グローバル化と中小製造業の選択
ミクロデータから「境界線の企業を見る」

2021年11月20日
伊藤公二（RIETI）

目次
I

導入（序章）II 中国・ASEAN諸国・EPA締約国からの輸入の影響（第１章・第２章）
III 輸出開始事業所の属性（第３章、第４章）
IV 分業と輸出開始（第５章）
V 輸出からの撤退（第６章）
VI 分析から得られる含意（第７章）

I 導入（序章）１．問題意識 日本は、2000年代以降、成長する世界経済の活力を取り込むことを経済政策における一大目標と定め、経済連携協定（Economic Partnership
Agreement, EPA）等の締結により、貿易自由化を推進（FTA締結の世界的な潮流に対応）。
2000年代 二国間EPA中心
2010年代 多国間EPA（日ASEAN, 日EU, TPP11, RCEP等）

 一方、2010年代に入ると世界では反グローバリズムの機運が上昇。
例．英国のEU離脱、米国のTPP離脱、米中貿易戦争、移民を巡る議論【教訓】 ①貿易自由化政策の推進は、国民の理解が不可欠。
②国民の理解を得るには、定量的な評価とそれに基づく政策対応を提示する必要あり。
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１．問題意識 日本では、反グローバリズムの機運は高まっていないが、国民の理解の下に貿易政策を推進するには定量的な評価の重要性は以前にも増して高まっている。
 そこで、本書はその試みとして、ＥＰＡ等により貿易自由化が進展した2000
年代において、製造業にどのような影響が生じたか、ミクロデータを利用して分析を行う。

5２．分析対象～境界線の企業
 日本の製造業には従業者数４人以上の事業所が20万以上あり、全てを分析対象とするのは困難。
 ここでは、Melitz (2003)等を参考に、貿易自由化によって大きな行動変化を迫られると考えられる、①輸入により市場から退出する企業，②輸出を開始する企業，の2つの企業群、すなわち「境界線の企業」を分析対象とした。

資料：Melitz (2003), Bernard et al. (2007) を基に作成。

6

３．使用するデータ
 1990年代以降、ミクロデータを利用して企業・事業所の国際活動を分析す
る研究は豊富な蓄積あり。生産性が高く、規模の大きい一部の企業だけが海外市場にアクセスできることが明らかに。
 一方、中小企業、特に従業者数で50人を下回る企業は研究対象から外れていることが多く、輸出活動には未解明な点も多い。
製造業の事業所数の推移

 貿易自由化の影響を受けやす
いのは中小企業と思われるため、従業者数４人以上の事業所を対象とした全数調査である経済産業省『工業統計調査』を使用。
 サンプル数は20万～35万／年。
 期間：２０００～２０１０年（分析により調査期間を変更）。
資料：工業統計調査を基に作成。

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４．本書の構成
序 章 処方箋のための実証研究を目指して ― 本書の狙いと構成
第１章 東アジアからの輸入と国内企業の競合― 中国・ASEAN 諸国からの輸入が製造業に及ぼす影響
第２章 経済連携協定（EPA）は国内企業に何をもたらしたか― EPA 締約国からの輸入が製造業に及ぼす影響
第３章 輸出の自己選択仮説 ― 輸出開始事業所の特徴
第４章 輸出の学習効果 ― 輸出開始と事業所の成長
第５章 分業と事業所の輸出― 独立本社・複数事業所の設立と輸出開始の関係
第６章 輸出市場からの撤退 ― 輸出撤退事業所の属性の分析
第７章 一層の経済のグローバル化に向けて― 本書の分析から得られる政策的含意と企業への提言
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II 中国・ASEAN諸国・EPA締約国からの輸入の影響（第１章・第２章）

１．問題意識 日本の輸入の国別構成を見ると、2000年代以降中国及びASEANから輸入が着実に増加。

相手国・地域別輸入額の推移

資料：RIETI-TIDより作成。

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１．問題意識 これらの国・地域からの輸入品は加工品・部品・資本財にシフト。日本の製造業と競合している可能性あり。
中国からの輸入の品目構成

ASEANからの輸入の品目構成

資料：RIETI-TIDより作成。

11

１．問題意識 また、２０００年代より経済連携協定（Economic Partnership Agreement,
EPA）を通じ貿易・投資について一層の自由化を企図。2000年代半ばより
EPA締結国からの工業製品輸入が徐々に拡大。
 そこで、ここでは2000年代の日本の製造業の事業所を対象として、外国企業・輸入品の増加が、国内の製造業の事業所に及ぼした影響（市場からの退出、雇用、賃金）について分析することとする。

12

２．先行研究（１）Bernard, Jensen and Schott (2006)：低賃金国からの輸入が事業所の退出に及ぼす影響
 20世紀後半、米国の製造業は長期的に縮小。特に、低賃金国からの輸入増に着目（米国の関税削減→低賃金国からの輸入増加→労働集
約的な業種に影響）。
 米国統計局のLongitudinal Research Databaseの事業所パネルデータを利用し、輸入浸透率が事業所の存続、雇用に及ぼす影響を調査。
 輸入の指標として、産業別の輸入浸透率の概念を提案。低賃金国 𝐿𝐿から産業 𝑖𝑖 に輸出された製品が産業 𝑖𝑖 の市場に浸透する度合いを産
業浸透率 𝐿𝐿𝐿𝐿𝐿𝐿𝐿𝐿𝐿𝐿𝑖𝑖𝑖𝑖 とし、以下のように定義。
𝐿𝐿𝐿𝐿𝐿𝐿𝐿𝐿𝐿𝐿𝑖𝑖𝑖𝑖 =𝑀𝑀𝑖𝑖𝑖𝑖𝐿𝐿

𝑀𝑀𝑖𝑖𝑖𝑖 + 𝑄𝑄𝑖𝑖𝑖𝑖 − 𝑋𝑋𝑖𝑖𝑖𝑖

𝑀𝑀𝑖𝑖𝑖𝑖𝐿𝐿 ：低賃金国 𝐿𝐿 から産業 𝑖𝑖 への輸入
𝑀𝑀𝑖𝑖𝑖𝑖 ：産業 𝑖𝑖 の輸入
𝑄𝑄𝑖𝑖𝑖𝑖 ：産業 𝑖𝑖 の産出
𝑋𝑋𝑖𝑖𝑖𝑖 ：産業 𝑖𝑖 の輸出

 低賃金国からの輸入浸透率の上昇は廃業率を押し上げる効果あり（浸透率が１％上昇すると廃業率は3.5～6.6％上昇）。雇用成長率を引き下げる効果もあり。
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 その後、各国で低賃金国からの輸入の影響について、輸入浸透率を利用した分析が実施される。
Fernandes (2007)：輸入浸透率と生産性の関係（コロンビア）
Xu (2012)：輸入浸透率と財務指標（負債比率）の関係（米国）
Auer=Degen=Fischer (2013) ：輸入浸透率と価格の関係（欧州） 日本における輸入の影響の分析
乾・枝村・松浦（2011）：低所得国からの輸入浸透率の上昇は事業所退出確率を押し上げ、従業者変化率を引き下げる効果あり。
Mayda et al. (2012) ：同様の効果を確認
 ここでは、低賃金国ではなく、中国、ASEAN諸国、EPA締約国に焦点を当て、事業所退出確率、雇用変化率、賃金変化率への影響を分析する。
14

３．分析手法(1) 輸入浸透率の計算①中国、ASEAN諸国からの輸入の影響を分析する場合、以下の３つの輸入浸透率を計算。
中国の輸入浸透率
𝐼𝐼𝐼𝐼_𝐶𝐶𝐶𝐶𝑗𝑗𝑗𝑗

𝐼𝐼𝐼𝐼𝐼𝐼𝐼𝐼𝐼𝐼_𝐶𝐶𝐶𝐶𝑗𝑗𝑗𝑗 = 𝐼𝐼𝐼𝐼 +𝑄𝑄 −𝐸𝐸𝐸𝐸
𝑗𝑗𝑗𝑗

𝑗𝑗𝑗𝑗

𝑗𝑗𝑗𝑗

ASEAN諸国の輸入浸透率

𝐼𝐼𝐼𝐼_𝐶𝐶𝐶𝐶𝑗𝑗𝑗𝑗 ：t年の業種j における中国からの輸入額
𝐼𝐼𝐼𝐼𝑗𝑗𝑗𝑗：t年の業種j における輸入額
𝑄𝑄𝑗𝑗𝑗𝑗：t年の業種j における生産額（製造品出荷額等）：t年の業種j における輸出額
𝐸𝐸𝐸𝐸𝑗𝑗𝑗𝑗

𝐼𝐼𝐼𝐼_𝐴𝐴𝐴𝐴𝐴𝐴𝐴𝐴𝐴𝐴𝑗𝑗𝑗𝑗
𝐼𝐼𝐼𝐼𝐼𝐼𝐼𝐼𝐼𝐼_𝐴𝐴𝐴𝐴𝐴𝐴𝐴𝐴𝐴𝐴𝑗𝑗𝑗𝑗 =𝐼𝐼𝐼𝐼𝑗𝑗𝑗𝑗 + 𝑄𝑄𝑗𝑗𝑗𝑗 − 𝐸𝐸𝐸𝐸𝑗𝑗𝑗𝑗

𝐼𝐼𝐼𝐼_𝐴𝐴𝐴𝐴𝐴𝐴𝐴𝐴𝐴𝐴𝑗𝑗𝑗𝑗 ：t年の業種j におけるASEAN諸国からの輸入額その他の国・地域の輸入浸透率
𝐼𝐼𝐼𝐼_𝑅𝑅𝑅𝑅𝑅𝑅𝑗𝑗𝑗𝑗
𝐼𝐼𝐼𝐼𝐼𝐼𝐼𝐼𝐼𝐼_𝑅𝑅𝑅𝑅𝑅𝑅𝑗𝑗𝑗𝑗 =𝐼𝐼𝐼𝐼𝑗𝑗𝑗𝑗 + 𝑄𝑄𝑗𝑗𝑗𝑗 − 𝐸𝐸𝐸𝐸𝑗𝑗𝑗𝑗

𝐼𝐼𝐼𝐼_𝑅𝑅𝑅𝑅𝑅𝑅𝑗𝑗𝑗𝑗 ：t年の業種j における中国・ASEAN諸国以外の国・地域からの輸入額15(1) 輸入浸透率の計算②EPA締約国からの輸入の影響を分析する場合、以下の２つの輸入浸透率を計算。

EPA締約国の輸入浸透率
𝐼𝐼𝐼𝐼_𝐸𝐸𝐸𝐸𝐸𝐸𝑗𝑗𝑗𝑗

𝐼𝐼𝐼𝐼𝐼𝐼𝐼𝐼𝐼𝐼_𝐸𝐸𝐸𝐸𝐸𝐸𝑗𝑗𝑗𝑗 = 𝐼𝐼𝐼𝐼 +𝑄𝑄 −𝐸𝐸𝐸𝐸
𝑗𝑗𝑗𝑗

𝑗𝑗𝑗𝑗

𝑗𝑗𝑗𝑗

𝐼𝐼𝐼𝐼𝐼𝐼𝐼𝐼𝐼𝐼_𝐸𝐸𝐸𝐸𝐸𝐸𝑗𝑗𝑗𝑗 ：t年の業種j におけるEPA締約国
からの輸入

EPA非締約国の輸入浸透率
𝐼𝐼𝐼𝐼_𝑂𝑂𝑂𝑂𝑂𝑂𝑗𝑗𝑗𝑗
𝐼𝐼𝐼𝐼𝐼𝐼𝐼𝐼𝐼𝐼_𝑂𝑂𝑂𝑂𝑂𝑂𝑗𝑗𝑗𝑗 =𝐼𝐼𝐼𝐼𝑗𝑗𝑗𝑗 + 𝑄𝑄𝑗𝑗𝑗𝑗 − 𝐸𝐸𝐸𝐸𝑗𝑗𝑗𝑗

𝐼𝐼𝐼𝐼𝐼𝐼𝐼𝐼𝐼𝐼_𝑂𝑂𝑂𝑂𝑂𝑂𝑗𝑗𝑗𝑗 ：t年の業種j におけるEPA締約国
以外の国からの輸入

16

(2) 事業所退出確率、従業者数変化率、賃金変化率の影響の分析
 以下の式を通常のロジットモデル、固定効果モデルにより推計する。また、
操作変数法による推計も行う。

