〈日本知財学会誌〉Vol. 15 No. 2― 2018 : 68 85【自由論題】-

中小企業における特許保有・営業秘密とパフォーマンスの関係
─ 特許審査請求料・特許料減免制度の非連続性を用いた分析 ─大西宏一郎（早稲田大学 教育・総合科学学術院 准教授）
西村陽一郎（神奈川大学 経済学部 准教授）
Patenting Versus Secrecy and SMEs Performance:
Evidence from Discounts of Request-for-examination Fee and Patent Annual Fee
Koichiro Onishi

Associate Professor, Faculty of Education and Integrated Arts and Sciences, Waseda University

Yoichiro Nishimura

Associate Professor, Graduate School and Faculty of Economics, Kanagawa University【要旨】 本研究では，日本において，特許化や営業秘密化という 2 つの保護手段が，研究開発集約的な中小企業のパフォーマンスに正の影響を与えるかどうかを分析した．統計分析では，特許審査請求料・特許料減免制度対象の有無を操作変数として使い，実質売上高を発明の特許化や営業秘密化の変数に回帰した．分析結果によれば，特許化は，企業の実質売上高に有意にプラスの影響を与えていることが明らかとなった．一方で，営業秘密化は，
実質売上高に有意にマイナスに作用している結果を得た．最後に，特許審査請求料・特許料減免制度は，制度利用の適用条件付近で観察した場合，企業の特許化をより促進させる一方で，営業秘密化を減少させるという役割を果たしていることが明らかとなった．
【キーワード】 専有可能性

中小企業【受領日】 2017 年 8 月 23 日

【採択日】 2018 年 3 月 1 日

特許化

営業秘密化

特許審査請求料・特許料減免制度【Abstract】 Our understanding regarding how each protection mechanism for an invention is chosen by SMEs is very
limited in prior research. In this study, we investigate how each appropriation strategy（patenting and secrecy）ofJapanese SMEs positively affects firm performance. In our analysis, we use a dichotomous variable of discounts ofrequest-for-patent-examination fee and patent annual fee as an instrument variable to regress real sales on variables tomeasure patenting and secrecy. We find that patenting as a protection mechanism has a significant positive effect onreal sales. On the other hand, there is evidence that secrecy as a protection mechanism has a significant negative effecton real sales. Lastly, we find the evidence that discounts of request-for-examination fee and patent annual fee
promotes patenting whereas it hinders secrecy.
【Keywords】 Appropriability

SMEs

Patenting

Secrecy

Discounts of Request-for-patent-ex-

amination Fee and Patent Annual Fee【Date of receipt】 2017.8.23

68【Date of approval】 2018.3.1



ISSN 1349-421X© 2018IPAJ

All rights reserved.

本論文は，日本知財学会誌編集委員会による複数の匿名レフェリーの査読を経たものである．
This paper was duly reviewed and accepted by the anonymous referees who wereappointed by the IPAJ’s editorial committee.

中小企業における特許保有・営業秘密とパフォーマンスの関係

1.

イントロダクション

一定期間後に公開，もしくは，日本を含めて諸外国
では権利登録後に公開を要件としている．なお，特許取得性向とは，生み出された発明のうち，どの程技術戦略や模倣戦略に関する先行研究によれば，
新しい発明や新製品は競合他社によって高い確率で度特許化によって保護したかという企業の傾向と定義する．

模 倣 さ れ る（e.g. Cohen et al., 2002 ; Giachetti &また，本研究において，営業秘密化とは，発明のLanzolla, 2016 ; Giachetti & Li Pira, 2014 ; Lee et al.,

技術的な詳細を公に普及しないよう自社内にとどめ2003 ; Levin et al., 1987 ; Mansfield, 1985）．たとえ置くことで，発明のコアとなるユニークな部分を保ば，ある研究では，米国製造企業で開発された 48護する企業の努力と定義する（James et al., 2013）．

の新製品のうち，34 製品はすでに模倣されていたその特徴としては，営業秘密といった秘匿化では，ことを発見している（Mansfield et al., 1981）．また

