全業種	建設業	製造業	卸·小売業	その他
全標本	2292	187	1361	405	339
『会社四季報』に基づく緊密度	取引1位	15	2	3	5	5
取引2位	19	1	10	5	3
取引3-10位	111	12	65	11	23
取引無し	2147	172	1283	355	337

(2)主要系列の基本統計量(拓銀取引緊密度別)

(单位: 億円、社)

1997年財務データ	売上高	総資産	資本金	銀行借入	社債	CP
全標本	平均	1797.0	1803.7	147.1	395.7	215.5	0.7
標準偏差	7642.1	6222.8	396.4	1932.9	1434.4	14.0
中央値	401.2	418.6	45.3	42.8	0.0	0.0
標本数	2292	2292	2292	2292	2292	2292
拓銀取引順位1位	平均	581.2	536.8	37.8	169.0	38.5	0.0
標準偏差	425.2	429.6	31.8	242.7	70.2	0.0
中央値	370.4	387.2	23.1	72.1	1.3	0.0
標本数	15	15	15	15	15	15
拓銀取引順位2位	平均	933.1	759.3	76.4	109.3	91.3	0.0
標準偏差	1234.5	925.5	73.7	191.7	143.6	0.0
中央値	771.8	381.3	46.7	29.3	0.0	0.0
標本数	19	19	19	19	19	19
拓銀取引順位3位-10位	平均	1224.6	1015.4	90.2	215.1	117.6	2.3
標準偏差	3034.8	1964.5	154.6	689.2	459.3	23.7
中央値	430.5	405.7	38.2	44.7	0.0	0.0
標本数	111	111	111	111	111	111
取引無し(or11位以下)	平均	1842.7	1862.6	151.4	409.1	222.9	0.6
標準偏差	7862.9	6409.1	407.6	1990.1	1478.1	13.4
中央値	399.7	422.8	46.0	42.8	0.0	0.0
標本数	2147	2147	2147	2147	2147	2147

(3)借入金残高の前年比(拓銀取引緊密度別) (単位:%)

使用標本数	1997～1998	1998～1999	1999～2000
標本集計值借入金前年比	全標本	1817	-8.34	2.69	-1.62
取引順位1位	8	8.95	6.03	-1.18
取引順位2位	13	-1.18	-0.40	-9.42
取引順位3位-10位	92	-0.79	1.65	-6.09
取引無(or 11位以下)	1704	-8.58	2.71	-1.48
マクロ計数	貸出金前年同月比(3月時点)	-0.58	-1.35	-2.53

(注)マクロ計数は、日本銀行調査統計局、『金融経済統計月報』より作成。

(4) 社債・CP残高の前年比 (拓銀取引緊密度別)

(单位：%)

使用標本数	1997～1998	1998～1999	1999～2000
標本集計值 社債·CP前年比	全標本	1817	16.80	0.19	-5.45
取引順位1位	8	-25.79	-60.58	-7.64
取引順位2位	13	-8.97	-13.25	7.03
取引順位3位-10位	92	-1.65	-6.73	-12.07
取引無(or 11位以下)	1704	17.38	0.40	-5.34
連結決算データを収録している。前節の株価分析では、拓銀取引記載企業約160社を含む上場・公開企業計2707社を対象としたが、本節では、データバンクに3市場以外の地方上場企業が含まれないこと、また、変則決算企業を除外し、1996年から1999年（ないし2000年）まで連続して財務データが入手できた範囲に企業を限定したこと等から、対象企業総数は2292社になった。

前節同様「会社四季報」基準で分類した拓銀関係の緊密度毎に、業種構成、及び基本統計量をまとめたものが表3－1である。はじめに、その(1)を見ると、2292社中拓銀を10位以内の取引先銀行として記載した企業数が145社あり、地方上場企業等の欠落にもかかわらず、拓銀取引先企業の多くをサンプルでカバーできていることが確認できる。次に、大まかな業種構成をみると、拓銀取引1位のグループでは、標本全体に比べ製造業比率が低く、卸・小売業比率が高い等、拓銀関係公開企業の業種に偏りがあったことがわかる。

(2)の基本統計量からは、売上高、総資産、資本金等のいずれで見ても、拓銀との関係が緊密であるほど規模が小さいことがわかる。また、拓銀取引先企業群は標準偏差も小さく、拓銀を主取引先とした会社は、公開企業の中にあって、小振りかつ規模において均質な傾向を有した。こうした標本特性は、前節の株価分析で、大型株を中心とする株価反発の中で拓銀取引先企業株価の反応が鈍かったこととも符合している。更に、この属性からある程度予想される通り、(2)表の右3列に見る負債調達面では、社債・C P発行が少なく銀行依存型という拓銀取引先企業の特性が浮かび上がっている。

### 3.2 借入額動向

銀行破綻が取引先企業に与える影響の発現形態は多様に考えるが、金融仲介の本質を情報の非対称性に見る金融理論において、最も端的に想定される悪影響の経路は企業の調達手段としての銀行借入の途絶であろう。メイン・バンクの破綻は、当該企業に係る情報生産主体の喪失、ないしは蓄積情報の滅失を意味する。そうした場合、企業は新たに取引銀行の開拓を迫られるが、情報の非対称性の下、その開拓は容易ではなく、企業は、新規借入はもちろん、既存契約の更新にすら困難をきたすことになる $ ^{8} $ 。