①中国、ASEAN諸国からの輸入の影響を分析する場合（2001～2010年）
𝑌𝑌𝑖𝑖𝑖𝑖𝑖𝑖 = 𝑿𝑿𝑖𝑖𝑗𝑗𝑡𝑡−1 𝛽𝛽 + 𝛾𝛾1 𝐼𝐼𝐼𝐼𝐼𝐼𝐼𝐼𝐼𝐼_𝐶𝐶𝐶𝐶𝑗𝑗𝑗𝑗−1 + 𝛾𝛾2 𝐼𝐼𝐼𝐼𝐼𝐼𝐼𝐼𝐼𝐼_𝐴𝐴𝐴𝐴𝐴𝐴𝐴𝐴𝐴𝐴𝑗𝑗𝑗𝑗−1+ 𝛾𝛾3 𝐼𝐼𝐼𝐼𝐼𝐼𝐼𝐼𝐼𝐼_𝑅𝑅𝑅𝑅𝑅𝑅𝑗𝑗𝑗𝑗−1 +𝛿𝛿𝑖𝑖 + 𝑦𝑦𝑦𝑦𝑦𝑦𝑦𝑦 + 𝑖𝑖𝑖𝑖𝑖𝑖𝑖𝑖𝑖𝑖𝑖𝑖𝑖𝑖𝑖𝑖 + 𝑢𝑢𝑖𝑖𝑖𝑖𝑖𝑖：被説明変数（事業所の退出を示すダミー変数 𝐸𝐸𝐸𝐸𝐸𝐸𝐸𝐸𝑖𝑖𝑖𝑖 ,従業者数変化率 𝑙𝑙𝑙𝑙𝑖𝑖𝑖𝑖 , 賃金変化率 𝑤𝑤𝑤𝑤𝑖𝑖𝑖𝑖 ）𝑿𝑿𝑖𝑖𝑗𝑗𝑡𝑡−1 : 事業所の特性を示す変数（全要素生産性又は労働生産性,
従業者数, 資本労働比率, 輸出ダミー）
𝛿𝛿𝑖𝑖: 事業所の固定効果
𝑦𝑦𝑦𝑦𝑦𝑦𝑦𝑦：年ダミー𝑖𝑖𝑖𝑖𝑖𝑖𝑖𝑖𝑖𝑖𝑖𝑖𝑖𝑖𝑖𝑖 ：業種ダミー
𝑌𝑌𝑖𝑖𝑖𝑖𝑖𝑖②EPA締約国からの輸入の影響を分析する場合（2006～2010年）
𝑌𝑌𝑖𝑖𝑖𝑖𝑖𝑖 = 𝑿𝑿𝑖𝑖𝑗𝑗𝑡𝑡−1 𝛽𝛽 + 𝛾𝛾1 𝐼𝐼𝐼𝐼𝐼𝐼𝐼𝐼𝐼𝐼_𝐸𝐸𝐸𝐸𝐸𝐸𝑗𝑗𝑗𝑗−1 + 𝛾𝛾2 𝐼𝐼𝐼𝐼𝐼𝐼𝐼𝐼𝐼𝐼_𝑅𝑅𝑅𝑅𝑅𝑅𝑗𝑗𝑗𝑗−1+𝛿𝛿𝑗𝑗 + 𝑦𝑦𝑦𝑦𝑦𝑦𝑦𝑦 + 𝑖𝑖𝑖𝑖𝑖𝑖𝑖𝑖𝑖𝑖𝑖𝑖𝑖𝑖𝑖𝑖 + 𝑢𝑢𝑖𝑖𝑖𝑖𝑖𝑖

17 推計は、①従業者数30人以上の事業所、②①のうち従業者数300人以下の中小事業所、③①のうち単独事業所、④従業者数４人以上の事業所に分けて実施。④については、従業者規模を５つに区分した推計も実施。
（本日は①、④の結果を紹介。）
注：事業所の市場からの退出の定義• 調査期間最終年に回答した企業は存続とみなす。
• 連続した２つの年に回答していれば存続とみなす。
• 無回答の年が確認されればその前年に市場を退出したとみなす。
• 以上の情報を基に、事業所 𝑖𝑖 の退出を示すダミー変数𝐸𝐸𝐸𝐸𝐸𝐸𝐸𝐸𝑖𝑖𝑖𝑖 を作成。
𝐸𝐸𝐸𝐸𝐸𝐸𝐸𝐸𝑖𝑖𝑖𝑖 =0 ： t+1 年に事業所のデータが存在しない
1 ： t+1 年に事業所のデータが存在する

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４．使用するデータ
 事業所データ：経済産業省「工業統計調査」
期間：２０００～２０１０年
対象： ①従業員数30人以上（甲票）の製造業事業所②従業員数４人以上（甲票・乙票）の製造業事業所※①については資本のデータがあるので、全要素生産性を説明変数とする。
②については資本のデータを毎年調査していないので、
労働生産性を説明変数とする。
退出を計測するためアンバランスド・パネルを利用。

19

 輸入浸透率のデータ• 輸入額・輸出額のデータについては、World Bank “World Integrated
Trade Solution”データベースより、２０００～２０１２年の日本の国別輸入額（関税番号６桁分類）をダウンロード。「平成23年（2011年）産業連
関表－貿易統計コード対応表 」を利用して、産業連関表の産業分類に変換した。
• 産業別の生産額については、『工業統計調査』の製造品出荷額等を集計して利用（『平成23年(2011年)産業連関表基本分類－日本標準
産業分類（平成19年（2007年）改定）細分類対応表』を利用し、『工業統計調査』用産業分類番号に対して産業連関表の基本分類コードを割り当て、製造品出荷額等を産業連関表基本分類コードに基づいて集計し、生産額とみなした）。

20

 操作変数• 輸入浸透率と被説明変数の間には逆相関がありうるので、Mayda etal. (2012) の発想にならい、米国の輸入を利用した操作変数法による推計を実施。
• 米国の対中国、対ASEAN加盟国、対EPA締約国、対世界輸入額デー
タを、WITSデータベース より、HSコード（6桁）に従って分類された状態で入手。HSコードの上位6桁は世界共通なので、日本の貿易額と同様の手法で産業連関表の基本分類に従って集計し、個票データに対応させた。

21

５．記述統計（2001～2010年）・輸入浸透率
記述統計
平均

標準誤差

最小値

最大値

変数

標本数

事業所退出確率401,607

0.03

0.18

0

1

従業者数(人）401,607132.71307.243021354

従業者数変化率

389,880

0.01

0.18

-3.20

3.60

従業者１人当たり賃金(万円）

401,607413.04174.0109,826.27

従業者１人当たり賃金変化率

389,865

-0.01

0.21

-4.45

4.52

全要素生産性（対数）392,327

3.55

0.56

-8.38

13.94

資本労働比率（対数）392,531

2.37

0.34

-0.03

4.32

輸出ダミー

401,607

0.12

0.32

0

1

輸入浸透率（中国)

401,607

0.05

0.09

0

0.92

輸入浸透率（ASEAN)

401,607

0.02

0.03

0

0.35

輸入浸透率（その他）

401,607

0.07

0.09

0

0.86

資料：『工業統計調査』より作成。
22

輸入浸透率資料：『工業統計調査』より作成。
23

６．推計結果（１）中国・ASEAN諸国からの輸入の影響①事業所退出確率への影響（従業者数30人以上の事業所）

事業所退出確率の決定要因（従業者数30人以上の事業所）
推計方法
全要素生産性
従業者数• 操作変数法は、輸入浸透率の標準誤差が小さくなっており、内政性バイアスをある程度除去している（以下、操作変数法に基づき解釈）。

資本労働比率
輸出ダミー
輸入浸透率（中国)
輸入浸透率（ASEAN)
輸入浸透率（その他）

[1]
logit
-0.0171[-0.48]-0.2003***[-8.51]-0.3341***[-6.64]0.013[0.27]
1.2732***[5.30]-0.7863[-1.27]-0.3603[-1.56]

輸入浸透率（中国）*全要素生産性
輸入浸透率（中国）*資本労働比率• 中国の輸入浸透率のみ退出確率を引き上げる効果あり（資本労働比率が高い事業所はより退出確率が高まる。
• しかし、限界効果を見ると、その効果は限定的（[3]の場合、仮に中国の輸入浸透率が0％から100％に上昇したとしても、退出確率は2.2％ポイント上
昇するだけ）。
• ASEAN諸国からの輸入は影響を及ぼさない。

輸入浸透率（中国）*輸出ダミー

[2]
logit

[3]
操作変数法

0.0017[0.04]-0.2026***[-8.61]-0.3678***[-6.66]0.041[0.75]
1.4158[1.03]-0.8084[-1.30]-0.3775[-1.64]-0.3738[-1.19]0.5699[1.54]-0.5663[-1.10]-2.5562***[-9.51]-0.0107[-0.34]-0.1865***[-9.25]-0.3214***[-7.36]0.0141[0.33]
1.0308***[5.13]-0.6502[-1.21]-0.2812[-1.39]-1.9873***[-10.16][4]
操作変数法
0.0068[0.20]-0.1890***[-9.36]-0.3580***[-7.42]0.0309[0.64]
0.996[0.84]-0.6820[-1.27]-0.3005[-1.48]-0.3303[-1.20]0.5682*[1.81]-0.3391[-0.75]-1.9512***[-9.39]定数項-2.5812***[-10.08]

年ダミー

Yes

Yes

Yes

Yes

業種ダミー

Yes

Yes

Yes

Yes

標本数
対数尤度

296,038-31714.9

296,038-31712.4

296,038
1291890.7

296,038
1291893.3-0.0004

0.0000-0.00020.0001

限界効果
全要素生産性
従業者数-0.0046-0.0046-0.0039-0.0040

資本労働比率-0.0077-0.0084-0.0068-0.0075

輸出ダミー

0.00030.00090.00030.0007

輸入浸透率（中国)

0.02920.03240.02170.0210

輸入浸透率（ASEAN)-0.0180-0.0185-0.0137-0.0144

輸入浸透率（その他）-0.0083-0.0086-0.0059-0.0063

輸入浸透率（中国）*全要素生産性-0.0086-0.0070

輸入浸透率（中国）*資本労働比率

0.01310.0120

輸入浸透率（中国）*輸出ダミー-0.0130-0.0071

資料：『工業統計調査』より作成。

24

６．推計結果（１）中国・ASEAN諸国からの輸入の影響①事業所退出確率への影響（従業者数4人以上の事業所）• 中国、ASEANの輸入浸透率とも退出確率を引き上げる効果あり。従業者数が4～29人の小規模事業所への影響あり。
• しかし、限界効果を見ると、やはり効果は限定的
事業所退出確率の決定要因（従業者数4人以上の事業所，操作変数法）
４～29人

30～50人

従業者数
51～100人-0.2366***[0.00]-0.4791***[0.01]
0.3397***[0.04]
0.0799[0.19]
0.2574[0.16]-0.0204[0.06]
0.0688***[0.02]-1.0348***[0.32]
0.5132***[0.06]-0.0427[0.03]
0.8850***[0.09]
0.1118[0.11]
4.9003**[1.97]
0.1516[0.94]-0.5692[0.36]-0.3001[0.19]-0.0147[0.87]-7.3781***[0.46]-0.1059***[0.04]
0.8153***[0.09]
0.0735[0.11]
3.4347[2.56]-0.5507[1.10]-0.3958[0.41]-0.1889[0.23]-1.3254[1.07]-7.2010***[0.57]

標本全体
労働生産性
従業者数
輸出ダミー
輸入浸透率（中国)
輸入浸透率（ASEAN)
輸入浸透率（その他）-0.2194***[-52.28]-0.2675***[-36.73]0.3036***[11.14]0.5990***[14.28]0.3261**[2.15]-0.0334[-0.63]

輸入浸透率（中国）*労働生産性
輸入浸透率（中国）*輸出ダミー
定数項
年ダミー
業種ダミー
標本数
対数尤度

-0.063[-1.33]yes
yes-0.2197***[0.00]-0.2679***[0.01]
0.3530***[0.03]
0.5608***[0.17]
0.3363**[0.15]-0.0317[0.05]
0.0063[0.02]-0.7838***[0.25]-0.06[0.05]
yes
yes

yes
yes

yes
yes

yes
yes

101～300人
0.0582[0.05]
0.3676***[0.11]-0.2026*[0.12]-0.3744[4.36]-0.3363[1.50]-0.0426[0.55]
0.1875[0.35]-1.0473[1.21]-8.3281***[0.83]
yes
yes

