企業パ フォーマンスと外部役員派遣

4. 1. パ フォーマ ンス変数 とガヴァナ ンス変数

企業に対す る外部役員派遣 と企業パ フォーマンスの関係 を,多項 ロジッ ト･モデル ( mul t i ‑ nomi a ll ogi tmode l ,以下 MNL) を用いて分析す る. MNLにおける企業の選択肢は,第 2 節 で述べた よ うに,各社有価証券報告書に基づいて確認 された新規役員就任 の有無,お よび就 任 した地位 な どである

9.

なお,銀行 ･企業役員派遣が同時に発生 した場合,①就任地位 が 異なる場合 には高い方 に,②同 じ場合は銀行派遣に分類 した.同時のケースを別個の選択 と 見なす推計 も試みたが,その結果は適宜報告す る.

8広 田 ･宮島

( 1999)

によれ ば,金融危機 に直面 した

( i nt e r e s tc o v e r ag er at i o

が

2

期連続

1

以下の)企業の う ち,銀行介入 を受 けた企業の頻度 は

,90

年代 にな る と明 らかに減少 した.

9

Ⅰ期 においては,観察年 の有価証券報告書が得 られないため,利用可能な最初の有価証券報告書の履歴 を利 用 したケースが少数 ある.

5

企業のパ フォーマ ンスをあらわす変数 の うち,まず銀行の利益 に関わる変数 として,総資 産借入比率 BA ,売上高営業利益率 ORR ,総資本利益率 ROA ,支払営業利益 と利子支払の比 ( i n t e r e s tc o v e r a g er a t i o)I CR , I CR が 1 以下の場合 1 をとるダ ミー I CRD を使用す る･ BA は銀行の企業‑の コミッ トを, ORR,ROA は企業の事業パ フォーマ ンスをあらわす. I CR , I CRD は金融危機 の代理変数 である.また,株主の利益 をあ らわす変数 として投資収益率 RR Sを使用す る.以上の企業の収益性指標 のほかに,企業の成長性 をあ らわす売上高成長

率 SR も追加 した.これ らパ フォーマンス変数 の うち RRS 以外は 日本開発銀行財務データ ･ ベースか ら得, RR Sは期末株価 を利用 して独 自に算 出 した.

高度成長の出発点で既に企業 ･ 銀行間の相対的関係がほぼ形成 されていた,とい うのが我々 の理解である ( 宮島 1 9 9 6 ) ･そ こで,企業のガバナ ンス構造をあ らわす変数 としては,強い MB 関係,お よび経営に影響力 を行使 しうるブロック ･ホル ダ ( BH) の存在 の有無をあ らわ す ダ ミーを導入 した.前者は , 『会社 四季報』取引銀行覧の筆頭 に記載 された銀行が,観察年 の前年末に,①企業の借入先お よび,②株主 として ともに 1 位の場合 1 をとるダミー MBDl であ り,このダミーの設定の仕方は, Ka nga ndShi vs a da ni( 1 99 5 ) と同じである･もっとも,

この与え方は,②の条件が強いため度数が低い.そこで,条件 を緩 め,銀行 中持株 1 位 の条 件 を満た した企業 に 1 を与 えるダ ミー変数 MBD2 も作成 した.以下では, MBD lと MBD2

を区別 しない文脈 においては, MBD と書 く.

BH については,わが国商法が,保有比率 1 0 % 以上に少数株主権者の重要な権利 ( 監査役選 任,解散,帳簿閲覧請求権,更生手続 き開始 の申立て等)を与 えている点に注 目して, MBD

と同様 に交代観察年 の前年 に,事業法人が企業の発行済株式の 1 0 % 以上株式を保有 した場合 1 をとるダ ミー変数 BHD を作成 した

10

.以上の変数の基本統計量は表 3 に要約 されている.

一 表 3 a bouthe r e‑

4. 2. 多項 ロジッ ト･モデル:パネルデー タへの適用

企業‑の役員派遣 な どの選択肢 ( 派遣 な し,銀行か ら派遣,関連会社か ら派遣な ど)の個 数 を J として,企業 摘 ミ 時点 t において選択肢 jを選択す る確率が,

∫

pj( xi t , ai ) ‑ P( yi i ‑ 抽 i )

‑

Si j t /∑s ん = 1

^{ihi, lo}

^{gs i j i‑ a i･廟 ( 1 )}

で与えられ る と仮定す る. ここで, yi t は選択肢 j が選択 され ることを yi i‑jとしてあ らわ す変数, xi i は外部役員派遣な どの決定要因 ( パ フォーマンス ･ガバナ ンス変数)のベ ク トル, aiは企業固有効果項, b j はパ ラメタである･なお, xi t には定数項 としての 1 が含 まれてい