図3－1,2は、90年代後半における貸出残高の推移（全国、北海道）と北海道地域における機関別の寄与を示している。拓銀が営業を終了した98年11月以降、北海道では、全国のトレンドを上回って劇的な貸出減が生じた。図の寄与度分析から明らかなように、この減額分の大半は拓銀貸出の消滅分（から北洋の引継分を除いたもの）と考えて間違いない。この事実を情報の非対称性に基づく理論と合わせ考えるなら、旧拓銀取引企業の資金調達（銀行借入）に困難が生じたと推定するのは自然である。無論、企業の借入は、需要・
図3－1 貸出金動向(政府系を除く)：北海道 対 全国

図3－2 北海道の貸出金動向と各金融機関の寄与度

供給それぞれに影響する多様な要因により規定されており、特定時点、ないし特定企業等の借入額が減少していても、それを一概に借入れ困難（供給側からの抑制）の結果と断ずることはできない。とは言え、98年以降の借入残高減少パターンの確認は、作業の出発点となろう。

対象標本のデータで作成した97年以降の借入額動向が表3－1の(3)にまとめてある。時点調整のため、係数の作成は、全標本2292社中に含まれる3月決算企業1817社で行った。前出の図によれば、マクロの金融機関貸出残高は拓銀営業終了時点（98年11月）を境に北海道を中心に減少に転じている。一方、標本から計算される長短借入金合計（全標本）は、マクロ計数より早い98年（3月）段階で大幅に圧縮され、それ以降は概ね横ばいである。こうしたパターンの違いは、ここでのデータが公開企業に限られており、全体の姿というより大企業向けを代表することとともに、業種の分布が製造業に偏っていることに起因すると考えられる $ ^{9} $ 。

ではこうした公開企業での借入動向は拓銀関係緊密度とどう関わっているだろうか。表3-1の(3)にまとめられた拓銀取引緊密度別借入残高動向は、我々の推論からして、全く意外な結果である。というのも、拓銀営業終了後の99年3月に至る時点まで、標本データの平均的動向を大きく上回って、拓銀緊密先に銀行資金が流入しているからである。特に第1位取引先企業では、拓銀破綻後2年弱（〜99年3月）の期間で平均15%近い借入増額が生じている。無論、これには標本の少なさ（例えば、第1位先は8社しかない）が大き
く影響していようが、メインバンクの破綻から我々が想像する資金調達難とはかけ離れた姿といえる。10

### 3.3 借入変動のクロスセクション回帰

このように、標本平均を見る限り、拓銀破綻後に拓銀取引企業で（絶対額の意味での）資金調達難が生じていたとは考え難い。とはいえ、銀行借入水準は、企業規模、業種、信用、その他の多様な要因が需給双方に影響を与えることで決まっており、拓銀関係のみを切り口とした平均の比較には限界がある。そこで、次に、そうした複数要因の相互作用を考慮に入れた多変量回帰を試みる。貸出市場の多変量解析には、均衡・不均衡モデルの別の他、無数のバリエーションを考えうるが、ここでは、構造変化が想定される時点前後の変化に注目したクロスセクション回帰を行う。分析の焦点が、拓銀破綻というある種の構造変化にあることを踏まえれば、パラメータの安定性を前提とする構造分析は難しい。むしろ注目イベント前後での借入額の変動を種々の要因をコントロールしつつ精査する方が現実的だろう。推定に用いた定式化は次の通りである。

$$ \begin{aligned}&\frac{ 借入 T 一借入 97}{ 総資産 97}=\mathbf{a}_{1}\frac{ 借入 97}{ 総資産 97}+\mathbf{a}_{2}\frac{ 負債 97}{ 総資産 97}+\mathbf{a}_{3}\frac{ 売上 T 一売上 97}{ 売上 97}+\mathbf{a}_{4}\frac{\sum_{t=98}^{T} 税引後利益 t}{ 総資産 97}\quad T=98,99,2000 年。\\ &\quad+\mathbf{a}_{5}\frac{ 社債 CP_{T} 一社債 CP_{97}}{ 総資産 97}+\mathbf{a}_{6}\quad 格付ダミ一 (A)\quad+\mathbf{a}_{7}\quad 拓銀取引ダミ一 \quad+\quad others.\\ \end{aligned} $$

クロスセクションの相関分析であり、理論に基づく構造式ではないが、各説明変数の符号等について、ある程度の解釈も可能である。

まず、被説明変数を総資産で割ったのは、無借金企業が多数含まれ借入額の伸率計算ができない下で、適当なスケーリング変数が必要であったことによる。また、回帰は、1997年（原則、96年度決算データ）を基点としつつ、98年、99年、2000年までの三つの期間に渡る変化について行った。基点を97年に置いたのは、当該時点（大半が97年3月）が拓銀破綻公表（97年11月）以前の直近データ点に当たることによる。拓銀が営業を完全に止めたのは、破綻公表から一年後の98年11月であり、97年から98年は、拓銀が営業を継続しつつ整理期間に入った時期に相当する。マクロの貸出データに表れた98年11月以降の残高急減は、当該時点での拓銀営業終了の結果であり、この時期のパターンは99年までの変化で捉えられる。2000年（99年度決算）は、手もとデータ中の最新時点であり、それにより拓銀破綻の持続的な影響が評価できる。 $ ^{11} $