301人～
-0.2125***[0.08]
0.1155[0.14]-0.0129[0.16]
5.8274[10.19]-1.8103[2.64]-0.8636[0.93]-0.3654[0.71]
1.3278[1.87]-3.7338***[1.43]
yes
yes

1,911,092-366438.93

1,911,092-366433.56

1,567,446-325718.55

126,269-16020.206

114,610-13071.563

77,674-7662.8036

24,332-2053.0485

労働生産性-0.0090-0.0090-0.0111-0.0012-0.00260.0012-0.0034

従業者数-0.0110-0.0110-0.02240.02470.02030.00770.0019

輸出ダミー

0.01250.01450.01590.00310.0018-0.0043-0.0002

輸入浸透率（中国)

0.02460.02300.00370.13670.0854-0.0079

0.0935

限界効果

資料：『工業統計調査』
より作成。

輸入浸透率（ASEAN)

0.01340.01380.01200.0042-0.0137-0.0071-0.0291

輸入浸透率（その他）-0.0014-0.0013-0.0010-0.0159-0.0098-0.0009-0.0139

輸入浸透率（中国）*労働生産性

0.00030.0032-0.0084-0.00470.0040-0.0059

輸入浸透率（中国）*輸出ダミー-0.0322-0.0484-0.0004-0.0330-0.02210.021325

６．推計結果（１）中国・ASEAN諸国からの輸入の影響②従業者数変化率への影響（従業者数30人以上の事業所）
従業者数変化率の決定要因（従業者数30人以上の事業所）• 操作変数法は弱相関検定・内生性検定をクリア（以下、操作変数法に基づき解釈）。
• ASEANからの輸入増加は負の影響を及ぼす（スタンダードな結果）。
• 一方、中国からの輸入増加は従業者数の増加率を引き上げる（[3]の場合、輸入浸透率が10％ポイント
上昇すると従業者数変化率は1.7％上昇）。
• その他の国・地域からの輸入の係
数も正。

[1]
固定効果

[2]
固定効果

[3]
操作変数法

[4]
操作変数法

0.0243***[20.10]-0.4149***[-215.55]
0.0252***[9.40]
0.0062***[3.92]-0.1092***[-9.32]
0.0936***[3.60]
0.0042[0.45]

0.0233***[17.76]-0.4150***[-215.57]
0.0239***[8.50]
0.0044**[2.53]-0.2721***[-4.34]0.1009***[3.86]
0.0044[0.48]
0.0248**[2.04]
0.028[1.47]
0.0405**[2.44]

0.0260***[20.75]-0.4148***[-208.81]
0.0253***[9.19]
0.0055***[3.35]
0.2100***[3.17]-1.8510***[-6.73]1.0871***[9.39]

0.0405***[11.78]-0.4144***[-206.92]
0.0514***[8.96]
0.0066***[3.57]
2.7329***[4.84]-2.0405***[-6.58]1.0952***[9.30]-0.3447***[-4.72]-0.5973***[-5.29]-0.0117[-0.61]

年ダミー

yes

yes

yes

yes

業種ダミー
弱相関検定
内生性検定
標本数

yes

yes

326,445

326,445yes
492.245151.511
326,445yes
376.265
149.503
326,445

推計方法
全要素生産性
従業者数
資本労働比率
輸出ダミー
輸入浸透率（中国)
輸入浸透率（ASEAN)
輸入浸透率（その他）
輸入浸透率（中国）*全要素生産性
輸入浸透率（中国）*資本労働比率
輸入浸透率（中国）*輸出ダミー

資料：『工業統計調査』より作成。

26

６．推計結果（１）中国・ASEAN諸国からの輸入の影響②従業者数変化率への影響（従業者数4人以上の事業所）• ASEANからの輸入増加はほぼ全ての企業群に負の影響。
• 一方、中国からの輸入増加は小規模の事業所に対して従業者数変化率を押し上げる効果あり。
従業者数変化率の決定要因（従業者数４人以上の事業所，操作変数法）
４～29人

30～50人

従業者数
51～100人

0.0540***[17.13]-0.6038***[-770.87]-0.0001[-0.05]0.6779*[1.65]-0.8779***[-5.73]0.6082***[6.58]-0.0811*[-1.78]0.0577**[2.32]

0.0501***[7.23]-0.8177***[-392.67]-0.0115***[-4.02]4.7919***[3.83]-1.7929***[-5.18]1.1504***[6.01]-0.4346***[-3.87]0.1802***[4.71]

0.0550***[5.35]-0.7692***[-318.92]
0.001[0.36]
6.4306***[3.00]-1.3817***[-4.75]
1.1231***[6.67]-0.5579***[-3.08]0.1251***[3.00]

標本全体

労働生産性
従業者数
輸出ダミー
輸入浸透率（中国)
輸入浸透率（ASEAN)
輸入浸透率（その他）

0.0500***[115.98]-0.5388***[-760.97]
0.0081***[6.13]-0.0015[-0.06]-1.1365***[-7.59]0.7140***[10.73]

輸入浸透率（中国）*労働生産性
輸入浸透率（中国）*輸出ダミー

0.0583***[18.79]-0.5388***[-759.28]
0.0021[0.97]
1.0863***[2.60]-1.0308***[-8.49]0.7616***[9.25]-0.1214***[-2.76]0.1463***[3.40]

年ダミー
業種ダミー

yes
yes

yes
yes

yes
yes

yes
yes

yes
yes

弱相関検定
内生性検定
標本数

2101.59311.562,086,934

699.24310.392,086,934

686.22158.091,702,329

70.34
51.64
134,10456.90
109.34
123,047

101～300人-0.0544[-1.15]-0.6788***[-93.27]0.0194**[2.27]-20.7903*[-1.69]-0.7287*[-1.89]0.2673[0.80]
1.5964*[1.69]-0.3487*[-1.77]
yes
yes

301人～
-0.0082[-0.91]-0.5874***[-91.91]0.0089*[1.68]-13.3019***[-4.47]-3.9675***[-4.47]1.8555***[4.94]
0.9107***[4.51]-0.1250**[-1.99]
yes
yes

4.24
65.39
84,367

資料：『工業統計調査』より作成。

33.87
36.59
27,13227

６．推計結果（１）中国・ASEAN諸国からの輸入の影響③賃金変化率への影響（従業者数30人以上の事業所）

賃金変化率の決定要因（従業者数30人以上の事業所）• 操作変数法は弱相関検定・内生性検定をクリア（以下、操作変数法に基づき解釈）。
• 中国からの輸入は賃金変化率を押し下げ、ASEANからの輸入は押し上げる効果がある。
• 賃金と従業者数に及ぼす対称的な影響は、賃金が従業者の変化を反映していると考えれば整合的に解釈できる（賃金＝現金給与総額／
従業者数なので、現金給与総額が固定的であれば賃金は従業者数に反比例する）。

資料：『工業統計調査』より作成。

28

６．推計結果（１）中国・ASEAN諸国からの輸入の影響③賃金変化率への影響（従業者数４人以上の事業所）• 中国，ASEANからの輸入の影響は小規模の事業所に集中して作用。
賃金変化率の決定要因（従業者数４人以上の事業所，操作変数法）
４～29人

30～50人

従業者数
51～100人

0.0109[0.06]-0.1284***[-22.28]0.4280***[298.02]-0.0120***[-2.78]2.0373***[2.70]
0.9409***[3.34]-0.2388***[-2.86]0.1066**[2.35]-0.6029[-1.49]-0.1382***[-9.44]0.4768***[108.50]-0.0009[-0.15]-2.2928[-0.87]1.2970*[1.78]
0.2032[0.86]
0.019[0.24]-0.0595[-0.19]-0.1301***[-6.96]0.4384***[100.10]-0.0019[-0.38]1.5672[0.40]
0.611[1.16]-0.1324[-0.40]0.0596[0.79]

標本全体
労働生産性
従業者数
輸出ダミー
輸入浸透率（中国)
輸入浸透率（ASEAN)
輸入浸透率（その他）-0.168[-1.50]-0.1422***[-195.68]
0.3902***[327.13]-0.0031[-1.41]0.0089[0.20]
0.8406***[3.33]

輸入浸透率（中国）*労働生産性
輸入浸透率（中国）*輸出ダミー-0.0993[-0.72]-0.1304***[-25.10]0.3902***[326.72]-0.0096***[-2.64]1.5601**[2.22]
0.9883***[4.82]-0.1728**[-2.34]0.1696**[2.36]

年ダミー
業種ダミー

yes
yes

yes
yes

yes
yes

yes
yes

yes
yes

弱相関検定
内生性検定
標本数

2094.06
78.70
2,079,783

702.1676.68
2,079,783

685.6662.15
1,695,193

70.35
2.79
134,101

56.86
4.39
123,044101～300人-1.1566**[-2.01]-0.2965***[-3.61]0.4309***[34.21]0.0251*[1.70]-40.1195*[-1.89]1.1071*[1.66]
3.0997*[1.89]-0.6646*[-1.95]
yes
yes

301人～
-0.4396[-0.95]-0.0872***[-7.80]0.3623***[46.03]-0.0022[-0.34]3.7712[1.03]
0.9207[0.84]-0.2459[-0.99]0.022[0.28]
yes
yes

4.25
5.37
84,363

資料：『工業統計調査』より作成。

33.86
1.44
27,12929

６．推計結果（２）EPA締約国からの輸入の影響①事業所退出確率への影響（従業者数30人以上の事業所）

事業所退出確率の決定要因（従業者数30人以上の事業所）
[1]
logit

推計方法
全要素生産性
従業者数
資本労働比率• 操作変数法は、輸入浸透率の標準誤差が小さくなっており、内政性バイアスをある程度除去している（以下、操作変数法に基づき解釈）。

輸出ダミー
輸入浸透率（EPA締約国)
輸入浸透率（非EPA締約国)-0.0777*[-1.66]-0.2730***[-9.11]-0.4659***[-7.51]-0.0625[-1.04]-0.4972[-0.38]0.4883***[2.74]

輸入浸透率（EPA）*全要素生産性
輸入浸透率（EPA）*資本労働比率
輸入浸透率（EPA）*輸出ダミー• EPA締約国の輸入浸透率は退出確率を引き上げる効果なし。
• EPA非締約国からの輸入は退出確率を押し上げるが、限界効果は小さい。

[2]
logit
-0.1017**[-2.06]-0.2749***[-9.17]-0.4424***[-6.74]-0.1063[-1.58]-3.4391[-0.35]0.4513**[2.51]
3.0799[1.56]-3.6664[-1.27]4.3967[1.62]-1.6231***[-5.39][3]
操作変数法-0.0769*[-1.66]-0.2686***[-9.21]-0.4599***[-7.58]-0.062[-1.04]-0.4993[-0.38]0.4851***[2.75]-1.5793***[-5.71][4]
操作変数法-0.1005**[-2.05]-0.2698***[-9.25]-0.4364***[-6.78]-0.1059[-1.60]-3.536[-0.36]0.4488**[2.53]
3.0193[1.56]-3.5357[-1.24]4.3926[1.64]-1.5323***[-5.32]

定数項-1.6600***[-5.68]

年ダミー

Yes

Yes

Yes

Yes

業種ダミー

Yes

Yes

Yes

Yes

標本数
対数尤度

146,483-15508.9

146,483-15505.4

146,483456095.5

146,483456099.0

全要素生産性-0.0016-0.0021-0.0016-0.0020

従業者数-0.0056-0.0056-0.0055-0.0055

資本労働比率-0.0095-0.0091-0.0093-0.0089

輸出ダミー-0.0013-0.0022-0.0013-0.0022

輸入浸透率（EPA締約国)-0.0102-0.0704-0.0102-0.0718

輸入浸透率（非EPA締約国)

0.01000.00920.00990.0091

限界効果

輸入浸透率（EPA）*全要素生産性

0.06300.0613

輸入浸透率（EPA）*資本労働比率-0.0750-0.0718

輸入浸透率（EPA）*輸出ダミー

0.09000.0892

資料：『工業統計調査』より作成。

30

６．推計結果（２）EPA締約国からの輸入の影響①事業所退出確率への影響（従業者数4人以上の事業所）• EPA締約国からの輸入は、従業者数30～300人の事業所の退出確率を低下させる。また、輸入浸透率と労働生産性の交差項が正であり、輸入浸透率が高い業種ほど退出確率は高くなる。
事業所退出確率の決定要因（従業者数4人以上の事業所，操作変数法）