発明内容が他社等に漏れない限り，直接的に発明を別の研究では，自社の開発情報が漏洩する平均月数保護でき，継続して利益を得ることが可能となる．

は 12 ヶ月から 18 ヶ月以内であることを発見していしかしながら，秘匿化した技術が一旦漏洩し明るみる（Mansfield, 1985）．そして，発明を競合他社のに出た場合には，不正競争防止法による営業秘密保模倣からどのように保護するかによって発明からの護による救済があるものの，立証の壁は厚く，権利利益確保の程度が実際に異なる（Cohen et al., 2000 ;としては弱い．なお営業秘密性向とは，生み出されLevin et al., 1987）．そのため，発明保護をいかにした発明のうち，どの程度営業秘密化によって保護していくのかは，当該企業の持続的な競争優位性に係たかという企業の傾向と定義する．

1

わる問題で企業戦略上非常に重要なテーマである

本研究では，発明の保護を特許化で行なうのか，（James et al., 2013 ; Laursen & Salter, 2006 ; Somaya,

それとも営業秘密化で行なうのかをまず分析し，そ2012）．

してそれらの保護手段が企業パフォーマンスに正の競合他社による模倣に対しては，特許権で保護す影響を及ぼすのかを分析した．本研究の分析では，る戦略，他の知的財産権で保護する戦略，営業秘密

特許庁『知的財産活動調査』の個票データを利用すといった秘匿化戦略，リード・タイムの短縮化（もることで，企業が生み出した「特許化可能な発明」

しくは first mover’s advantage）が有効（別の言葉での特許化，営業秘密化を件数ベースで把握した上で，は，専有可能性を高める手段）だと言われている（e.g.

これら 2 つの保護手段と企業パフォーマンスとの間

Arundel, 2001 ; Cohen et al., 2002 ; Gallié & Legros,にどのような関係があるのかを検証した．その際，2012 ; Hall et al., 2014 ; James et al., 2013 ; Scherer,

パフォーマンスが高い企業では特許化性向が高いと2015）．その中でも特許権で保護する戦略と営業秘

いった逆の因果関係を考慮するため，特許審査請求

密で保護する秘匿化戦略はその特徴から保護手段を料・特許料減免制度の適用条件の断絶性という操作テーマとした研究の中において非常に大きな注目を変数を利用したファジー回帰不連続デザイン（Fuzzy

浴びている．たとえば，専有可能性メカニズムに関Regression Discontinuity Design， 以 下 Fuzzy RDD）

する研究のうち，その 34% が特許，21% が営業秘を用いて上記分析目的を達成することとした．した

密に焦点をあてた研究となっている（James et al.,がって，本研究では，減免制度という知的財産支援2013）．

政策を通じた特許出願や特許保有の変化が企業のパ2

本研究では，発明の主な専有手段である，特許化

フォーマンスに与える影響を分析することにもな

および営業秘密化に焦点をあてる．本研究において，る．その意味で，本研究は知的財産支援政策の評価

特許化とは，発明を保護するために発明にかかわるという側面ももっている．

特許権を取得することと定義する．特許権によって本研究の分析結果は以下のとおりである．研究開

発明は法的に間接的に保護される．その特徴として

発比率 3% 以上の企業における減免対象非対象を分は，保護と引き換えに発明の内容について日本ではける資本金 3 億円前後に焦点を当てた場合，特許料
69

〈日本知財学会誌〉 Vol.15 No.2― 2018

等の減免制度は，①企業の特許権利保有，②自社実し，従来の多くの実証的先行研究では，特許性があ

施件数，③発明届出件数に占める特許出願件数を有る発明のみならず，特許化や営業秘密化という二者

意に高める一方，発明届出件数に占める営業秘密件

択一ではない特許性がない発明も分析対象に含め数を統計的に有意に減少させることが明らかとなって，その保護手段と保護手段の効果を検証している

た．また，特許化は企業の実質売上高を有意に高めケースが多い（e.g. Hussinger, 2006）．そのため，特ているが，営業秘密化は実質売上高を有意に減少さ許性がない発明を分析対象から除いた場合に，発明せることを示す結果を得た．これらの結果は，特許の保護手段の選択と企業パフォーマンスへの効果が化した発明を実施することは売上高の増加を意味