次に、説明変数側では、始めの2つで、出発点となる97年時点のバランスシート構成がその後の借入動向に与えた影響をコントロールする。3番目の売上増加率と4番目の累積利益（総資産比）は、借入需要分析に表れる標準的変数であり、前者は需要を増加させる
一方、後者は手もとキャッシュフローとなって、借入の必要を低下させる。5番目の社債・C P合計額が借入を代替するものであることは言うまでもない。6番目の格付ダミーは、企業信用情報が借入額に与えた影響を捕らえるもので、(株)日本格付研究所の債券格付（97年3月）でA格付け（A-以上）を取得していた企業を1（それ以外をゼロ）とした $ ^{12} $ 。最後に含めた拓銀取引ダミーは、言うまでも無く、本研究の中心課題にこたえるものである。具体的には、前節株価分析の結果も踏まえ、『会社四季報』で拓銀を取引銀行の1位ないし2位に挙げていた34企業に1を充て、それ以外をゼロと扱った $ ^{13} $ 。仮に、拓銀との取引関係如何が拓銀破綻後の借入（銀行貸出）市場での境遇に大きな影響を与えたとすれば、上記諸変数の影響を考慮した後に、係数 $ a_{7} $ が有意にマイナスになると期待される。以下では、上記変数の他に、切片、業種ダミー、本社所在地域ダミー等を加えて行った推定結果を報告する。紙幅の都合上省略するが、業種・所在地ダミーの扱いによって、結果に質的変化が生じることはない。また、マイクロ・データの分析では、異常値の扱い如何で結果の様相が異なってくることも少なくないが、以下の結果ではそのような不安定性はみられなかった。 $ ^{14} $

推定結果は表3−2−(1)の通りである。始めに、出発点の資産構成をあらわす2変数を見ると、当該期間における借入圧縮傾向を反映してか、借入金・総資産比率の係数は有意かつ大きくマイナスに出ている。一方、負債・資産比率のそれはやや小さいながらで正符号である。推計期間の90年代後半には、拓銀問題とは別に、貸し渋りが広く喧伝されており、過剰債務が借入・投資を阻害したと考えられている。そうした考えに照らすと、後者の符号はやや意外である。売上増加率は、需要サイドで想定される通り、借入に有意に正の影響を与えている。また、税引後利益累積額、社債・CP残高増の対総資産比率は、ともに有意にマイナス符号で、その係数はいずれも0.2前後である。これは両変数が同程度に借入を代替した可能性を示唆している。ここでの推定結果はあくまで拓銀破綻前後の時期における借入動向の相関分析であり、構造的解釈には馴染まないが、推定パラメータのパターンには一定の理解が可能であり、決定係数もこの種の回帰としては十分高い。

このように複数要因をコントロールした上で、含められた2つのダミー変数からどのような知見が得られるだろうか。始めに、債券格付ダミーの係数は、意外にも顕著なマイナス符号となった。これは、貸し渋りが騒がれた97年以降の時期、優良貸付先であるA格
表 3－2 拓銀破綻 (97 年) 以降の株式公開企業における借入動向クロスセクション回帰

(1) 全標本企業

借入金增分/総資産97
～1998	～1999	～2000
借入金・資産比率
(97年時点)	-0.1131
(-9.206)	-0.1976
(-11.45)	-0.2478
(-10.52)
負債・資産比率
(97年時点)	0.0425
(3.950)	0.0768
(5.089)	0.0724
(3.495)
売上高増加率(97～)	0.058
(4.752)	0.1236
(10.97)	0.1486
(11.21)
税引後利益累積額
総資産97	-0.2927
(-9.078)	-0.2526
(-9.235)	-0.2807
(-10.66)
社債CP残高増分
総資産97	-0.2687
(-8.777)	-0.1998
(-6.232)	-0.2086
(-5.171)
債券格付ダミー
(A格)	-0.0211
(-5.044)	-0.0259
(-4.447)	-0.0296
(-3.91)
拓銀取引ダミー(1位、2位)	0.00198
(0.166)	-0.0053
(-0.3162)	0.0102
(0.413)
回帰の標準誤差	0.065	0.091	0.1099
自由度修正済決定係数	0.1354	0.1629	0.181
標本数	2292	2292	1933

（注）表中の下段括弧内はt値

(2) 社債・CP増発企業

借入金增分/総資産97
～1998	～1999	～2000
借入金・資産比率
(97年時点)	-0.1605
(-4.006)	-0.2110
(-4.568)	-0.2318
(-4.568)
負債・資産比率
(97年時点)	0.0279
(0.7655)	0.0555
(1.32)	0.0575
(1.23)
売上高増加率(97～)	0.0835
(1.91)	0.1429
(5.098)	0.1381
(5.206)
税引後利益累積額
総資産97	-0.1338
(-1.082)	-0.0158
(-0.2007)	-0.0896
(-1.526)
社債CP残高増分
総資産97	-0.1483
(-2.359)	0.0250
(0.424)	-0.1532
(-2.001)
債券格付ダミー
(A格)	-0.0370
(-3.302)	-0.0355
(-2.787)	-0.0272
(-2.000)
拓銀取引ダミー(1位、2位)	0.0057
(0.1117)	-0.0452
(-0.9242)	-0.0463
(-0.5217)
回帰の標準誤差	0.0577	0.0798	0.0853
自由度修正済決定係数	0.1594	0.2496	0.1995
標本数	303	395	364

紙幅の関係上、省略してあるが、パラメータの推定は、上記変数の他に、切片、97年時点の総資産の逆数、及び産業、地域ダミーを含んだ形で行った。

企業でより積極的に借入圧縮が進められたことを意味する。つまり、この時期の銀行貸出動向には、貸し渋りだけではなく、需要サイドの圧縮努力も無視できない影響を与えていた。もう一方の拓銀取引ダミーにかかる係数は我々の目的にとって更に重要である。拓銀破綻後、取引企業に資金調達難があったとすれば、ここでは有意なマイナス符号が期待される。ところが、実際の推定結果は、注目する期間毎に符号がばらついており、安定した結果は得られていない。また、符号の如何に関わらず、拓銀との取引関係が借入動向に統計的に有意に作用しているケースは皆無である。すなわち、前段の標本平均の動きはやや極端ではあったが、相当数の要因をコントロールした後でも、拓銀関係の公開企業に特に資金調達難が生じたという証拠は得られないようである。