1 0 Mor c kandN

i

kamur a( 1 999) は,他にも,わが国企業のガバナンス面の重要な特徴の 1 つ として,多 くの 企業が水平的な

6

大企業集団の一員 ( 系列企業)であることを考慮 して,系列企業か否かをあらわす ダ ミーを設 定 しているが,このダ ミーは ,( i ) 系列の規定に唆昧 さがあること ,( i i ) 系列の特性は MB と BH としての特性 に解消できることの

2

点か ら,ここでは利用 しない.また,社長が

3%

以上の株式保有す る場合 に

1

をとる企業 家型企業 を示す ダ ミー変数 も考慮 したが,高度成長期後半以降無視 してよい度数 ( 最大 でも 4 社)となるので, 計測には含 めなかった.

6

る･ このモデル をパネル多項 ロジッ ト･モデル ( PMNL) と呼ぶ･上式で与 えられ るモデル を各時期区分のデー タ ･セ ッ ト( 1 0 2 社 ×5 年 ‑51 0 観察点)に適用 し,企業固有効果を固定 効果 として扱 う条件付 き最尤法 ( Chambe r l a i n1 980 ) によりパ ラメタを推定す る

11･

さて, MNLにおける係数パ ラメタ b j は,b j ≧0 であることが選択確率 pj( 3 : i t , ai )の増加 を必ず しも意味 しない とい う意味で,その解釈が容易ではない.そのため,係数パ ラメタ b j だけでな く,選択確率 pj( xi i , ai )‑の 3 : i i の限界効果 apJ ･ ( a , i t , a i ) / ∂a , i t に注 目して計測結果を 解釈す ることが必要 となる.また,我々の採用す る Cha mbe r l a i n の条件付 き最尤法では,企 業固有効果項 aiが識別 されないため,限界効果 ∂pj( xi i , a i ) / ^{∂xi i} が識別 されない･そ こで, 以下のよ うな手順で分析 を行 った.

( i ) 決定要因の変数すべてを含むモデル を出発点 として,高 めに設定 した有意水準 ( 50 %) で検定を行いなが ら,変数 を削除 してい く ( 我々の仮説 に とって重要な変数 BA , ORR は削除 しない) ･ この変数選択 の手続 きにおいては MNLを用いる･

( i i )選ばれた決定要因の組合せ について PMNLのパ ラメタを推定す る.

( i i i ) 独立同一分布 の仮定を帰無仮説 とした Haus man 検定を行い,仮説が棄却 されなけれ ば ( i ) の推定結果 を用いる･棄却 された場合 には ( i i ) の推定結果 を用いる･

推定結果 については後で詳述す るが,推定 したすべてのモデルについての ( i i i ) の仮説検定 で,独立同一分布 の仮定は棄却 され なかったため,推定結果のほ とん どすべては PMNL で はな く MNLに基づ くものである.なお, Ha us ma n 検定の 自由度 と統計量の値 は,後 で参 照す る推定結果の表 の最下欄 に掲載す る.

以下では独 立同一分布 の仮定に基づ くMNL を採用す るため,企業固有効果項 aiを省略す る･連続変数 と見なせ るパ フォーマンス変数 ( BA,OR R ,I CR,ROA) については,記述のよ

うに,選択確率 pj( 3 7 i i ) を xi t の関数 と見な して偏微分す ることによ り限界効果を求める･一 方ダ ミー変数 として定義 されたものに微分 を用いることはできないので,ダミーが 1 の場合

と O の場合 について選択確率を評価 し,前者 か ら後者 を減 じた確率の差 を限界効果 と呼ぶ.

限界効果の式 に含 まれ る係数パ ラメタ b , ･を推定量 & , ,で置き換 えることにより限界効果の推 定量 とす る.

限界効果は xi tの関数である.その関数 を全 51 0 観察点で評価 し,その平均 によって平均 限界効果の推定量 とす る.以下では特に断 らない限 り,平均限界効果を単に限界効果 と呼ぶ.

また,選択肢番号 j( または選択肢名)と変数名 を用いて,例 えば OR R について,6 3 ･ ( ORR) によ り選択肢 j の選択確率‑の OR R の限界効果 を,6 j( ORR, MBD‑ 1 ) によ りMBD ‑ 1 の ときの選択肢 j の選択確率‑の ORRの限界効果をあ らわす.