どのようになるのかについては分析されていないとし，それによって企業のパフォーマンスが強く高めいう問題を抱えている．このような問題をはらんだ

られることを示している．一方で，特許可能な発明状況の中では，特許性がなく，営業秘密でのみ保護をあえて特許化しないで営業秘密化することは，企可能な発明を多くもつほど，その企業の特許化性向

業の収益性を低下させることを示している．後者は，は過小評価になりやすい．そのため，発明の 2 つの競合他社に容易にリバースエンジニアリング等で模保護手段の問題は，特許性のある発明もしくは特許

倣できる機会を提供している可能性を示していると性のない発明が全発明に対してどの程度占めるのか言えるかもしれない．

といった単なる比率の問題になりさがり（Hall et

本研究の貢献は以下の点にある．本研究の第 1 のal., 2014），先行研究はその問題を抱えたまま企業パ

貢献は，先行研究とは大きく異なり，パフォーマン

フォーマンスとの関係性を分析していることにな

スが高い企業が特許取得するという逆の因果関係をる．本研究は特許化可能な発明のみを分析対象とし，含む内生性を考慮して分析している点である．ある

その保護手段の選択に焦点をあてることで，この問先行研究ではこの内生性の問題を解決する 1 つの方

題を回避している．

法として保護手段に関する政策効果の外生的な差

本研究の第 3 の貢献は，研究開発集約的でかつ中（“with exogenous differences in the legal protection of

小企業に分析対象を絞ることで，専有可能性を高め

formal IP across jurisdictions”）をあげている（Hallる 2 つの手段と企業パフォーマンスとの関係性をよ

et al., 2014 : 33）．本研究では，その方法を採用し，り深く理解することが可能となっている点である．

中小企業を対象とした特許審査請求料・特許料の減先行研究では，自社特異の補完的資産を豊富にもつ免政策の対象となるかどうかの有無を操作変数とし企業ほど，持続可能的な競争優位を構築でき，発明て使い，分析した．減免制度のわずかな資格要件のからのパフォーマンスが良いといった結果を得てい差で，政策対象となる企業とそうでない企業との間る（Alina B. Sorescu et al., 2003 ; Rothaermel & Hill,

で，特許化と営業秘密化の 2 つの保護手段の選択に2005 ; Tripsas, 1997）．よって，補完的資産を多く違いをもたらす可能性が高い．本研究ではその違い所有する大企業では，企業パフォーマンスに対してが企業パフォーマンスに与えている影響を見ること

補完的資産の質や量が大きな影響を及ぼしているこで内生性の問題をできるだけ緩和している．

とをこれは示唆している．本研究では，このような第 2 の貢献は，特許庁『知的財産活動調査』の個補完的資産のパフォーマンスに対する影響をできる

票データを利用することで，本研究では特許性のあだけ取り除くため，研究開発活動を集約的に行なっる発明のみについての保護手段の選択問題を分析すているが，補完的資産を十分に保有していないであることが可能となった点である．これによって，先ろう中小企業を分析対象とした．一般的に中小企業行研究の理論モデルの想定と乖離せず，モデルが導は十分に補完的資産を保有しておらず（Schneider,

出した命題をより正確に検証できる．理論モデルで2013），一方で知識資産を多く所有していることがは，特許化でも営業秘密化のどちらでも発明の保護多いため（Hall et al., 2014），技術依存が高い企業にが可能であり，そのような発明を保護するのに特許

本分析の焦点を必然的に絞ることになる．これに化，営業秘密化という二者択一の問題を扱う．しかよって特許化および営業秘密化といった 2 種類の保70

中小企業における特許保有・営業秘密とパフォーマンスの関係

護手段と企業パフォーマンスとの関係性をより直接許化によって現時点の収益を確保できたとしても，的に検証することが可能となる ．

発明情報の公開を通じた研究開発競争の激化，出願3以上の分析上の貢献のほか，政策的な観点での本後 20 年という権利期間の終了を通じて，将来の収研究の第 4 の貢献は，従来戦略的に特許出願・取得益が低下する可能性がある．また，権利取得・維持をしていないと考えられていた日本企業において，には一定のコストがかかる（Hall et al., 2014）．