### 3.4 代替調達手段動向による識別

借入額の増減は、資金調達環境に係る有力情報ではあるが、無論、完全な指標ではない。借入額は（貸し渋り等の）供給要因のみならず、需要サイドにも左右される。（そうしたことは余りありそうにないが）もし、資金需要の低下が拓銀と取引の無い企業に集中していた場合、拓銀取引企業と非取引企業で借入額の推移が同じでも、拓銀取引先に破綻による資金調達難が生じていないとは言えない。また、前段の回帰では、説明変数に社債・ＣＰ項を含めているが、拓銀取引ダミーの係数が有意にマイナスにならないのは、借入難が社債・ＣＰによる代替でカバーされている結果かもしれない。本項ではこうした問題をクリアするため、代替的調達手段としての社債及びＣＰの発行状況に注目する。対象が公開企
業である以上、借入に困難があれば、資本市場での調達を検討するだろう。また、資本市場での積極的調達は資金需要の存在を意味することから、借入額変動における需給要因の識別にも一定の情報をもたらしてくれる。以下では、こうした観点に立って、はじめに拓銀破綻後の取引先企業の社債・ＣＰ発行状況を確認し、しかる後に社債・ＣＰ発行状況がもたらす情報を利用した回帰を試みる。

社債・ＣＰ発行状況について第一に確認すべき点は、拓銀緊密先のそれが一般の企業よりも積極的であったか否かである。もし拓銀破綻後の社債・ＣＰ調達が一般企業より活発であれば、拓銀取引先企業の間接金融に何等かの支障があったとも推定できる。しかしながら、我々の標本に基づく拓銀破綻後の社債・ＣＰ発行状況（表3－1－(4)）はそうした予想とはかけ離れた姿であった。驚いたことに、拓銀緊密取引先企業（1・2位）は、98年、99年と続けて社債・ＣＰ発行高を大幅圧縮しているのである $ ^{15} $ 。同じ時期に一般企業（拓銀非取引先）の社債・ＣＰ発行残高は増加しており、この相違は顕著である。したがって、この標本平均動向に基づく限り、拓銀破綻後に拓銀取引先公開企業で借入難が生じ、それを資本市場からの調達で賄うという代替現象が現実に生じていたとは考え難い。

とは言え、少数サンプルによる標本平均の比較だけでは限界もある。そこで引き続き、前節同様の多変量回帰を試みるが、ここでは需給要因の識別に社債・C P 発行状況の情報を活用することを考えた。公開企業において、銀行借入と社債調達に一定の代替性を認めるならば、借入減額企業群について、社債減を伴う資金需要低下（需要支配）グループと社債増発を伴う借入制約（供給支配）グループに分類が可能になる。そこで標本を社債増発グループに限定して、拓銀緊密取引先に顕著な（供給支配型の）借入減少が観察されるか否かに注目するのである。

定式化は前項のそれと同様であり、当該期間に社債・ＣＰを増発した企業に対象を限定している点だけが異なる。結果は表3－２の右側（(2)）に示した。最大の変化は標本数であり、社債・ＣＰ増発要件により、企業数は300台にまで減少する。この大幅なサンプル減にもかかわらず、借入金動向に関するクロスセクション回帰の結果はかなりロバストである。すなわち、サンプル数の減少により、推定パラメータの精度は落ちているものの、各説明変数の符号は安定しており、有意性が失われた利益累積額のマイナス効果が低下した以外は、パラメータの大きさも安定している。我々が注目する拓銀取引ダミーの係数は、99年以降、全サンプルの場合よりマイナス効果が明瞭になってきているものの、統計学的に有意ではない。したがって、社債・ＣＰ増発企業に限定してみても、拓銀取引企業に集中して借入難が生じていたとは結論できない。

### 3.5 調達コストの上昇

情報の非対称性に基づく金融理論のより直接的な検証材料は、資金調達コストの動向で
ある。拓銀の情報生産活動が取引先企業に効率的資金調達を可能にしていたとするなら、拓銀の破綻は資金仲介効率の低下、具体的には取引先企業の調達コスト（利払率）の上昇につながる。従って、拓銀破綻の時点（1997年11月）を挟んだ時期に、拓銀緊密取引先企業において、利払率に顕著な上昇が確認できるか否かが問題となる。

表 3−3 の(1)は、拓銀破綻公表前の基点（97年）に見られる企業の利払率（三支払利息割引料≠有利子負債（短期借入金＋長期借入金＋社債・ＣＰ）期首期末平均）水準を被説明変数とするクロス・セクションの回帰結果である。サンプル数が標本全体より若干少ないのは、有利子負債ゼロ企業の存在の他、フローとストックのタイミングのズレ等により利払率が100%を超えるサンプルがあり、それらを除いて推定を行ったことによる。定式化は、3.3項での借入動向回帰をベースに、借入金総資産比率を借入金負債比率に改め、社債・ＣＰ残高増分項を落とした上で、総資産増加率、長期借入比率（三長期借入金≠借入金合計）を追加したものである。格付ダミーが有意にマイナスとなり、企業信用が調達コ