労働生産性
従業者数
輸出ダミー
輸入浸透率（EPA締約国)
輸入浸透率（非EPA締約国)

[1]
標本全体

[2]
標本全体

-0.2281***[-37.44]-0.2569***[-24.40]0.2365***[6.36]
0.1356[0.35]
0.3100***[7.05]-0.2320***[-37.09]-0.2568***[-24.39]0.2404***[5.77]-5.0645***[-2.59]0.3073***[6.99]
0.5752***[2.73]-0.7011[-0.36]-0.2930***[-4.20]

輸入浸透率（EPA）*労働生産性
輸入浸透率（EPA）*輸出ダミー
定数項-0.3264***[-4.76]

[3]

[4]

４～29人

30～50人[5]
従業者数
51～100人-0.2357***[-35.15]-0.4626***[-35.19]0.3031***[5.34]
0.002[0.00]
0.3182***[6.92]
0.0211[0.07]-5.0601[-1.59]0.1844**[2.36]-0.1447***[-4.43]0.9643***[9.14]
0.1583[1.35]-64.0926***[-3.16]
0.4617*[1.93]
5.3475***[3.07]-3.5982[-0.62]-5.5953***[-11.08]-0.1890***[-5.26]0.7512***[7.08]-0.0874[-0.75]-50.6300**[-2.44]0.139[0.51]
4.3240**[2.57]-4.5343[-0.82]-4.7926***[-8.62][6][7]

101～300人

301人～-0.1036**[-2.22]0.3976***[3.46]-0.3980***[-3.19]-50.7235**[-2.21]
1.1131***[3.15]
3.6353**[2.16]
8.7208*[1.93]-5.3503***[-7.83]-0.2077**[-2.21]-0.2217[-1.24]-0.1377[-0.69]-45.3526[-0.93]-1.3221[-1.37]2.3763[0.75]
6.1324[0.77]-14.9621[-0.00]

年ダミー
業種ダミー

yes
yes

yes
yes

yes
yes

yes
yes

yes
yes

yes
yes

yes
yes

標本数
対数尤度

900,5622659554.9

900,5622659558.6

730,9392162045.1

61,931
185774.1

56,192
169334.7

38,869118472.3

12,631
38066.5

労働生産性-0.0093-0.0095-0.0111-0.0036-0.0040-0.0017-0.0005

従業者数-0.0105-0.0105-0.02170.02400.01580.0064-0.0005

輸出ダミー

0.00960.00980.01420.0039-0.0018-0.0065-0.0003

輸入浸透率（EPA締約国)

0.0055-0.20650.0001-1.5967-1.0635-0.8222-0.1079

輸入浸透率（非EPA締約国)

0.0126

限界効果

資料：『工業統計調査』
より作成。

0.01250.01490.01150.00290.0180-0.0031

輸入浸透率（EPA）*労働生産性

0.02350.00100.13320.09080.05890.0057

輸入浸透率（EPA）*輸出ダミー-0.0286-0.2374-0.2374-0.0952

0.14140.014631

６．推計結果（２）EPA締約国からの輸入の影響

従業者数変化率の決定要因（従業者数30人以上の事業所）②従業者数変化率への影響（従業者数30人以上の事業所）

[1]
固定効果

[2]
固定効果

[3]
操作変数法

[4]
操作変数法

0.0164***[9.51]-0.6230***[-197.74]
0.0175***[4.20]
0.0055**[2.26]-0.0924***[-3.35]-0.0555***[-7.02]0.0159***[8.93]-0.6229***[-197.79]
0.0096**[2.27]
0.0063**[2.48]-2.0737***[-9.15]-0.0527***[-6.64]0.0373[0.83]
0.8053***[11.69]-0.0796[-1.22]0.0177***[9.94]-0.6232***[-190.76]
0.0190***[4.39]
0.0042*[1.67]
0.4302***[2.85]
0.6681***[10.46]0.0393***[4.50]-0.6229***[-188.92]
0.0417***[2.93]
0.0122***[4.40]
13.4553**[2.17]
0.6439***[10.01]-2.1827**[-2.55]-2.3138*[-1.72]-0.5358***[-6.65]

年ダミー

yes

yes

yes

yes

業種ダミー

yes

yes

yes

yes

177,6141110.0138.6
177,61499.8
136.4
177,614

推計方法• 操作変数法は弱相関検定・内生性検定をクリア（以下、操作変数法に基づき解釈）。
• EPA締約国、非締約国の輸入浸透率の係数はともに正。輸入が事業所の雇用に補完的に作用していたと考えられる。

全要素生産性
従業者数
資本労働比率
輸出ダミー
輸入浸透率（EPA締約国)
輸入浸透率（非EPA締約国)
輸入浸透率（EPA）*全要素生産性
輸入浸透率（EPA）*資本労働比率
輸入浸透率（EPA）*輸出ダミー

弱相関検定
内生性検定
標本数

177,614

資料：『工業統計調査』より作成。

32

６．推計結果（２）EPA締約国からの輸入の影響②従業者数変化率への影響（従業者数4人以上の事業所）• EPA締約国、非締約国からの輸入が従業者数変化率を押し上げる効果は小規模事業所を中心に観察された。

従業者数変化率の決定要因（従業者数４人以上の事業所，操作変数法）
[1]
標本全体

労働生産性
従業者数
輸出ダミー
輸入浸透率（EPA締約国)
輸入浸透率（非EPA締約国)

0.0346***[53.58]-0.7289***[-652.81]
0.0060***[3.03]
0.2400***[3.49]
0.1770***[7.24]

輸入浸透率（EPA）*労働生産性
輸入浸透率（EPA）*輸出ダミー

年ダミー
業種ダミー

yes
yes

[2]
標本全体

0.0436***[17.60]-0.7284***[-635.85]-0.0044[-1.09]5.9927***[3.49]
0.2382***[6.48]-0.6027***[-3.48]1.1775***[3.10]
yes
yes

[3]

[4]

４～29人

30～50人[5]
従業者数
51～100人

0.0521***[10.97]-0.7884***[-634.78]-0.0140***[-3.05]13.3872***[3.86]
0.2513***[5.03]-1.4483***[-3.85]1.5911***[4.08]

0.0266***[4.73]-0.8929***[-295.97]-0.0066*[-1.65]14.2582**[2.34]
0.4665***[3.65]-1.2678**[-2.33]0.2897[1.31]

0.0314***[5.12]-0.8574***[-249.79]
0.0042[1.04]
19.8953***[2.91]
0.6906***[6.16]-1.6449***[-2.88]0.4478*[1.69]

yes
yes

yes
yes

yes
yes

[6]

[7]

101～300人

301人～

0.0195**[2.51]-0.8084***[-188.53]
0.0092*[1.95]
7.7071[0.87]
0.7095***[5.99]-0.5866[-0.86]-0.5823**[-2.23]
yes
yes

0.563
[0.12]-0.7962***[-4.64]-0.079[-0.10]474.4486[0.11]-2.4323[-0.08]-31.4369[-0.11]
7.0529[0.11]
yes
yes

弱相関検定

7212.1

495.1

190.9

49.2

65.8

60.2

0.006

内生性検定

86.3

89.4

46.0

18.5

59.2

48.0

55.5

1,080,874

1,080,874

870,425

70,79764,97945,747

15,074

標本数

資料：『工業統計調査』より作成。

33

６．推計結果（２）EPA締約国からの輸入の影響③賃金変化率への影響（従業者数30人以上の事業所）• 操作変数法は弱相関検定・内生性検定をクリア（以下、操作変数法に基づき解釈）。
• EPA締約国からの輸入は賃金変化
率を押し上げる効果あり。
• 生産性の高い事業所、資本労働比率が高い事業所は賃金変化率は低くなる。一方、輸出事業所ではより高くなる。
• 非EPA締約国からの輸入は賃金変化率を押し下げる効果あり。

賃金変化率の決定要因（従業者数30人以上の事業所）

[1]
OLS

[2]
OLS

[3]
操作変数法

[4]
操作変数法

-0.0540***[-21.38]
0.3293***[71.31]-0.1120***[-18.28]-0.0159***[-4.43]0.1084***[2.68]-0.0113[-0.98]-0.0519***[-19.90]0.3293***[71.32]-0.1094***[-17.63]-0.0146***[-3.89]1.4784***[4.45]-0.0093[-0.80]-0.2138***[-3.26]-0.2609***[-2.58]-0.0983[-1.03]-0.0557***[-21.70]
0.3322***[70.49]-0.1101***[-17.62]-0.0150***[-4.11]0.6883***[3.17]-0.7038***[-7.64]-0.0088[-0.68]0.3316***[68.06]-0.0354*[-1.68]-0.0157***[-3.83]34.3413***[3.75]-0.7727***[-8.13]-4.6521***[-3.68]-7.6390***[-3.85]0.4388***[3.68]

年ダミー

yes

yes

yes

yes

業種ダミー

yes

yes

yes

yes

177,6111109.986.9
177,61199.8
87.1
177,611

推計方法
全要素生産性
従業者数
資本労働比率
輸出ダミー
輸入浸透率（EPA締約国)
輸入浸透率（非EPA締約国)
輸入浸透率（EPA）*全要素生産性
輸入浸透率（EPA）*資本労働比率
輸入浸透率（EPA）*輸出ダミー

弱相関検定
内生性検定
標本数

177,611

資料：『工業統計調査』より作成。

34

６．推計結果（２）EPA締約国からの輸入の影響③賃金変化率への影響（従業者数４人以上の事業所）• 従業者数300人以下の事業所ではEPA締約国の輸入は賃金変化率を押し上げる効果が観察される（労働生産性の高い事業所では変化率が低下）。労働生産性が低い事
業所ほど輸入との間で強い補完関係がある。
賃金変化率の決定要因（従業者数４人以上の事業所，操作変数法）
[1]
標本全体

労働生産性
従業者数
輸出ダミー
輸入浸透率（EPA締約国)
輸入浸透率（非EPA締約国)-0.1514***[-126.36]
0.4931***[238.52]-0.0072**[-1.96]1.3173***[10.35]0.0266[0.59]

輸入浸透率（EPA）*労働生産性
輸入浸透率（EPA）*輸出ダミー

[2]
標本全体

-0.1092***[-23.00]
0.4956***[226.12]-0.0658***[-8.57]28.4700***[8.63]
0.3108***[4.41]-2.8450***[-8.57]6.4051***[8.81]

[3]

[4]

[5]
従業者数

[6]

[7]

４～29人

30～50人

51～100人

101～300人

301人～-0.0819***[-8.06]
0.5242***[199.36]-0.0633***[-6.50]49.8881***[6.72]
0.5066***[4.76]-5.3868***[-6.70]5.6473***[6.81]-0.0867***[-6.10]0.5195***[68.08]-0.0113[-1.11]52.7529***[3.43]
0.7141**[2.21]-4.7031***[-3.42]
1.8414***[3.29]-0.1040***[-8.26]
0.4879***[69.14]-0.0280***[-3.36]57.4780***[4.09]
0.2046[0.89]-4.7933***[-4.09]2.2907***[4.20]-0.0867***[-6.02]0.4867***[61.07]-0.0229***[-2.62]75.8950***[4.62]
0.1245[0.57]-5.8186***[-4.61]1.7706***[3.66]

2.8762[0.11]
0.335[0.35]-0.505[-0.11]2651.1656[0.11]-20.4888[-0.11]-175.3652[-0.11]41.1155[0.11]

年ダミー

yes

yes

yes

yes

yes

yes

yes

業種ダミー

yes

yes

yes

yes

yes

yes

yes

弱相関検定

7186.8

492.4

188.8

49.2

65.8

60.2

0.006

内生性検定

103.4

104.7

60.3

14.3

31.8

28.8

5.3

1,077,795

1,077,795

867,349

70,79664,97945,745

15,074

標本数

資料：『工業統計調査』より作成。

35

７．まとめ 中国からの輸入については、事業所退出確率に与える影響は限定的であった。
従業者数変化率を押し上げる効果が観察され、補完的な関係が顕著である。
 また、EPA締約国からの輸入についても、製造業の雇用や賃金を押し上げる効
果が観察され、補完関係を示す結果が得られた。
 こうした輸入品との補完関係は、日本の製造業を巡る国際的な生産・貿易構造の変化によってもたらされたと考えられる（日本の製造業がアジアを中心に国際的な生産工程の細分化を進めた結果、輸入品は、海外からの競合品の流入という側面より、事業活動に必要な中間財・最終財の移送という側面がより強くなった）。
 EPA締約国との間の補完関係の成立には、EPAの締結を通じて二国間・複数国間の貿易・投資について一層の自由化が実現したことが貢献した可能性は十分考えられる。