その戦略的な利用の現状とパフォーマンスとの関係

他方で，営業秘密では，発明内容が他社等に漏れを明らかにできた点である．他国の企業とは異なりない限り，継続して利益を得ることが可能となる．

日本企業では企業所属研究者の発明過程において特しかし，技術が漏洩した場合には，不正競争防止法

許明細書を通じた技術情報の取得が欧米に比べ重視による営業秘密保護もしくは雇用関係にある従業員

されている（e.g. Cohen et al., 2002 ; Gambardella etに対する秘密保持契約や競業避止義務契約による救al., 2011 ; Walsh & Nagaoka, 2008）．また，昨今，中済があるものの，立証の壁は厚く，権利としては弱国や韓国企業による特許明細書を通じた技術漏洩がい（Hussinger, 2006 ; James et al., 2013）．また，他

非常に問題となっている．このような技術情報の流社に営業秘密化した発明を権利化されてしまう恐れ出という厳しい状況にある「日本」に分析焦点をあがある（Kultti et al., 2006）．さらに，企業内外での

てるからこそ，企業が特許化か営業秘密化かという発明内容に関する情報の流れを制限するプロセスで保護手段を戦略的に選択している事実を明らかにである営業秘密は，社内での営業秘密の管理コストをき，パフォーマンスに対して特許化の有効性を確認

増加させる可能性もある（Liebeskind, 1997）．以上できる．これは，日本企業の知的財産戦略を考えるのことから，企業はこの 2 つの保護手段についてそうえで重要な事実発見と言えよう．

の利益と不利益を比較衡量し戦略的に意思決定して本研究の構成は以下のとおりである．続く第 2 節いると想定される（Hussinger, 2006）．

では，先行研究をレビューし，第 3 節では，分析に前節で述べたように，企業がどのような手段を利供するデータについて説明する．第 4 節では分析手用して発明を保護していくのかは企業経営上非常に法を説明する．第 5 節では推計結果を説明し，第 6

大きな関心事である．しかし，その関心に比して，節にて分析結果をまとめる．

保護手段と企業パフォーマンスとの関係を直接的に

2.

2014）．また，先行研究では，未解決のままの問題

2 つの保護手段とパフォーマンス

分 析 し た 研 究 は そ れ ほ ど 多 く は な い（Hall et al.,も存在し，研究の量的および質的な理由から，2 つ企業が発明を特許化すること，あるいは営業秘密の間の関係性の理解は非常に限られたものとなって化することでどのようなメリットおよびデメリット

いる（Hall et al., 2014）．先行研究では，英国，カナがあるだろうか．特許化については，発明を権利化

ダ，ドイツ，スペイン，米国，日本の企業を対象にすることによって，その発明を一定期間独占する権分析を行なっており，全体として特許権利保有は企

利 を 得 る（Hussinger, 2006 ; Somaya, 2012）．これ業のパフォーマンスにプラスの影響を与えるというにより企業は発明からの収益を専有することが可能

結果が得られている．他方で，営業秘密についてはとなる（Hall et al., 2014）．しかしながら，特許は独プラスの影響をもたらすという結果がほとんど得ら占の対価として，その発明内容を，特許明細書を通れていない．

じて公開する必要がある（Hussinger, 2006 ; Soma-

そもそも先行研究のかかえる問題点として，①大ya, 2012）．社会的な観点に立てば，他社の重複投資

企業サンプルで分析しているため，企業パフォーマを防ぐ意味で有用な機能であるが，発明者側にとっンスに大きく影響を及ぼす，保護手段以外の他の要ては，明細書を通じた知識の流出につながり，それ素の影響を排除できない，②データ信頼性がそれほらが迂回発明や改良発明を促してしまうという負のど高くないデータや特許性のない発明を含んだデー