表 3－3 拓銀破綻(97年)以降の株式公開企業における利払率動向のクロスセクション回帰

(1) 利払率水準

利払率
1997
借入金・負債比率
(96年時点)	-0.0281
(-6.96)
負債・資産比率
(96年時点)	-0.0079
(-1.7070)
長期借入比率
(96年時点)	0.0215
(9.1940)
売上高増加率(96～)	-0.0081
(-1.128)
総資産拡大率(96～)	-0.0032
(-0.63)
税引後利益累積額
/総資産96	-0.0046
(-0.4824)
債券格付ダミー
(A格)	-0.0060
(-2.833)
拓銀取引ダミー
(1位、2位)	-0.0006
(-0.1028)
回帰の標準誤差	0.0311
自由度修正済決定係数	0.0847
標本数	1981

(注) 表中の下段括弧内はt値

(2)97年の水準からの変化

利払率の変化(1997年から)
～1998	～1999	～2000
借入金・負債比率(97年時点)	0.0009(0.249)	0.0040(0.8595)	0.0051(2.188)
負債・資産比率(97年時点)	-0.0057(-1.414)	-0.0068(-1.327)	0.0039(1.506)
長期借入比率の変化(97年比)	0.0099(2.793)	0.0036(0.9867)	0.0071(4.284)
売上高増加率(97～)	0.0115(1.838)	-0.0019(-0.3677)	0.0008(0.3385)
総資産拡大率(97～)	-0.0133(-1.959)	-0.0009(-0.1669)	-0.0029(-1.324)
税引後利益累積額/総資産97	0.0247(1.658)	0.0122(1.044)	-0.0048(-1.149)
債券格付ダミー(A格)	0.0014(0.7013)	0.0030(1.258)	-0.0004(-0.3763)
拓銀取引ダミー(1位、2位)	-0.0002(-0.0406)	-0.0011(-0.1623)	0.0006(0.1606)
回帰の標準誤差	0.0273	0.0341	0.0155
自由度修正済決定係数	0.0038	-0.0065	0.0175
標本数	1945	1925	1635

紙幅の関係上、省略してあるが、パラメータの推定は、上記変数の他に、切片、及び産業、地域ダミーを含んだ形で行った。
ストに影響する可能性（ないしは調達手段の多様化がコスト低下を促す可能性）が示唆されている他、長期借入比率が大きくプラスに働く等、ある程度説明可能な結果である。借入金・負債比率の係数が有意にマイナスなのは、銀行借入の資金調達手段としての効率性の傍証とも解しうる。また、（予想される通り）拓銀取引関係の有無は97年時点の利払率水準とは無関係である。

言うまでもないが、より注目すべきは利払率の変化である。表右側の(2)欄では、(1)の利払率の定式化を基本的に維持しつつ、長期借入比率のみ97年からの変化に置き換えて97年以降の利払率変動の回帰を行った。拓銀の情報生産活動が取引企業にとって本質的であれば、拓銀破綻により拓銀取引企業の利払率上昇が予想される。ところが、推定結果は、変化の期間、異常値の扱い等に関わらず、拓銀取引ダミーに有意な説明力がないことを示している。つまり、公開企業の利払データを見る限り、拓銀緊密取引先企業の資金調達コストが拓銀破綻後に（非関係企業との相対で）目に見えて上昇したとは言えないようである。

### 3.6 収益性への影響

公開企業の財務データによるここまでの分析結果は、情報の非対称性に立脚する金融理論から導かれる推論と必ずしも整合的ではない。このことは、前節での株価市場の評価がある意味正当であった、すなわち、「拓銀破綻がもたらした取引企業のロスは大きくなかった」ことを反映しているとも解しうる。そこで、最後に、その点をより直接的に確認するため、拓銀緊密取引先企業の収益性が、拓銀破綻を前後にどのように変化したかを見ておくことにする。周知のように、いわゆるメインバンク論では、緊密取引銀行の存在によるソフト・バジェットと効率的資金調達が企業収益や成長にも好影響を与えたとされる。ここでの興味は、そうした仮説に係る銀行破綻の影響分析である。

表 3－4 は、各企業の資本金当たり税引後利益の増加額を被説明変数とする回帰結果である。説明変数は、再び借入回帰の定式化をベース（但し、基点の借入金比率は対負債）に、社債・ＣＰ残高増分項及びここでの説明対象たる利益累積額項を落としたものである。また、被説明変数については、景気循環のフェーズに応じた利潤の不安定性も斟酌し、基準時点についても破綻前2年の平均とする次の形の増分を用いた。

$$ \frac{1}{T-98}\sum_{t=98}^{T}\frac{ 税引後利益 t}{ 資本金 t}-\frac{1}{2}\sum_{t=96}^{97}\frac{ 税引後利益 t}{ 資本金 t}\qquad T=98,99,2000 $$

予想された結果ではあるが、説明力が最も高いのは、売上高増加率である。これについては、期間、異常値の扱いにかかわらず安定して統計的に有意な正の係数が得られており、パラメータの大きさからもその経済的重要性は明らかである。また、借入・負債比率は、有意でない場合もあるが、基本的にマイナス方向に作用しており、この時期、銀行依存度の高い企業が総じて苦戦した状況が伺える。その他の変数の係数・有意性は必ずしも安定的ではないが、我々の議論の上で注目に値するのは、拓銀取引ダミーの一貫したプラス係
表 3－4 拓銀破綻 (97 年) 以降の株式公開企業における利潤動向のクロスセクション回帰