36

III 輸出開始事業所の属性（第３章、第４章）

１．問題意識 1990年代以降、ミクロデータを利用して企業・事業所の国際活動を分析する研究が盛んになり、既に豊富な蓄積あり。生産性が高く、規模の大きい
一部の企業だけが海外市場にアクセスしていること等が明らかにされた。
 一方、中小企業、特に従業者数で50人を下回る企業は研究対象から外れていることが多く、輸出活動には未解明な点も多い。
 そこで、この研究では、中小企業を含む事業所データを活用し、以下の点を分析する。
①輸出開始企業は、輸出開始前に非輸出企業と比較してどのような相違があるか（輸出の自己選択仮説は成り立つか）。
②輸出開始により企業の業績が上昇したか（輸出の学習効果仮説は成り
立つか）。
38

１．問題意識この2点は、輸出支援政策の政策評価の観点からも重要な論点。
① → 輸出開始企業の実態が解明されれば、輸出支援策の対象を吟味できる。輸出を希望する企業に② → 輸出によって業績が上昇しなければ、輸出支援策の妥当性が損なわれる（多くの国では、輸出によって企業が成長することは暗黙の前提としているが、輸出の学習効果仮説を支持しない研究も多数）。

39

２．先行研究（１）輸出開始前の輸出企業と非輸出企業の属性比較
 Bernard and Jensen (1999)• 米国の製造業の事業所データ（1984～1992年）を利用。
• データを1984～1988年、1989～1992年の２期間に分け、輸出開始事
業所（期初に輸出せず期末に輸出している事業所）と非輸出事業所を抽出した後、期末年（t ＝T）の輸出状態𝐸𝐸𝐸𝐸𝐸𝐸𝐸𝐸𝐸𝐸𝐸𝐸𝑇𝑇 が、期初（t ＝0 ）の企業の属性𝑋𝑋𝑖𝑖𝑖𝑖 にどのように影響するかを分析。

ln _𝑋𝑋𝑖𝑖𝑖𝑖 = 𝛼𝛼 + 𝛽𝛽 𝐸𝐸𝐸𝐸𝐸𝐸𝐸𝐸𝐸𝐸𝐸𝐸𝑖𝑖𝑖𝑖 + 𝛾𝛾 𝑠𝑠𝑠𝑠𝑠𝑠𝑠𝑠𝑖𝑖𝑖 + 𝛿𝛿 𝐷𝐷𝑖𝑖 + 𝜀𝜀𝑖𝑖

• 雇用者数、出荷額、従業者一人当たりの付加価値について、輸出開始
事業所は、輸出開始前３，４年から非輸出事業所を上回っている。
• ただし、TFPについては有意な差は確認できず。
40

 その後、世界各国で同様の研究が行われる（Bernard and Wagner(1997, 2001、ドイツ), Baldwin and Gu (2003, カナダ), Alvarez and
López (2005,チリ) 他）。
 輸出開始の数年前から全要素生産性、労働生産性が非輸出企業よりも高い、とする文献が多い（Wagner (2007) によるサーベイ）。ただし、輸出開始前にどのくらいで有意な差が確認できるかは研究によって異なる。
 また、明確な差が確認できないとする研究もあることから、ここでは2000年代の日本の製造業について確認しておく。

41

（２） 輸出の学習効果の検証
 初期の研究では、輸出開始企業について、輸出開始後の属性を非輸出企業と比較（Bernard and Jensen ;1999 他）。
 Greenaway and Kneller (2004)は傾向スコアマッチングにより比較（企業は輸出以外の様々な要因によって成長するので、輸出・非輸出企業を比較す
るには企業の属性を制御）。
•

英国の1989～2002年に輸出を開始した製造業企業に注目。輸出開
始企業と非輸出企業の間でprobitモデルを推計
𝑃𝑃(𝐸𝐸𝐸𝐸𝐸𝐸𝐸𝐸𝐸𝐸𝐸𝐸𝑖𝑖𝑖𝑖 ) = 𝑓𝑓(𝑇𝑇𝑇𝑇𝑇𝑇𝑖𝑖𝑡𝑡−1 , 𝑠𝑠𝑠𝑠𝑠𝑠𝑠𝑠𝑖𝑖𝑖𝑖−1 , 𝑤𝑤𝑤𝑤𝑤𝑤𝑤𝑤𝑤𝑤𝑖𝑖𝑡𝑡−1 , 𝑇𝑇, 𝑅𝑅𝑅𝑅𝑅𝑅, 𝐼𝐼𝐼𝐼𝐼𝐼)• このモデルから傾向スコアを計算し、輸出開始企業と非輸出企業をマッチング（非輸出企業には輸出開始年がないので、年ごとに推計を行い各年の輸出開始企業と非輸出企業をマッチングさせる。）• 輸出開始前のTFP成長率は、輸出開始企業は非輸出企業と比較して２．９％高い（統計的に有意な差）が、マッチングした後の差は０．
２％（有意でなくなる）。
42

その後、De Loecker (2007) も、同様に傾向スコアマッチングと差の差分析を組み合わせて、スロベニアの輸出の効果を検定（輸出開始企業とその他の企業の間で有意なTFP成長率の差を確認）。以降、同様の検定が各国で広範に行われる。



日本では伊藤(2011)が最初の取組み。経済産業省『企業活動基本調
査』の企業データを利用した比較的規模の大きい企業を対象としている。全要素生産性の成長率については輸出企業、非輸出企業の間で有意な差が見られず。



栗田(2014)は『工業統計調査』の従業者数30人以上の事業所データを利用した分析。全要素生産性成長率について輸出事業所、非輸出事業所の間で有意な差を確認。



本書では、より規模の小さい従業者数４人以上の事業所も対象に傾向
スコアマッチング・差の差分析により輸出の学習効果仮説を検証する。

43

３．分析手法（１）輸出の自己選択仮説の検証
 ２０００～２０１０年のバランスド・パネルデータを利用し、Serti and Tomasi(2008) にならい、以下の方法で輸出開始事業所と非輸出事業所の属性の水準と変化率を比較。
ln 𝑿𝑿𝑖𝑖𝑖𝑖−𝜌𝜌 = 𝛼𝛼 + 𝛽𝛽 𝐸𝐸𝐸𝐸𝐸𝐸𝐸𝐸𝐸𝐸𝐸𝐸𝑖𝑖𝑖𝑖 + 𝛾𝛾 𝐶𝐶𝐶𝐶𝐶𝐶𝐶𝐶𝐶𝐶𝐶𝐶𝐶𝐶𝐶𝐶𝑖𝑖𝑖𝑖−𝜌𝜌 + 𝜀𝜀𝑖𝑖,𝑡𝑡

ln 𝑿𝑿𝑖𝑖𝑖𝑖−𝜌𝜌 − ln 𝑿𝑿𝑖𝑖𝑖𝑖−𝜌𝜌−1 = 𝛼𝛼 + 𝛽𝛽 𝐸𝐸𝐸𝐸𝐸𝐸𝐸𝐸𝐸𝐸𝐸𝐸𝑖𝑖𝑖𝑖 + 𝛾𝛾 𝐶𝐶𝐶𝐶𝐶𝐶𝐶𝐶𝐶𝐶𝐶𝐶𝐶𝐶𝐶𝐶𝑖𝑖𝑖𝑖−𝜌𝜌 + 𝜀𝜀𝑖𝑖,𝑡𝑡
2004 ≤ 𝑡𝑡 ≤ 2010,

𝑿𝑿𝑖𝑖𝑖𝑖−𝜌𝜌

𝐸𝐸𝐸𝐸𝐸𝐸𝐸𝐸𝐸𝐸𝐸𝐸𝑖𝑖𝑖𝑖

0 ≤ 𝜌𝜌 ≤ 4：輸出開始から𝜌𝜌 年前の事業所 𝑖𝑖 の属性： 𝑡𝑡 年における事業所 𝑖𝑖 の輸出の有無

𝐶𝐶𝐶𝐶𝐶𝐶𝐶𝐶𝐶𝐶𝐶𝐶𝐶𝐶𝐶𝐶𝑖𝑖𝑖𝑖−𝜌𝜌 ： 𝜌𝜌年前の制御変数（産業、年、都道府県ダミー）
44

３．分析手法
 輸出開始事業所（４．で定義）と非輸出事業所を抽出し、上記の式を推計。 𝐸𝐸𝐸𝐸𝐸𝐸𝐸𝐸𝐸𝐸𝐸𝐸𝑖𝑖𝑖𝑖 の係数が有意に正であれば、自己選択仮説が支持される。
※比較する事業所の属性①従業者数４人以上の事業所
・労働生産性・実質売上高・実質付加価値・従業者数②従業者数30人以上の事業所（①の他）・全要素生産性・土地を除く有形固定資産・資本労働比率45

（２）輸出の学習効果の検証
 傾向スコアマッチング法により、処置群（調査期間中に輸出を開始した事
業所）と対照群（調査期間中に輸出していない事業所）の間で輸出開始前
における属性のDID推定量を計算。
①輸出状態を示す離散的従属変数モデルの推計∗
𝐷𝐷𝑒𝑒𝑒𝑒_𝑠𝑠𝑠𝑠𝑠𝑠𝑠𝑠𝑠𝑠𝑖𝑖𝑖𝑖= 𝑿𝑿𝑖𝑖 𝛽𝛽 + 𝛾𝛾𝑗𝑗 + 𝛿𝛿𝑡𝑡 + 𝜃𝜃𝑟𝑟 + 𝑢𝑢𝑖𝑖𝑖𝑖𝑖𝑖𝑖𝑖∗
𝐷𝐷𝐷𝐷𝐷𝐷_𝑠𝑠𝑠𝑠𝑠𝑠𝑠𝑠𝑠𝑠𝑖𝑖𝑖𝑖：事業所 𝑖𝑖 が輸出開始を選択する潜在的な度合い（観察不可）

𝑿𝑿𝑖𝑖 ：事業所の属性

𝛾𝛾𝑗𝑗 、𝛿𝛿𝑡𝑡 、𝜃𝜃𝑟𝑟 ：産業 𝑗𝑗 、年 𝑡𝑡 、地域 𝑟𝑟 の固定効果

観察可能な輸出開始を示すダミー変数 𝑑𝑑_𝑒𝑒𝑒𝑒_𝑠𝑠𝑠𝑠𝑠𝑠𝑠𝑠𝑠𝑠𝑖𝑖𝑖𝑖 は以下の値を取る。
𝑑𝑑_𝑒𝑒𝑒𝑒_𝑠𝑠𝑠𝑠𝑠𝑠𝑠𝑠𝑠𝑠𝑖𝑖𝑖𝑖 =01∗
if 𝐷𝐷𝐷𝐷𝐷𝐷_𝑠𝑠𝑠𝑠𝑠𝑠𝑠𝑠𝑠𝑠𝑖𝑖𝑖𝑖≤0otherwise46

• 事業所 𝑖𝑖 が輸出を開始する確率 Pr 𝑑𝑑_𝑒𝑒𝑒𝑒_𝑠𝑠𝑠𝑠𝑠𝑠𝑠𝑠𝑠𝑠𝑖𝑖𝑖𝑖 = 1|𝑿𝑿𝑖𝑖 は、F() を累積密度関数として以下のように示される。
∗
Pr 𝑑𝑑_𝑒𝑒𝑒𝑒_𝑠𝑠𝑠𝑠𝑠𝑠𝑠𝑠𝑠𝑠𝑖𝑖𝑖𝑖 = 1|𝑿𝑿𝑖𝑖 = Pr 𝐷𝐷𝑒𝑒𝑒𝑒_𝑠𝑠𝑠𝑠𝑠𝑠𝑠𝑠𝑠𝑠𝑖𝑖𝑖𝑖> 0|𝑿𝑿𝑖𝑖= F(𝑿𝑿𝑖𝑖 𝛽𝛽 + 𝛾𝛾𝑗𝑗 + 𝛿𝛿𝑡𝑡 + 𝜃𝜃𝑟𝑟 )• なお、期間中の輸出開始の有無を判別するため、対象期間中全ての年のデータが存在する事業所のみを分析対象とする。