側 面 も あ る（Hussinger, 2006 ; Schmidt, 2006）．特タを利用しているため，パフォーマンスとの関係性
71

〈日本知財学会誌〉 Vol.15 No.2― 2018

表1

特許化および営業秘密化とパフォーマンスとの関係に関する実証研究
データ

式

対象国

パフォーマンス
指標

特許化等の
影響

営業秘密化等の影響

Laursen andSalter（2006）

定性＋定量

独自式

英

新製品
売上高比率

逆 U 字型

逆 U 字型

Hanel（2008）

定性＋定量

2 段階構造式

加利益マージン率・
利益増加率

＋

非有意

Hussinger（2006）

定性（CIS）
IV＋定量（特許ストック）

独

新製品売上高＋非有意Hall and Sena
（2014）

Crepon et al.
定性＋定量 （1998）に基づ
いた構造式

英

付加価値額

+
（非製造業
のみ）

非有意

Cassiman and
Vanormelingen（2013）

定量

生産関数

西

付加価値額

非有意

なし

Arora et al.
（2008）

定性（CMS）

独自の構造式米

特許プレミアム+なし

Ceccagnoli（2009）

定性（CMS）
IV＋定量（特許の有効性）

米

企業価値

+

非有意

西村（2010）

定量（知財調査）

独自式日

山内他（2012）

定性（知財調査）

独自式

日売上高成長率・+
営業利益率（利益率のみ）
新製品
投入件数

＋
（新製品
投入件数）

その他

Preemptive
patenting もサブサンプルで有意非有意+（利益期間）

が正しいかわからない，③内生性を考慮していない

Hanel（2008）は 1999 年に実施したカナダイノ

ため，本当にその関係が成立するかがわからない，

ベーション調査のデータを利用し 1997 年から 1999

といった点が挙げられる．表 1 は特許化・営業秘密

年の間にイノベーションを生み出した製造業におけ化とパフォーマンスとの関係性を実証的に分析した

るカナダ企業 5,220 社の州レベルの事業所 8,509 カ

論文の一覧であるが，以下，表 1 にもとづいて詳細

所のデータを使って検証している．分析では，特許に説明をしていく．

による保護手段・営業秘密による保護手段と，保護Laursen and Salter（2006）は 2001 年に実施した対象となったイノベーションによる利益マージン率

英国のイノベーション調査を利用し製造業におけるや利益への主観的貢献度といった企業パフォーマン

英国企業 3,159 社のデータを使って，特許をはじめスとの関係性を分析している．分析結果によれば，とする法律的な保護手段（彼らは legal appropriabili-

特許は，主な事業分野の企業パフォーマンスを有意

ty strategy と呼んでいる）と営業秘密をはじめとすに増加させたことを観察できるが，営業秘密についる非法律的な保護手段（彼らは first mover appropri-ては有意な結果が得られていない．

ability strategy と呼んでいる）を比較しながら，各々Hussinger（2006）は，CIS 調査（CIS3 の 1998-2000の保護手段と，新製品の売上高が総売上高に占める年）の一部であるマンハイムイノベーションパネル

比率といった企業パフォーマンスとの関係を分析しのドイツ製造企業 626 社のデータを利用して，特許ている．分析結果によれば，2 つの保護手段と企業

出願と営業秘密による保護が新製品からの収益性にのパフォーマンスとの間の関係は，保護水準が十分つながっているのかを統計的に分析している．彼女に高くない場合，どちらの手段も企業のパフォーマの分析では，特許出願による保護は統計的に有意にンスを改善するが，保護水準が一定水準を超えると収益性を高めているが，営業秘密による保護は収益コストが大きくなり，企業のパフォーマンスが悪化

性と明確な関係が見られないという結果を見出してするという逆 U 字型になることを発見している．

いる．後者の結果は，営業秘密が新製品と関係がな

72

中小企業における特許保有・営業秘密とパフォーマンスの関係

いプロセス・イノベーションの保護に用いられてい析している．分析結果では，特許性向が高い企業ほる可能性を指摘している．

ど，研究開発ストックが有意に正で企業価値を高め

Hall and Sena（2014）は発明からの収益性と，特ること，また特許の先取り効果は，参入の脅威が高許権や情報の秘匿を通じた専有可能性の手段の違い

く，マーケットシェアの高い，漸進的なイノベーショによる収益性とを区別した上で，生産関数を用いてン中心の企業で観察されることを見出している．他

それらの効果を分析している．彼女らの研究は，方で，営業秘密の有効性は企業価値と有意な相関をCrepon et al.（1998）で使われたイノベーションとそもっておらず，その要因として投資家との間の情報の収益性を説明する構造方程式モデルの中に特許やの非対称性がある可能性を指摘している．