資本金当たり税引後利益増加

資本金当たり税引後利益の増加
～98	～99	～2000
借入・負債比率
(97年)	-0.0977
(-2.004)	-0.1230
(-2.759)	-0.1342
(-2.942)
負債・総資産
比率(97年)	0.1717
(3.11)	0.1125
(2.23)	0.0176
(0.3401)
売上高増加率	0.5339
(7.19)	0.3567
(8.383)	0.4179
(11.34)
債券格付ダミー
(A格)	0.0044
(0.1718)	0.0044
(0.1862)	0.0045
(0.2001)
拓銀取引ダミー(1位、2位)	0.0694
(0.9072)	0.1110
(1.589)	0.1019
(1.316)
回帰の標準誤差	0.4155	0.3798	0.3452
自由度修正済決定係数	0.0350	0.0469	0.0924
標本数	2292	2292	1933

（注）表中の下段括弧内はt値

紙幅の関係上、省略してあるが、パラメータの推定は、上記変数の他に、切片、及び産業、地域ダミーを含んだ形で行った。

数である $ ^{16} $ 。前節の株式市場分析は、選択したイベントが取引先企業の収益に影響を与え、それが株価に織り込まれることを前提として進められた。拓銀破綻のイベントで想定される影響は、拓銀取引先企業の収益の（相対的）低下であろう。我々に直接観察できる企業収益は、言うまでもなく拓銀破綻以外の多くのノイズを含む実現値であり、必ずしも拓銀破綻の影響の直の計測ではありえない。とはいえ、拓銀破綻後における拓銀取引先企業のパフォーマンスが必ずしも悪くなかったという事実は、拓銀破綻のネガティブ・ショックが取引企業のその後の収益を支配する程のものではなかったことを意味しており、そのインプリケーションは小さくない。

### 4. 非公開企業の財務データにみる拓銀破綻の影響

前節までの結果は、「銀行取引関係の経済的価値」について概ね否定的であった。拓銀破綻に対する関係企業株価の反応は理論から期待されるほど強力・有意とはいえず、拓銀破
綻後の関係公開企業群の実体変数の動きも、必ずしも拓銀借入の特殊性を支持する結果にはなっていない。こうした事実は、銀行の情報生産機能に着目する金融理論が経済メカニズムとしてフィクションに過ぎないことを意味するものだろうか。

誰もが考える最も直截な反論は、銀行の情報生産機能は資本市場への直接参加できる公開企業においてではなく、代替的資金調達手段の少ない中小企業貸出において発揮されており、公開企業の分析は仮説の検証として適切ではない、というものだろう。本節では、こうした議論を考え、非公開中小企業の財務データを用いた分析結果を紹介する。

### 4.1 データ

以下で用いるのは、我が国を代表する企業信用調査会社の一つである(株)東京商工リサーチ(以下TSR)の有するTSR企業財務ファイルから抽出された在北海道非公開企業362社の財務データである。元ファイルには、約24万社（うち道内企業約1万6千社）に及ぶ財務データの蓄積があるが、今回は当該ファイルから、北海道を本拠とし1990年以降連続6期以上のデータが取れるという条件にかなう計1766社を選別し、その集団から3月決算企業に限定して無作為抽出を行う形で非公開362社のデータを構成した。悉皆ではなく標本分析に止まるのは、商用データ・ベースの購入に係る予算制約に起因する。抽出の対象を北海道企業に限定したのは、拓銀メインの企業数を一定数確保する必要による。

次に、拓銀取引関係の緊密度の指標としては、同じTSRによる『東商信用録 北海道版（平成8年版）』の取引銀行欄における掲載順位を用いた。抽出された362社について、拓銀関係の分類に基づきつつ計算した標本特性値（1997年時点）は、表4－1の通りである。取引関係については、北海道企業に限定したこともあり、約三分の一強の企業が拓銀を第1順位に挙げている。これに第2位のものを超えると過半となるが、それ以下（3～10位）で拓銀を挙げている企業、拓銀との取引を申告していない（ないし11位以下としている）企業もそれぞれ63社、78社と数は確保できており、拓銀関係については、程よくばらついたデータになっていることがわかる。一方、業種のばらつきを見ると、拓銀との取引関係如何にかかわらず、建設業が多く製造業が著しく少ない標本であることがわかる。これには非公開企業の財務データの入手可能性にかかるサンプリング・バイアスもあろうが、公共事業依存型の北海道経済の特性を代表するデータであると解することもできる。拓銀関係を軸にみた場合、1位取引先企業で卸・小売業の比率が高くなっているが、これは公開企業データでも共通して観察された拓銀取引先企業の偏りである。

次に、標本の基本統計（(2)表）であるが、前節で見た公開企業のそれと比べると、平均規模（売上高ベース）が平均値で約38分の一、メディアンでは16分の一程度に小さくなっている。財務データが整備されているという制約もあり、企業規模は通常イメージされる中小企業のそれよりは若干大きめ（売上高平均で48億円）であるかもしれないが、借入金欄と社債欄の比較で読み取れるように、サンプル企業の有利子負債は99%超が仲介機関からの借入で調達されており、直接金融市場へのアクセスが容易でないという条件は満た
表 4−1 北海道内非公開企業財務データのサンプルのばらつきと基本統計量

(1) 業種別、拓銀取引緊密度別標本数

(单位:社)

全業種	建設業	製造業	卸·小売業	その他
全標本	362	175	44	116	27
『東商信用録』に基づく緊密度	取引1位	138	55	20	50	13
取引2位	83	35	10	33	5
取引3-10位	63	32	6	21	4
取引無し	78	53	8	12	5

(2)主要系列の基本統計量(拓銀取引緊密度別)

(单位:億円、社)