47

②傾向スコアによるマッチング• ①で推計したモデルより、標本ごとに輸出を開始する確率の推計値（傾向スコア）を計算。
• 2004～2012年に輸出を開始した事業所に対し、最も近い傾向スコアを持つ非輸出事業所を選択する。

③ PSM-DID推定量を計算• 処置群と対照群の間で輸出開始前 s 年前（ s = 0~4 ）の事業所の業績・中間投入を示す変数 𝑋𝑋𝑠𝑠 （水準または変化率）のPSM-DID推定量
𝐷𝐷𝐷𝐷𝐷𝐷_𝑋𝑋𝑠𝑠 を計算し、統計上有意な差があるか検証する。
𝑃𝑃𝑃𝑃𝑃𝑃 𝐷𝐷𝐷𝐷𝐷𝐷_𝑋𝑋𝑠𝑠 =

1
1
𝑇𝑇
𝑇𝑇
𝐶𝐶
𝐶𝐶
� 𝑋𝑋𝑖𝑖𝑖𝑖− 𝑋𝑋𝑖𝑖0− � 𝑋𝑋𝑖𝑖𝑖𝑖− 𝑋𝑋𝑖𝑖0
𝑛𝑛
𝑛𝑛
𝑖𝑖

𝑖𝑖

48

４．使用するデータ
 経済産業省「工業統計調査」
期間：2000～2012年
対象：①従業員数30人以上（甲票）の製造業事業所②従業員数４人以上（甲票・乙票）の製造業事業所※①については資本のデータがあるので、全要素生産性を推計し離散的従属変数モデルの説明変数とする。
②については資本のデータを毎年調査していないので、全要素生産性ではなく労働生産性を離散的従属変数モデルの説明変数とする。

 輸出状態の変化を把握するため、2000～2012年の間、全ての年で回答している事業所を標本とする。

49

 輸出開始事業所の定義
2001～2003年は輸出せず、2004年以降輸出を開始した事業所※2000年：輸出に関する質問がなく輸出開始の識別不能。
2001年：前年の輸出動向が不明のため輸出開始の識別不能。
また、一旦輸出開始しその後中断した事業所が輸出を再開する可能性を考慮し、一定期間（ここでは３年）輸出実績のない事業所で輸出を開始した事業所を輸出開始事業所とした。

50

５．輸出開始事業所の属性
 2004年から2010年にかけて合計3,500事業所が輸出を開始。
 非輸出事業所に占める割合は0.25％から0.67％であり、輸出を開始する事業所は年間1,000事業所当たり10に満たない。

輸出開始事業所と非輸出事業所の年別推移
輸出開始事業所

輸出開始事業所（うち単独事業所）

非輸出事業所

合計

(累計）

2004年

501

245

501

117,959

118,460

2005年

506

248

1,007

117,453

118,460

2006年

607

311

1,614

116,846

118,460

2007年

790

388

2,404

116,056

118,460

2008年

490

252

2,894

115,566

118,460

2009年

299

166

3,193

115,267

118,460

2010年

307

169

3,500

114,960

118,460

合計

3,500

1,779

資料：『工業統計調査』より作成。

51

５．輸出開始事業所の属性
 輸出開始事業所を従業者規模別にみると、分布は下位の層に集中しており、最も多いのは従業者数4～30人の階層である。50人以下の事
業所の割合が57.7％と6割近くを占める。
 実質製造品出荷額等の規模別でも分布は、１億円超５億円以下の階層など下位層を中心に分布。

輸出開始事業所の従業者規模別構成
従業者数

事業所数

輸出開始事業所の実質製造品出荷額等規模別構成
割合

出荷額等

事業所数

４～30人
31～50人
51～100人
101～200人
201～300人
301～500人
501～1000人
1001人～

1,549
468
626
443
176
113
85
40

44.3%
13.4%
17.9%
12.7%
5.0%
3.2%
2.4%
1.1%

１億円以下
１億円超２億５千万円以下
２億５千万円超５億円以下５億円超７億５千万円以下
７億５千万円超10億円以下
10億円超25億円以下25億円超50億円以下
50億円超

合計

3,500

100.0%

合計

資料：『工業統計調査』より作成。

割合

298
498
506
339
234
673
381
571

8.5%
14.2%
14.5%
9.7%
6.7%
19.2%
10.9%
16.3%

3,500

100.0%

資料：『工業統計調査』より作成。

52

６．輸出の自己選択仮説の検証
 従業者数30人以上の事業所を対象とした場合、輸出開始事業所の規模・業績に関する変数は輸出開始から４年前の時点で非輸出事業所よりも高い水準にあり、統計的に有意な差（プレミアム）が存在する。

輸出開始事業所の規模・生産性水準のプレミアム（従業者数30人以上の事業所）
4年前

3年前

2年前

1年前

輸出開始年

従業者数（対数）0.3013 ***[17.61]0.3044 ***[17.75]0.3087 ***[17.96]

0.3119 ***[18.10]0.3228 ***[18.65]有形固定資産（対数）0.5408 ***[16.09]0.5487 ***[16.33]0.5391 ***[16.03]0.554 ***
[16.47]0.5652 ***[16.78]

実質製造品出荷額等（対数）0.4571 ***[17.32]0.4547 ***[17.18]0.4661 ***[17.52]0.4867 ***[18.19]0.5263 ***[19.54]

実質付加価値（対数）0.4636 ***[16.22]

0.4617 ***[17.50]0.4908 ***[18.56]

0.5167 ***[19.44]0.5607 ***[20.94]

全要素生産性（対数）0.2122 ***[13.30]0.2015 ***[12.63]0.2075 ***[12.97]0.2259 ***[14.03]0.2459 ***[15.15]

労働生産性（対数）(実質製造品出荷額等/従業者数）

0.1558 ***[9.10]

0.1504 ***[8.73]

0.1574 ***[9.07]

0.1747 ***[9.99]

0.2035 ***[11.56]

労働生産性（対数）（実質付加価値／従業者数）

0.1662 ***[8.54]

0.1569 ***[8.72]

0.1842 ***[10.19]0.2056 ***[11.28]0.2419 ***[13.20]

資本労働比率（対数）0.2394 ***[8.96]

0.2438 ***[9.14]

0.2296 ***[8.61]

0.2419 ***[9.10]

0.2412 ***[9.09]

53

６．輸出の自己選択仮説の検証
 変化率については、開始2年前に遡ると、実質製造品出荷額等、実質付加価値、
労働生産性（付加価値基準）について統計的に有意な正のプレミアムが確認された。その他の変数は変化率に有意な差はなかった（輸出開始５年前の時点で既に非輸出事業所との間で格差があり、そのまま推移している）。
輸出開始事業所の規模・生産性変化率のプレミアム（従業者数30人以上の事業所）
4年前／5年前

3年前／4年前

2年前／3年前

1年前／2年前

開始年／1年前

従業者数（対数）-0.002[-0.51]0.0061 *[1.69]

0.0032[0.91]

0.0025[0.71]

0.0129 ***[3.69]

有形固定資産（対数）0.001[0.11]

0.0057[0.67]-0.0074[-0.87]0.011[1.30]

0.0149 *[1.73]

実質製造品出荷額等（対数）0.0113 **[1.96]

0.0000[0.00]

0.0104 *[1.93]

0.0195 ***[3.41]

0.0469 ***[7.77]

実質付加価値（対数）0.0212[1.61]

0.0018[0.15]

0.034 ***
[3.03]

0.0223 *[1.92]

0.0478 ***[3.98]

全要素生産性（対数）0.0364[1.42]-0.0123[-0.53]-0.032[-1.32]0.0417 *[1.77]

0.0061[0.26]

労働生産性（対数）(実質製造品出荷額等/従業者数）

0.0133 **[2.14]-0.0061[-1.05]0.0072[1.26]

0.017 ***
[2.86]

0.0341 ***[5.48]

労働生産性（対数）（実質付加価値／従業者数）

0.024 *
[1.80]-0.0049[-0.40]0.0308 ***[2.71]

0.0206 *[1.77]

0.0362 ***[3.00]

資本労働比率（対数）0.003[0.30]-0.0005[-0.05]-0.0109[-1.21]0.0089[1.00]

0.0021[0.23]

資料：『工業統計調査』より作成。

54

６．輸出の自己選択仮説の検証
 従業者数４人以上の事業所を対象とした場合も、規模や生産性の水準について輸出開始から４年前の時点で輸出プレミア
ムが確認された。
 規模や生産性の変化率についての結果は、従業者数30人以上の事業所の場合と概ね同様である。

輸出開始事業所の規模・生産性のプレミアム（従業者数４人以上の事業所）

（水準）
4年前

3年前

2年前

1年前

輸出開始年

従業者数（対数）0.9222 ***[59.66]

0.9236 ***[59.61]0.9299 ***[59.80]0.9362 ***[60.01]0.9500 ***[60.65]

実質製造品出荷額等（対数）1.4317 ***[61.09]1.4381 ***[61.01]1.4512 ***[61.13]1.4793 ***[61.78]1.5262 ***[63.23]

実質付加価値（対数）1.2404 ***[53.41]

1.2612 ***[58.53]

1.2792 ***[58.95]1.3111 ***[59.94]1.3516 ***[61.22]

労働生産性（対数）(実質製造品出荷額等/従業者数）

0.5094 ***[39.74]0.5145 ***[39.85]0.5213 ***[40.02]0.5431 ***[41.21]0.5762 ***[43.34]

労働生産性（対数）（実質付加価値／従業者数）

0.333 ***
[26.51]

0.3381 ***[28.98]0.3504 ***[29.79]0.3748 ***[31.45]0.4028 ***[33.45]（変化率）
4年前／5年前

3年前／4年前

2年前／3年前

1年前／2年前

開始年／1年前

従業者数（対数）0.0056 *[1.75]

0.0035[1.21]

0.0048 *[1.72]

0.0065 **[2.32]

0.0162 ***[5.84]

実質製造品出荷額等（対数）0.0109 **[2.37]

0.008 *
[1.87]

0.0114 ***[2.68]

0.0273 ***[6.05]

0.0506 ***[10.78]

実質付加価値（対数）0.0118[1.51]

0.0113[1.56]

0.0189 ***[2.78]

0.0287 ***[4.06]

0.0425 ***[5.80]

労働生産性（対数）(実質製造品出荷額等/従業者数）

0.0053[1.06]

0.0045[0.96]

0.0066[1.44]

0.0208 ***[4.36]

0.0344 ***[6.98]

労働生産性（対数）（実質付加価値／従業者数）

0.0078[0.97]

0.0063[0.84]

0.0142 **[2.02]

0.022 ***
[3.04]

0.0266 ***[3.56]

資料：『工業統計調査』より作成。

55

７．輸出の学習効果仮説の検証（従業者数30人以上の事業所、マッチン
グを業種内に限定しない場合）

輸出開始事業所と非輸出事業所の生産性・業績等の成長率の比較（従業者数30人以上の事業所, マッチングを業種内に限定しない場合）

 全要素生産性は、輸出開始年と輸出開始2年後において成長率に有意な差が確認できる。また、輸出開始事
業所の成長率は非輸出事業所の成長率を概ね上回っており、輸出により生産性が向上したと解釈できる。
 労働生産性や実質製造品出荷額等
成長率も輸出開始事業所が非輸出事業所を上回る年が多く、業績面でも輸出開始の効果が観察された。
 従業者数、有形固定資産、資本労働比率の成長率については、輸出事業
所と非輸出事業所の間で明確な差は見られなかった。
資料：『工業統計調査』より作成。

56

７．輸出の学習効果仮説の検証（従業者数4人以上の事業所、マッチング
を業種内に限定しない場合）

輸出開始事業所と非輸出事業所の生産性・業績等の成長率の比較（従業者数4人以上の事業所, マッチングを業種内に限定しない場合）

 労働生産性や実質製造品出荷額等
成長率は輸出の開始年から４年後まで、輸出開始事業所が非輸出事業所を上回った。
 従業者数成長率も輸出開始年から３年後まで輸出事業が非輸出事業所を上回った。