情報の秘匿等の専有可能性を確保する式を挿入し，日本を対象とした分析では西村（2010）および山

英国のイノベーション・サーベイを使って専有可能

内他（2012）がある．前者では，本研究と同じ特許性の手段の有効性を評価している．分析結果では，

庁『知的財産活動調査』を使い，営業秘密化した発サービス業では特許権や商標等の権利化は生産性を明件数や営業秘密の保持が企業の売上高成長率や利高めるが，製造業では，知的財産権といったフォー

益率と何ら相関をもっていないことが示されていマルな 保 護 手 段 お よ び企業秘密等といったインる．

フォーマルな保護手段の両方が頻繁に利用されてい後者では，文部科学省科学技術・学術政策研究所

るにもかかわらず，それら手段が企業の生産性向上『民間企業の研究活動に関する調査』の個票データに直結しているという証拠は得られなかったとしてを使い，過去 3 年間の新製品投入件数と特許権利保

いる．

有件数の間に正の相関を見出す一方，営業秘密が多Cassiman and Vanormelingen（2013） は， ス ペ イ

い企業と利益期間との間に正の相関を見出していン企業を対象に生産関数を用いたマークアップの計

る．ただし営業秘密化の割合については，割合が高測を行ない，その上で企業のプロダクト・イノベー

まるうちは新製品投入件数，利益期間ともに高まる

ション，プロセス・イノベーションや特許権取得がが一定の割合を過ぎると低下することが見出され，

マークアップに対してどの程度説明力をもつかを推

特許化と営業秘密化のバランスが重要である可能性計している．なお，マークアップとは，製品価格とも同時に見出している．

限界費用の差であり，企業の価格引き上げ能力を示す．彼らは，プロセス・イノベーション，プロダク

3.

データ

ト・イノベーションの両方ともに統計的に有意にマークアップを増加することを見出しているが，追本研究では，特許出願・権利保有の効果を測るに加的な特許取得は有意にマークアップを高めていな

あたり平成 18 年度から平成 25 年度までの特許庁いという結果を得ている．

『知的財産活動調査』の個票データを用いる4．本調Arora et al.（2008）は，独自の構造式群を構築し，カーネギーメロン・サーベイのデータを使い，企業

査では，特許，実用新案，意匠，商標のうち合計 5件以上出願している企業等が調査対象となる．

が特許権を取得することによる追加的な収益性上昇

特許庁『知的財産活動調査』を分析に用いるメリッ効果（パテントプレミアム）を推計している．彼ら

トとして，通常，部外者はアクセスできないであろの研究によると，業種平均で特許権取得は追加的にう企業の知的財産活動に関する詳細なデータを利用

企業の収益を平均 30 パーセント向上させるというできることがある．年度末の状況について調査した

高い効果を計測している．

ストック変数では，特許保有件数，特許利用件数，

Ceccagnoli（2009）では，特許取得や特許の先取

自社実施件数，防衛特許件数，開放可能特許件数なり効果が企業パフォーマンスに与える影響を見るたどを利用することができる．また年度内の活動に注

めに，同じくカーネギーメロン・サーベイと上場企目したフロー変数では，発明届出件数とその内数と業のデータを組み合わせ，企業価値との関係性を分して，特許出願件数，非出願件数，更に営業秘密化
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〈日本知財学会誌〉 Vol.15 No.2― 2018

件数，発明公開件数など非常に貴重なデータを用い望ましいとは言えない5．そこで，推計では，頑健ることが可能となる．

性の確認という意味で特許化率 100% を除いた分析

既に述べたように，発明届出件数とその内数としを追加的に行なうこととしている．

ての，特許出願件数のデータが利用できることのメ

特許庁『知的財産活動調査』を用いて，特許出願・

リットは大きい．なぜなら，特許化か営業秘密化か

権利保有のパフォーマンスを評価する場合に注意しという問題を分析する場合，そもそも意思決定の対なければならない点は，調査対象サンプルが特許出象となるのは「特許化可能な発明」のみであるが，願等の知的財産権の出願件数に応じて決められてい今回のデータではそのような二者択一の問題をダイることである．したがって本研究で対象とする企業