1997年財務データ	売上高	総資産	資本金	銀行借入	社債
全標本	平均	47.4	34.9	1.0	14.8	0.1
標準偏差	66.4	61.7	3.2	36.3	0.8
中央値	24.9	14.4	0.3	3.7	0.0
標本数	362	362	362	362	362
拓銀取引順位1位	平均	72.6	55.3	1.4	22.5	0.1
標準偏差	91.4	85.9	2.9	50.4	0.9
中央値	44.5	23.2	0.5	5.5	0.0
標本数	138	138	138	138	138
拓銀取引順位2位	平均	37.3	22.7	1.1	8.5	0.2
標準偏差	37.9	28.9	5.3	14.8	1.1
中央値	26.0	13.1	0.3	2.6	0.0
標本数	83	83	83	83	83
拓銀取引順位3位-10位	平均	37.7	27.8	0.4	13.8	0.0
標準偏差	45.2	47.6	0.6	34.5	0.0
中央値	21.3	11.5	0.3	4.4	0.0
標本数	63	63	63	63	63
取引無し (or11位以下)	平均	21.6	17.7	0.5	8.7	0.0
標準偏差	25.4	27.6	0.9	16.7	0.0
中央値	14.6	7.3	0.3	2.8	0.0
標本数	78	78	78	78	78

(3) 借入金残高の前年比 (拓銀取引緊密度別)

(单位:%)

1997～1998	1998～1999	1999～2000
標準集計值借入金前年比	全標本	-0.43	-5.67	-6.66
取引順位 1位	0.79	-5.55	-5.72
取引順位 2位	0.37	-1.64	-6.02
取引順位 3位-10位	-3.58	-5.71	-4.63
取引無 (or 11位以下)	-2.76	-10.51	-14.88
マクロ計数	貸出金前年同月比 (3月時点)	2.02	-8.29	-3.55

(注)マクロ計数の出典は北海道財務局『北海道金融月報』で、金融機関貸出金計(重複勘定を含む)の対前年同月比。
されていると言えよう（因みに、サンプル中の社債発行会社は10社に止まる）。

拓銀の取引順位毎にみると、公開企業の場合とは逆に、拓銀を1位とした会社は(相対的に)大規模で、拓銀と取引関係の無い企業は小さめであることが読み取れる。拓銀破綻前の北海道では、「拓銀との取引関係こそが企業の信用の証」と考えられる状況があったと言われているが、標本に見られるパターンは、そうした事実を確認的に示すとともに、標本の代表性にかかるなにがしかの左証と解することもできよう。

### 4.2 借入額の削減

本節の分析では、対象標本（362 社）が道内企業に限定されており、その意味で、図3−1,2で示された北海道地域の一割近いマクロ借入残高減により直接的に対応していることが期待できる。98年以降の借入残高の減少は、もっぱら拓銀緊密先に集中する形で生じたのか、それとも異なるパターンがあったのか。ここでは、前節同様、始めに標本集計量の動向を確認し、しかる後に、公開企業分析と同スペックの回帰分析を行って、非公開企業における拓銀破綻の影響を明らかにする。

まず表4－1最下段の(3)は、対象標本362社のデータから作成した、97年以降の借入額動向である。月次のマクロ・データでは、拓銀が実際に営業を終了する98年11月以降、道内の貸出残高が急減しているが、財務データには年次という制約もあり、対応する変化は、97年度決算と98年度決算の比較である。標本から計算される借入合計（全標本）変化率は-5.7%であり、同期間におけるマクロ計数の変化（-8.3%）より若干小さいが、概ね対応している。一方、拓銀の取引緊密度別動向は、マクロの寄与度分解等から拓銀取引先への影響を懸念するものにとって驚くべきものである。すなわち、(3)表中央列のパターンでは、拓銀の主取引先の借入残高減少は、全体の平均、乃至それを若干下回る程度であるのに対し、取引が無かったグループにおいて、その倍にも当たる借入残高の圧縮が進んでいるのである。この傾向は、拓銀営業停止に対応する98～99年の変化に止まらず、破綻公表直後の変化に対応する97～98年、更に、直近時点でも共通して確認できる。すなわち、ここでの標本で見る限り、拓銀破綻以降の北海道地域における貸出額の減少は、従来から拓銀と取引関係を有しなかった企業でも拓銀緊密企業に劣らず生じており、個別銀行と取引企業との継続的取引関係を重視するメイン・バンク/ロック・イン仮説から導かれるパターンは、公開企業ばかりではなく、非公開会社レベルの標本平均からも認められない。

とはいえ、借入変動は、前節でも論じたように、企業規模、信用、その他多様な要因によって規定される。特に、前項の基本統計量からは、「拓銀との取引関係が企業信用の証」と言われる北海道経済の特性も浮かび上がっており、そうした事情を無視した平均値の比較には限界もある。そこで、引き続き、多変量回帰の結果を見ることにしよう。回帰の定式化は公開企業の借入について行った表3-2のそれとほほ同様であるが、データ・ソース、またデータのバラツキ具合に配慮し、若干の変更がある。第一に、『会社四季報』の取引銀行記載に基づいて作成した拓銀取引ダミーについては、『東商信用録』の取引銀行記載
で代替するとともに、公開企業では1・2位の企業(34/2292社)を1としていたところ、非公開企業では、1位企業のみとした。これは、標本を北海道企業に限定したため、1位に限っても、ダミー対象サンプルの割合を十分確保できた（138/362社）ことによる。次に、債券格付けに基づいていたA格付けのダミーについては、『東商信用録』の機関格付を利用しつつ、逆方向のB・C格ダミーとした。C格に限定をしなかったのは、ダミー対象サンプル数確保のためであり、本ダミー対象企業は、信用に何らかの懸念がある場合と解される。最後に、公開企業の社債・CP残高増分は、ここでは社債残高増分となる。サンプルの中にCP発行企業が含まれないことは無論だが、合わせて、社債発行比率が低いことも既述の通りである。