資料：『工業統計調査』より作成。

57

８．まとめ【輸出の自己選択仮説】
 輸出の自己選択仮説について検証したところ、事業所の規模や生産性の水準については輸出を開始する4年前から統計的に有意なプレミアムが存在（輸出開始事業
所は、輸出開始の4年以上前の段階で非輸出事業所と比較して業績や生産性で一歩抜きんでた存在になっており、自己選択して輸出を開始していると考えられる）。
 変化率については、輸出開始の2年前から一部有意なプレミアムが確認されるようになった。輸出開始事業所は、輸出開始２年程度前から何らかの準備をしている可能性が示唆されている。
【輸出の学習効果仮説】
 全要素生産性成長率のPSM-DID推定量は、マッチングを業種内に限定した場合には輸出開始年から開始４年後まで、限定しない場合も一部で有意な差が確認された。
 従業者数4人以上の場合、労働生産性成長率のPSM-DID推定量も、輸出開始年から輸出開始3年あるいは4年後まで有意に正であった。
 輸出開始による学習効果が存在することを明確に支持する結果（従業者数４人以上の事業所を対象としても学習効果が存在することを初めて確認）。
58

IV 分業と輸出開始（第５章）

１．問題意識 第３章で検証した輸出の自己選択仮説が支持される環境では、分業は企業の生産性向上を通じて輸出確率を引き上げる可能性がある。
 また、分業により業務を再構築することで、通関や販路開拓など輸出に関連する業務を行いやすくなり、輸出開始に適した組織になる可能性もある。
 そこで、ここでは、単独事業所が独立した本社･本店又は複数の事業所を所有する状態に移行することを分業と定義し、分業が直接または間接的に輸出開始確率を向上させるか検証する。

60

２．分析の概要【分業に関する先行研究（少ない）】
 Chaney and Ossa (2013)：輸出開始による市場拡大が企業の生産性を向上させるメカニズムとして分業の効果に注目し、Krugman (1979) の独占的競争モデルに分業の概念を導入した理論モデルを構築。
 Okubo and Tomiura (2016)：『工業統計調査』の個票データからパネルデー
タを作成し、事業所の分業状態を被説明変数とするプロビット・モデルを推計。規模の大きい事業所、中間投入が大きい事業所や、中心地（東京及び大阪）をから離れる事業所ほど独立した本社を所有したり複数の事業所を所有したりする傾向があること等を解明。
【分析手法】
 事業所の分業状態を被説明変数とする二項選択モデルを推計し、分業した事業所を処置群、分業していない事業所を対照群として、輸出開始確率のPSM-DID推定量を確認（第４章の手法を踏襲）。また、従業者数や実質製造品出荷額等の成長率などについてもPSM-DID推定量を確認。
61

２．分析の概要【使用するデータ】
 『工業統計調査』の2000～2010年の個票データをパネルデータ化したバラ
ンスド・パネルデータ
 「分業」の定義：『工業統計調査』の「他事業所の有無」という設問に対する回答を利用。「1． 工場が一つで、本社・本店はこの工場と同じ場所にある。」という状態から、「2. 工場が一つで、本社・本店はこの工場と異なった場所にある。」または「3. 工場が２つ以上ある（上記1、2以外）。」という状態に移行した場合を分業とみなす。

62

３．記述統計

分業の選択状況（従業者数4人以上の事業所）

分業開始事業所の推移

資料：『工業統計調査』より作成。

63

４．分業と輸出開始確率
輸出開始確率のPSM-DID推計量（従業者数4人以上の事業所）

 2003年から2009年に分業を開始した事業所に対して、同じ年の非分業事業所からマッ
チング対象を選択し、分業開始から１年後以降の輸出開始確率を比較。
 輸出開始確率は分業開始事
業所でも概ね1％を下回り、各年の輸出開始事業所数もほぼ1桁。
 分業開始事業所と非分業事業所の間で輸出開始確率に有意な差が観察されたのは2003年に分業を開始した事業所だけ。
→ 分業が直接輸出開始確率を引き上げる効果は確認できず。
資料：『工業統計調査』より作成。

64

５．分業と生産性・規模
分業開始事業所と非分業事業所の生産性・業績等の成長率の比較（従業者数４人以上の事業所）

 労働生産性成長率について
は分業開始３年後に有意に正の差が確認される。
 実質製造品出荷額及び従業者数の成長率については、分業開始年から4年後までPSMDID推定量は常に統計的に有意に正（マッチングを業種内に限定しても同様の結果）。
→ 規模に関しては分業が引き上げる効果が確認された。

s

労働生産性
成長率

分業開始事業所
非分業事業所PSM-DID推定量
t値
標本数：輸出開始事業所
非輸出事業所

0

1

2

3

4

-0.0194-0.0129-0.0065 **-0.0202-0.02410.0040-0.0159-0.02440.0085

-1.33
8,613
8,613

0.69
8,613
8,613

1.31
8,012
8,012

3.35
7,655
7,655

2.27
6,808
6,808

0.0199-0.04080.0166-0.0597

0.0117-0.0649-0.0179-0.0231-0.0416-0.04220.0243 *** 0.0185 **

実質製造品
出荷額等

分業開始事業所
非分業事業所

0.0134-0.0205

0.0162-0.0368

成長率

PSM-DID推定量0.0339 ***t値
標本数：輸出開始事業所
非輸出事業所

7.03
8,613
8,613

0.0530 *** 0.0607 *** 0.0763 *** 0.0767 ***
8.64
9.56
8.34
8.85
8,613
8,012
7,655
6,808
8,613
8,012
7,655
6,808

従業者数
成長率

分業開始事業所
非分業事業所PSM-DID推定量
t値
標本数：輸出開始事業所
非輸出事業所

0.03480.01340.03630.03580.0345-0.0127-0.0164-0.0174-0.0234-0.0205
0.0490 *** 0.0522 *** 0.0520 *** 0.0581 *** 0.0339 ***
12.33
8,613
8,613

11.16
8,613
8,613

9.99
8,012
8,012

9.70
7,655
7,655

7.03
6,808
6,808

注：マッチングは業種内に限定しない。

資料：『工業統計調査』より作成。

65

６．まとめ 分業の開始が輸出開始確率を向上させるという直接的な効果を確認することはできなかった。
 間接的効果• 分業が労働生産性や全要素生産性を向上させる効果は観察されなかった。
• 従業者数や土地を除く有形固定資産（従業者数30人以上の事業所）を拡大させる効果は確認できた。
• 実質製造品出荷額等については従業者数4人以上の事業所を対象とした場合のみ、引き上げる効果が確認された。

66

V 輸出からの撤退（第６章）

１．問題意識 輸出開始には固定費が必要というfirm heterogeneityの考えに従えば、一旦輸出を開始した企業は輸出し続けるという考えが合理的（hysteresis効果）。
 実際、前期の輸出動向が今期の輸出動向を決定するという実証研究は多い（日本については、 例えばTodo (2011)）。
 一方、輸出開始後すぐに撤退する企業も存在する筈。短期間での撤退は固定費の浪費であり、特に経営基盤の弱い中小企業にとっては経営自体に深刻な影響を及ぼすおそれあり。
 そこで、輸出撤退企業は輸出を継続できる事業所と属性がどのように異なるのかを検証する。

68２．先行研究 先行研究における主な分析対象は、①輸出から撤退する企業の属性の解明と、②輸出撤退企業と輸出継続企業との間の生産性格差の確認。
 ②については輸出の学習効果仮説の検証の一環として実施され、研究成果の蓄積あり。
例．Bernard and Wagner (1997, ドイツ)
Baldwin and Gu (2003, カナダ)
Girma et al. (2003,イギリス)
 多くの研究は輸出から撤退すると生産性は低下することを確認（輸出による生産性引き上げ効果は棄却されない）。

69 ①については、金融危機発生後に一部の研究者が関心を寄せる。
Harris and Li (2011,英国)
サバイバル分析。 輸出撤退確率について、生産性、従業者数が重要な決定要因。この他、外資系、負債額等の影響を確認。
Görg and Spaliara (2013, 英国), Engel et al. (2014, フランス)
輸出撤退確率についてのカテゴリカル・データ分析（logit、probitモデルの推計）。資金面で余裕のない企業ほど輸出撤退確率が高まる。
Todo and Sato (2014, 日本)
経営者の属性に関するアンケート調査と事業所データを組みわせたデー
タ（2006年と2009年の２時点）を利用した線形確率モデルを推計。経営者
が近視眼的であれば、輸出から撤退する確率が若干高まる。
 本書でもサバイバル分析、カテゴリカル・データ分析を実施。

70

３．分析手法① サバイバル分析
 輸出開始事業所につき、調査期間終了までの輸出動向及び事業の継続状況
により、以下のとおり分類（事業の継続は統計調査への回答の有無で確認）。
(1) 調査期間終了前に事業から撤退し、事業撤退前に輸出から撤退した事業所(2) 調査期間終了前に事業から撤退し、事業撤退まで輸出を継続した事業所(3) 調査期間終了まで事業を継続したが、その前に輸出から撤退した事業所(4) 調査期間終了まで事業を継続したが、一旦輸出から撤退、調査期間最終年までに再開している事業所(5) 調査期間終了まで事業を継続し、輸出を継続した事業所

 以上の５つの状況を示す変数（𝑑𝑑_𝑠𝑠𝑠𝑠𝑠𝑠𝑠𝑠𝑠𝑠𝑠𝑠𝑠𝑠𝑖𝑖,𝑡𝑡+𝑗𝑗 ）を被説明変数として、多項ロジットモデルを推計。輸出撤退確率に影響を及ぼす要因を評価する。
Pr 𝑑𝑑_𝑠𝑠𝑠𝑠𝑠𝑠𝑠𝑠𝑠𝑠𝑠𝑠𝑠𝑠𝑖𝑖, 𝑡𝑡+𝑗𝑗 = 𝑗𝑗|𝑿𝑿𝑖𝑖,𝑡𝑡 = F(𝑿𝑿𝑖𝑖,𝑡𝑡 𝛽𝛽)𝑿𝑿𝑖𝑖,𝑡𝑡 ：輸出開始年 𝑡𝑡 における事業所の属性(𝑡𝑡 = 2003, 2004, 2005, 2006)
𝑗𝑗 ：輸出開始から調査最終年（2010年）までの期間

 また、 𝑑𝑑_𝑠𝑠𝑠𝑠𝑠𝑠𝑠𝑠𝑠𝑠𝑠𝑠𝑠𝑠𝑖𝑖, 𝑡𝑡+𝑗𝑗 の1～4を１、5を０とする変数（𝑑𝑑_𝑠𝑠𝑠𝑠𝑠𝑠𝑠𝑠𝑖𝑖,𝑡𝑡+𝑗𝑗 ）を被説明変数とする二項ロジットモデルを推計し、限界効果を計算する。

71

② 輸出撤退確率モデルの推計
 輸出からの撤退を示す離散的従属変数モデルを推計する。
Pr 𝑑𝑑_𝑒𝑒𝑒𝑒_𝑒𝑒𝑒𝑒𝑒𝑒𝑒𝑒𝑖𝑖𝑖𝑖 = 1|𝑿𝑿𝑖𝑖𝑖𝑖−1 = F(𝑿𝑿𝑖𝑖𝑖𝑖−1 𝛽𝛽 + 𝛾𝛾𝑘𝑘 + 𝛿𝛿𝑠𝑠 )𝑑𝑑_𝑒𝑒𝑒𝑒_𝑒𝑒𝑒𝑒𝑒𝑒𝑒𝑒𝑖𝑖𝑖𝑖 ：輸出撤退を示すダミー変数
𝑿𝑿𝑖𝑖 ：事業所の属性

𝛾𝛾𝑘𝑘 , 𝛿𝛿𝑠𝑠 ：産業 𝑘𝑘 、年 𝑠𝑠 の固定効果

 また、輸出撤退後の輸出再開を考慮して、輸出ダミー𝑑𝑑_𝑒𝑒𝑒𝑒𝑒𝑒𝑒𝑒𝑒𝑒𝑒𝑒𝑖𝑖𝑖𝑖 の確率についても離散的従属変数モデルを推計する。

72

４．使用するデータ

 使用データ：経済産業省『工業統計調査』（2000～2010年）。
分析対象：2003年～2006年に輸出を開始した事業所
 輸出開始の定義：当該年より前に輸出の実績がなく、当該年に輸出実績がある事業所を輸出事業所とする。
 輸出からの撤退の定義：輸出開始後、輸出実績がなくなった事業所を撤退とみなす（輸出を再開する事業所も存在するが、輸出を企図したにも関わらず実績がゼロとなったので、事業上の失敗と捉える）。