1 1 MNL については, Ⅰ I A ( i nde pe nde I I C eO fi r Te l e v a nta lt e mat i v e s ) が含意 され,その仮定が非常に強 く非現 実的であるか も しれない との批判 がある. しか し, HA を含意 しない方法 と比較 して,数値計算が容易 かつ信 頼性が高い,企業固有効果項 を固定効果 として扱 い易 い,選択確率等が識別可能, とい う利点を持つ.そ こで, I I A が非現実的かもしれないことを認めなが らも,本稿では MNL を採用す ることとした.そのため,以下に示 す分析結果 ( 特 に派遣役員 の地位 を考慮 した分析)については,結果 に偏 りを生 じていることもあ り得 る点に注 意す る必要がある.

7

4. 3. 仮説 と推定結果 4. 3. 1. 銀行の役員派遣

銀行の役員派遣はモニタ リング ･インセンテ ィブに基づ くのか 戦後復興期以降,主 として 銀行借入 を中心 に資金調達 を進 めてきた企業は,各観察年以前に銀行 と一定の関係 を持つ.

これ までの理解 は, こ うした借入依存の強い関係の もとで,銀行の役員派遣 ( OEB) は,企 業に対す るモニタ リング ･インセンティブに基づ くと想定 してきた.この見方の当否,ある いは歴史的な妥当性 を吟味す ることが ここで第 1 の課題である.テス トされ るべ き仮説は, 以下の通 りとなる.

HB1‑ 1 0EB は銀行のモニタリング･ インセンティブに基づき, 6 ｡ E B( ORR) < 0, 6 . E B( I CR) <

0 ,∂ ｡ E B( I CRD) > 0,∂ ｡ E B( BA) > 0 である･

HB1‑ 2 0EB は銀行の人的資源政策 に基づ き, 古 ｡ E B( ORR)≧0 ,む しろ BA についてのみ

∂ ｡ E B( BA) > 0 である･

計測結果 を要約 した表 4 ‑ 1 によれば, OEB に対す る,売上高営業利益率 OR R の係数は,

Ⅴ 期 を除けば負であ り, さらに,Ⅰ期以外は 5% 水準で有意である.表 4 ‑ 2 で, OEB に対す る OR R の限界効果 ∂ ｡ E B( ORR) を見れば, Ⅰ Ⅰ期の P 値 はやや大きいが,外部者 の就任な し ( OEN) に対す る ORR の限界効果 ∂ ｡ E N( ORR) が Ⅰ Ⅴ 期まで 1 0 % 水準で有意であった･ただ

し, Ⅴ 期では ORR の限界効果は意外なことに有意に正 となる.以上の結果は, ORR を ROA に代 えて もまった く同 じである ( 表 5. 同表 には, ORR を,他の変数 に代 えた計測結果の う ち,それぞれの限界効果のみが報告 されている) ･ さらに,金融危機 に陥った場合 に銀行役 員の就任確率が上昇す るとい う関係 をテス トす るために, I CR,I CRD に注 目すれば,その 関係は,Ⅰ期か ら明確であること, Ⅰ Ⅰ Ⅰ期 にいずれの限界効果 も最 も ( 絶対値が)大きい こと,

Ⅰ Ⅴ 期には,限界効果の絶対値が低下 し, Ⅴ 期 には有意性 を失 うことが確認 され る.

‑ 表 4,5abo uthe r e‑

もっとも,以上の点は, Ⅴ 期の結果を除けば,これまでの指摘をシステマティックに確認 した にとどまる.そこで, OEB に対する ORR の限界効果を,歴史的にやや立ち入ってみれば , Ⅰ期 で低 く, Ⅰ Ⅰ期で上昇 した後 ,Ⅰ Ⅰ Ⅰ期に最大値を示 し ,Ⅰ Ⅴ 期には Ⅰ Ⅰ期 とほぼ同水準に低下 した.い ま, OR Rが 2 標準偏差変化 した場合の OEB の確率変化 ( 2×( ORR の標準偏差) ×l ∂ ｡ E B( ORR) I を ｢ 弾力性｣ と呼ぶ とすれば,これは Ⅰ期では 2 . 4%であったのに対 して, Ⅰ Ⅰ期には 4 % , Ⅰ Ⅰ Ⅰ 期 には 1 1 . 4% に上昇 して ピー クを示 し, Ⅰ Ⅴ 期 に 4. 6 % に低下 した.

Ⅰ期に I 6 ｡ E B( ORR) l が小 さかったのは,その時期の OEB が銀行のモニタ リング ･インセン ティブのみに基づいていなかったこと示唆す る.例 えば, 1 9 6 2 年 にソニーでは財務 の専門家

を三井銀行か ら招碑 したことが知 られている (ソニー 1 9 8 6 ) ･他方 ,I V 期以降の I 6 . E B( ORR) I が低下 した ことは,我が国企業が成熟化 し,多額の含み資産を蓄積 した とい う事実 と整合的 であろ う,短期的な収益の悪化がただちに金融危機 に繋がる企業が減少 したのである. 8 0 年 代を対象に銀行の役員派遣の経営の規律機能を報告 してきたこれまでの研究 との関係で言 え

8

ば,これ らの研究は, OEB に対す るパフォーマ ンス ( ORR) の限界効果の低下 した局面を捉 えた ことを意味す る･そ して, 9 0 年代 には, ∂ ｡ E B( ORR) の絶対値 は小 さい ものの,有意に 正 となった.銀行出身者は,相対的にパ フォーマンスの高い企業に就任 していたことになる.