表 4－2 奇数列は、非公開企業データによる回帰の結果である。ダミー以外の変数から見ると、推定値に変化はあるものの、その符号パターンが公開企業のそれと相似系であることが確認できる。税引後利益項については有意にマイナス、売上高項はプラス、社債項はマイナス、負債・資産比率はプラス、借入金資産比率は有意にマイナスである。これらのうち、利益項の係数は、特に短期（～98）で大きくなっており、非公開企業での内部留保の重要性を示唆している。また、社債項の負の係数が異常に大きいが、統計学的には有意ではなく、社債発行サンプルの少なさに影響された結果といえる。一方、ダミー変数についても、B・C格付ダミーの係数は、不安定ながらプラス傾向であり、これは公開企業でA格ダミーがマイナスに効いたことと表裏の関係になっている。唯一、公開企業の結果と異なり興味深いのは拓銀取引ダミーの係数である。公開企業では、安定した結果が得られなかったが、ここでは安定したマイナス符号となった。つまり、対象を非公開レベルに限定し、複数要因をコントロールした段階で漸く拓銀取引企業の借入が伸び悩んでいた可能性が浮かび上がったわけである。

とは言え、得られたマイナス符号は、統計学的に有意ではない。また、仮に、拓銀取引非公開企業の借入が鈍化していたとしても、そのメカニズムは明らかではない。無論、相関分析での全ての解明は望み得ないが、我々は、一つの手掛かりとして、拓銀取引ダミーとBC格付ダミーの積（クロスダミー）を追加する拡張を考えた。クロスダミーは信用に何等かの問題を有する拓銀取引先企業を特定している。もし、この係数が有意に負値であれば、借入動向の詳細パターンが明らかになるばかりでなく、借入に供給要因が作用していたことの傍証とも理解できる。表4－2の偶数列はその拡張モデルの推定結果である。ダミー以外の変数について目立った変化は見られない。むしろ注目すべきは、拓銀取引ダミー、格付ダミーの変化である。クロスダミーを追加した式では、拓銀ダミーの有意性は失われ、係数自体も大きく低下している。一方、BC格ダミーは正方向に大きく動き、有意なケースもしばしば生じた（つまり、公開企業での格付ダミーとの表裏の関係がより顕著になった）。そして、クロスダミー自身の係数は有意に負となったのである。

この結果から、拡張前のモデルに得られた拓銀ダミーのマイナス符号は、主として、低格付拓銀取引企業の調達困難に起因するものであったことがわかる。逆に言えば、拓銀緊
表 4—2 拓銀破綻以降の北海道内株式非公開企業における借入動向クロスセクション回帰

借入金增分／総資産97
～1998	～1999	～2000
借入金・資産比率(97年時点)	-0.1574(-4.9762)	-0.1651(-5.2411)	-0.2408(-6.0865)	-0.2462(-6.2129)	-0.3560(-7.8920)	-0.3674(-8.2002)
負債・資産比率(97年時点)	0.0493(1.3289)	0.0578(1.5668)	0.0605(1.2856)	0.0670(1.42)	0.1071(2.0467)	0.1181(2.2756)
売上高増加率(97～)	0.0060(0.1838)	0.0103(0.3181)	0.0043(0.119)	0.0064(0.1758)	0.1467(4.0734)	0.1466(4.1139)
税引後利益累積額/総資産97	-0.7957(-4.4688)	-0.7681(-4.3443)	-0.4231(-3.2896)	-0.4124(-3.2086)	-0.2837(-3.2449)	-0.2803(-3.2398)
社債残高増分/総資産97	-2.6876(-1.0925)	-2.4104(-0.9876)	-0.0595(-0.1021)	-0.0715(-0.123)	-0.3586(-0.5871)	-0.3568(-0.5905)
債券格付ダミ一(B・C格)	0.0118(0.9455)	0.0313(2.1716)	0.0060(0.3826)	0.0207(1.1331)	0.0254(1.446)	0.0550(2.7195)
拓銀取引ダミ一(1位)	-0.0201(-1.777)	-0.0042(-0.3324)	-0.0249(-1.7448)	-0.0128(-0.789)	-0.0272(-1.6954)	-0.0028(-0.1543)
拓銀・BC格付クロスダミ一	-0.0684(-2.6289)	-0.0517(-1.5693)	-0.1048(-2.8684)
回帰の標準誤差	0.0957	0.0948	0.1206	0.1203	0.1352	0.1337
自由度修正済決定係数	0.0894	0.1053	0.1303	0.1342	0.2446	0.2607
標本数	362	362	362	362	362	362

(注) 表中の下段括弧内はt値

紙幅の関係上、省略してあるが、パラメータの推定は、上記変数の他に、切片、及び産業、地域ダミーを含んだ形で行った。

密取引先であっても、優良企業であれば、拓銀破綻後に新たな貸出先を見出すことはそれほど困難ではなかった。困難に直面したのは、拓銀破綻以前から信用面に何等かの問題を抱えていた拓銀緊密取引先企業だったわけである。

### 4.3 調達コストの上昇

クロスダミーによる拡張モデルの結果は（借入需要の落ち込みが低格付の拓銀取引先に集中して生じたと考える合理的理由がない限り）、当該時期における借入動向に供給側の（リスク管理）要因が作用していたことの傍証と考え得る。とはいえ、借入には需要側の要因も作用していることは疑うべくもない。公開企業では、社債・CP動向による需要増大企業の識別を行ったが、非公開企業では社債の発行は例外であり、その活用は望み難い。こうした下で、資金調達環境を探る直接的な手がかりは調達コストである。