73

５．記述統計
 輸出開始した事業所のうち、１年後に３～４割が輸出から撤退。３、４年後には過半数が輸出から撤退する。
輸出を開始した後の事業所による輸出動向
輸出事業所数
2003
1,256

2004
834
859

2005
703
518
842

2006
676
463
533
1,052

2007
628
398
471
702

2008
602
403
437
579

2009
549
353
394
505

2010
519
342
374
466

2006
53.8
53.9
63.3
100.0

2007
50.0
46.3
55.9
66.7

2008
47.9
46.9
51.9
55.0

2009
43.7
41.1
46.8
48.0

2010
41.3
39.8
44.4
44.3

輸出開始事業所に占める割合（％）
2003
100.0

2004
66.4
100.0

2005
56.0
60.3
100.0

注：輸出事業所数には、一旦輸出実績がゼロとなり、その後輸出を再開した事業所も含む。
資料：『工業統計調査』より作成。

74

 輸出継続事業所と撤退事業所の間では、従業者数、売上高に大きな格差がある。
2010年の輸出・事業動向別従業者数（人）
輸出開始年
標本数

2003年
平均

標本数

2004年
平均

標準誤差

標準誤差

標本数

2005年
平均

標準誤差

標本数

2006年
平均

1

149

35.23

標準誤差

59.81

102

52.08

98.69

85

27.60

43.43

73

42.90

158.02

2

88

89.10

146.5045

82.18

108.67

54

52.44

56.42

58

67.41

103.63

3

500

70.97

146.03370

61.17

132.85329

72.83

115.94455

53.71

123.69

4

180

86.68

153.97125105.96185.97104107.88237.64

100

60.09

84.54

5

339

181.57370.13217

141.05

194.63270

147.45291.58366

135.55347.89全体

1256

100.10230.94859

87.89

158.43842

95.21

203.50

1052

82.80

230.46

2010年の輸出・事業動向2010年の輸出・事業動向別実質売上高（万円）
輸出開始年
標本数

2003年
平均

標本数

2004年
平均

標準誤差

標準誤差

標本数

2005年
平均

標準誤差

標本数

2006年
平均

標準誤差

1

149

242673.0

1249688102

260553.083046185314452.5

234172973

261065.014908942

88387514.4

100722845409351.5

79699554

176153.1

21850458301262.3

9849333500430294.5

3018670370

303844.9

1503920329

325958.2

820331455

267648.1

19585254

180513081.4

1807953125

398011.2

847760104454231.4

1228475100

299408.5

12630805339

977383.4

2795985217694615.51520456270

856167.43756502366

1092539.0

5186416全体

1256

564565.6

2552922859

416650.51341758842

501052.523610731052

559050.53392038

2010年の輸出・事業動向

資料：『工業統計調査』より作成。

75

 一方、労働生産性や従業者一人当たり賃金には顕著な格差はなく、逆転しているケースもある。
2010年の輸出・事業動向別労働生産性（万円／人）
輸出開始年
2003年

2010年の輸出・事業動向

標本数

平均

2004年
標準誤差

標本数

平均

2005年
標準誤差

標本数

2006年

平均

標準誤差

標本数

平均

標準誤差

1

149

3009.76727.45102

2734.83041.03855437.529978.50

732523.03533.702

883478.22759.74453835.74728.07543647.03658.8758

2501.91935.963500

3232.07263.42370

2777.33977.53329

3089.03687.79455

2834.05060.564

1803457.65687.97125

3141.53279.301043622.25649.131002942.82982.585339

3850.04185.65217

3779.53224.83270

3875.14263.903664145.48516.33

全体

1256

3422.06021.58859

3133.93662.82842

3679.810300.35

1052

3260.76211.09

2010年の輸出・事業動向別従業者一人当たり賃金（万円／人）
輸出開始年
2003年

2010年の輸出・事業動向

標本数

平均

2004年
標準誤差

標本数

平均

2005年
標準誤差

標本数

平均

2006年
標準誤差

標本数

平均

標準誤差

1

149

410.6

192.5

102

427.2

224.9

85

378.9

180.1

73

336.8

174.8

2

88

522.1

198.2

45

512.3

183.8

54

494.8

191.2

58

551.1

416.2

3

500

448.0

185.4

370

442.5

178.7

329

443.2

187.7

455

416.4

202.8

4

180

467.0

147.4

125

454.5

155.6

104

478.8

188.6

100

472.5

176.6

5

339

508.0

200.1

217

502.2

158.5

270

503.9

192.9

366

478.4

202.3

全体

1256

467.7

189.3

859

461.1

179.2

842

463.9

192.5

1052

445.2

220.6

資料：『工業統計調査』より作成。

76

６．サバイバル分析の結果
2003年に輸出を開始した事業所を例に結果を説明する（表8(1)）。

多項ロジットモデルの推計結果（2003年輸出開始事業所）
係数

 従業者数：大きい事業所ほど、カテゴリー１～４になる確率は低下（他の輸出開始年を見ても負の影響を及ぼすことが多く、同様の効果がある）。
 賃金：基本的に負の影響を及ぼす。賃金の高さが従業者の熟練度を反映しているとすれ
ば、高い賃金を支払う事業所
は従業者の熟練度がより高く、輸出や事業の撤退確率が低くなるのかもしれない。
 労働生産性：有意な影響なし（輸出開始時点で労働生産性が高い事業所が多く、開始後も格差が広がらないため）。

標準誤差

z値

95％信頼区間

1
単独事業所ダミー
従業者数（対数）
労働生産性（対数）
従業者１人当たり賃金（対数）定数項0.0147-0.8678-0.0750-0.73545.89670.16800.14500.10710.2122
1.13750.09-5.99 ***
-0.70
-3.47 ***
5.18 ***-0.3145-1.1520-0.2850-1.15133.6672

0.3439-0.5837
0.1349-0.3195
8.1262

単独事業所ダミー
従業者数（対数）
労働生産性（対数）
従業者１人当たり賃金（対数）定数項-0.1560-0.57100.1081
0.4823-4.02220.14230.11430.09030.20031.1000-1.10-5.00 ***
1.20
2.41 **-3.66 ***

-0.4349-0.7950-0.06890.0897-6.17800.1229-0.34700.28510.8748-1.8663

単独事業所ダミー
従業者数（対数）
労働生産性（対数）
従業者１人当たり賃金（対数）定数項0.1434-0.6059
0.0821-0.3879
2.75780.08740.07450.05810.12370.66971.64-8.13 ***
1.41
-3.14 ***
4.12 ***-0.0280-0.7520-0.0316-0.6304
1.44530.3148-0.4598
0.1959-0.1455
4.0704

単独事業所ダミー
従業者数（対数）
労働生産性（対数）
従業者１人当たり賃金（対数）定数項0.2332-0.4404
0.0323-0.0939-0.20220.13310.11400.08950.19051.03191.75 *-3.87 ***
0.36
-0.49
-0.20

-0.0278-0.6638-0.1430-0.4673-2.22470.4941-0.21710.20770.27951.8203

2

3

4

標本数
対数尤度
擬似決定係数

3,978-4,370.58
0.0556

資料：『工業統計調査』より作成。

77

６．サバイバル分析の結果
 二項ロジットモデルでは、輸出開始年に関わらず常に有意な効果があるのは従業者数のみ。
 従業者数が１％増加することにより輸出撤退事業所となる確率は5.6～12.9％低下。
 2003年輸出開始事業所の場
合、50人以下の事業所の撤退確率は輸出開始翌年には約3割と大きく、開始から3年後には半数以上、2010年まで4社のうち3社は輸出から撤退している。従業者数が50人を超えると輸出継続率
は大幅に改善し、2010年でも半数以上の事業所は輸出を継続している。

二項ロジットモデルの推計結果（2003年輸出開始事業所）
係数

標準誤差

z値

限界効果

標準誤差

z値

単独事業所ダミー

0.10120.07271.39

0.02210.01581.39

実質製造品出荷額等（対数）-0.5904

0.0620-9.52 ***

-0.1288

0.0130-9.94 ***

労働生産性（対数）0.06280.04841.30

0.01370.01051.30

従業者１人当たり賃金（対数）-0.2268

0.1032-2.20 **

-0.0495

0.0225-2.20 **

定数項2.58030.55604.64 ***

標本数
対数尤度

3,978
-2,488.31

輸出開始事業所の規模別輸出継続率（2003年輸出開始事業所）

資料：『工業
統計調査』
より作成。
78

７．まとめ 2003～2006年にかけて輸出を開始した事業所のうち1/3以上の事業所は、翌年の輸出実績がゼロであった。また、2010年時点で輸出している事業所
は39.8～44.4％にまで減少しており、輸出からの撤退は頻繁に発生する現象である。
 サバイバル分析等の結果、従業者数が増加すると輸出撤退確率を低下することが明らかになった。
 従業者数を実質製造品出荷額等に置換して推計し頑健性を検定したところ、実質製造品出荷額等には輸出撤退確率を引き下げる効果は見られなかった。事業所が輸出を継続する上で、単純な規模の拡大が重要なのではなく、相互につながりあう人的資本の蓄積が重要であることを示唆している。

79

IV 分析から得られる含意（第７章）

１．2000年代における貿易自由化の評価
 この時期の輸入と国内の製造業との間では補完的な関係が見られた。日
本の製造業はアジア諸国をはじめとする諸外国に積極的に進出してGVCを構築し、貿易自由化は輸入中間財の活用が容易になるという意味合いを強く備えていたと考えられる。
 輸入による負の影響が観察されなかったことは、少なくとも製造業の成長戦略として貿易自由化は正解であったと考えられる。
 輸出の自己選択仮説、輸出学習効果仮説とも支持された。この状況でEPA
等により外国の関税削減・撤廃を実現すれば、企業の輸出を容易にして輸出企業を増やすとともに、輸出企業の生産性を向上させる。
 従って、輸出面から見ても2000年代の貿易自由化は正しい成長戦略であったとみなすことができる。

81

２．分析から得られる政策的含意(1) 貿易・投資の一層の自由化
 国際分業の進展に基づき輸入と日本の製造業の間には補完的な関係が見られることを踏まえれば、日本が今後EPAや内なる自由化を通じて貿易・投資の自由化を一層促進することは合理的な政策判断である。
(2) 輸出支援策やその他の政策による輸出に係る費用の削減(3) 輸出支援対象の再考
 輸出開始事業所は輸出開始の4年以上前の段階で非輸出事業所と比較して業績や生産性の水準が一歩抜きんでた存在である（第３章）ことや、従業者数が増加すると輸出撤退確率を低下する（第６章）ことが示された。支援
対象を選択する場合、こうした特徴に配慮すべきである（輸出開始後の撤退を防ぐ観点から特に注目すべき指標は従業者数で、一定の水準以上であることを一つの目安とすべき）。

82

３．国内企業への提言(1) 輸入中間財の活用自由化
 輸入品と製造業の補完的な関係を踏まえれば、輸入品の積極的な活用を検討すべき（生産性向上につながる可能性あり）。
(2) 人的資本の蓄積
 従業者数50人以下の事業所が輸出を開始した場合、早々に輸出からの撤退を余儀なくされる（第6章）。企業はある程度の従業者数を超えた時点で輸出を開始すべきである。ただし、単純に企業規模を拡大するだけでは意味がなく、人材の質的な向上が不可欠（輸出・国際活動について言えばノウ
ハウの共有が重要）。
(3) 分業：輸出に向けての布石 分業が規模の拡大をもたらすのは当然だが、分業開始から2年以上経過しても分業開始事業所と非分業事業所との成長率の差が存続していることは、事業所を複数にしたこと以上の効果があるかもしれない。
83

３．国内企業への提言(3) 分業：輸出に向けての布石 分業が規模の拡大をもたらすのは当然だが、分業開始から2年以上経過しても分業開始事業所と非分業事業所との成長率の差が存続していることは、事業所を複数にしたこと以上の効果があるかもしれない。
 また、分業は独立した本社や複数の事業所の運営は単独事業所の運営以上に経営・管理能力を必要とするので、複数事業所を保有し続けることはこ
うした能力を培うことにも役立ち、(2)で述べた人的資本の質的向上にもつながると考えられる。

84

４．新たな定量分析に向けて：政府統計への期待(１) 非製造業の統計の拡充(２) 中小製造業の国際活動に関する調査の拡充
 海外進出、輸入、オフショアリング、間接貿易（３） 企業・事業所番号の共通化
 経済センサス-基礎調査の事業所番号85

御清聴ありがとうございました。