他方, OEB に対す る借入総資産 ( BA) の係数 は, P 値 は大 きい ものの正である･ これを 限界効果 でみれ ば,Ⅰ Ⅰ期 を除けばいずれの時期 も正で,ほぼ 10% 水準で有意である.限界 効果 古 ｡ E B( BA) は Ⅰ期 に大 きく,Ⅰ Ⅰ期か ら Ⅰ Ⅰ Ⅰ期 に低下 した後,Ⅰ Ⅴ期以降上昇 している･Ⅰ Ⅰ Ⅰ 期の OEB の BA に対す る弾力性 は 1 . 4%にとどまるが, Ⅴ 期は 2. 8%に上昇 した.もっとも, BA は ORR とは異なって短期的には変動の小 さい変数であるか ら,ここでは, BA の派遣な

し ( OEN) の選択確率に対す る限界効果 にも注 目すべ きであろ う･この

6.EN

( BA) を見ても,

Ⅰ , Ⅴ期 に大きい･既述の仮説 との関係で言 えば, Ⅴ 期 には 古 ｡ E B( ORR) ≧ 0となるのに対 し て, 8 . E B( BA) が上昇 していることが注 目され るべきである･この結果は, OEB がモニタリ ング ･インセンティブよ りも,銀行の人的資源配分インセンティブに基づ くとい う HBl ‑ 2 と 整合的である.銀行は,交渉力の強い企業に役員を派遣 し, BA の高い,つま り高いデ フォ ル ト･リスクに直面す る企業が, この派遣 を受 け入れた. OEB の決定要因が 9 0 年代 に入っ て変化 した ことを示唆す る計測結果である.

状態依存 ガバナ ンス仮説が もっともワーク したのはいつか 宮島 ( 1 998) で も注 目した よ う に,我が国の企業 ･銀行間の負債契約 の特質 として,負債契約 が ある種 の救済オプシ ョン を備 えていることが指摘 されている ( Aoki1 994) ･通常の負債契約 では,債務不履行の状態 に陥った とき経営権 の移転 とい う形でモニタが行使 され る ( 債権者 と内部者 との間のコン ト ロール権 の移転が ones t a ge ) 1 2 .他方,我が国の企業 ･銀行間の負債契約の特徴は,産 出量 が著 しく低 く,清算が問題 となる領域 と,収益が十分高 く内部者 によるコン トロール権が帰 属す る領域 との間に,収益がある闇値以下に低下 し, MBがモニ タを強めると同時に救済に あた る ( c ont r ol 権の移転が t wos t age) とい うMB領域が固有 に存在す る点にある･

以上の仮説を役員派遣 の角度か らテス トす るために,ここでは, OEB の地位 に注 目す る. ･ これまでの研究は,外部派遣者の地位 の差を無視 して,新規 の派遣 を同一視 した計測 を試 みてきた･例 えば,Mor c kandNakamur a( 1 999) は監査役以上の地位 の新規派遣役員 を一 括 して, Kapl anandMi nt on( 1 994) は ( 銀行 ･企業派遣 を区別 しているものの)地位 につい ては取締役以上 を一括 して同一の役員派遣 と見な して分析 した. しか し,歴史的にみれば, 1 950 年代か らすでに取締役会の形骸化が進展 してお り,1 950 年代後半には,各企業 とも取 締役会 メンバーの増加 の結果,常務以上の役職か らなる常務会が結成 されて,この常務会が 実質的な意思決定に当たった といわれ る ( 経済同友会 1 961 ,ヒル シュマイヤー ･由井 1978) ･

さらに,1960 年代後半か ら,企業規模 の増大の結果,常務会です ら形骸化が進み,経営の 実質的決定機 関 としては,専務以上のメンバーを中心 とする経営会議が重要 となった.

以上の事実を考慮 して,①経営を矯正 し得 る地位‑の就任 ( OEBU) と②情報収集のみに 寄与 し得 る地位‑の就任 ( OEBL) とを, 2 種類 の異なる役員就任 と見な した推計 を試み る･

12フォーマル な定式化 は,

Ag i ho na ndBo l t o n( 1 9 92)

によって与 え られ ている.

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ドキュメント内 日本企業 システム d j i 2 0 世紀史 ; (ページ 62-71)