レクトに検証できるからである．既に述べたように，

サンプルは特許出願を積極的に行なっている製造業

過去の実証研究では，企業サーベイで定性的に得らなどの業種，企業に偏っている可能性がある．そのれた発明の特許化率，
営業秘密化率を用いているが，点で，本研究が統計的に示す結果は，特許出願や権この分母である発明は「特許化可能な発明」だけを利保有を以前にしたことがない企業が初めて特許出含んでいるとは必ずしも言えず，特許化率を過小評

願・権利保有した場合に得られる効果というよりは価している可能性が高い．

むしろ，既にある程度特許出願・権利保有を行なっ

特許庁『知的財産活動調査』の発明届出件数は，ている企業が特許出願・権利保有をさらに増加させ

基本的に知的財産関連部署が認知した発明件数であた場合に追加的に得られる効果を見る分析と言えり，少なくとも発明者は特許化可能と判断した発明

る．

件数と言える．山田・石田（2009）は特許庁『知的財産活動調査』の発明届出件数の意味合いを回答企

4.

推計方法

業へのインタビューで確認している．それによると，
ここで言う発明届出件数は，発明届出書に記載でき

本研究では，発明の特許化のための特許出願・権るような，いわゆる「特許化可能な発明」であるこ

利保有，もしくは営業秘密化と企業パフォーマンス

とを確認している．その点で本研究の趣旨に沿うとの因果関係を明らかにするために，特許審査請求

データと言える．更に，届出された発明を特許出願

料・特許料の減免制度に着目する．先行研究では，したかどうかだけでなく，営業秘密化したかどうか

内生性の問題を十分に対処していないという問題がも同時に聞いており，その点でも貴重なデータであある（Hall et al., 2014）．発明を特許化するのかそれる．本研究では，このデータを用いることで先行研

とも営業秘密化するのかといった意思決定（すなわ

究よりもより高い精度で，特許化か営業秘密化かとち特許取得性向や営業秘密性向）は企業パフォーマ

パフォーマンスとの関係を分析できる．

ンスとの関係で内生的に決定されている．すなわち，

ただし，本データにもいくつかの問題点がある．

企業の特許取得がパフォーマンスに与える影響を分

まず，個々のデータを見ると，「特許出願件数＝発析する場合に問題となるのは，パフォーマンスが高

明届出件数（特許化率が 100%）」となっている企い企業が積極的に特許取得するという逆の因果関係

業が少なからず存在することである．この数値の解を含む内生性の問題である．本研究では，この問題釈として，企業が戦略的に検討した上ですべて特許を解決するために，Fuzzy RDD を用いる．操作変化のために特許出願に至ったと考えた場合には問題数として，中小企業を対象とした特許審査請求料・はない．しかし，企業が戦略的に発明の保護を図っ

特許料の減免制度の対象企業かどうかという情報をておらず，届出した発明をすべて特許出願している，

用いる．

あるいは，統計調査に回答するために単に「特許出本制度は，資力の乏しい法人や研究開発を活発に願件数＝発明届出件数」として回答していることが行なっている中小企業等の特許出願・権利化支援を考えられる．特に，後者の場合，特許化率 100% は目的とした政策であるが，制度対象となるには，資企業の戦略的な意思決定を表す数値として扱うのは本金や従業員数等について一定の基準を満たす必要

74

中小企業における特許保有・営業秘密とパフォーマンスの関係がある6．例えば，資本金 3 億円以下で研究開発比の差と被説明変数との関係性をみることで，内生性率（研究開発費/売上高あるいは研究開発従事者/従をコントロールする．本研究の推計では，非連続点

業員数）が 3% 以上の法人が対象となる．このよう近辺での特許出願・権利取得が企業パフォーマンス

な制度は，資本金 3 億円前後あるいは研究開発比率に与える効果をローカルな意味で計測することが可が 3% 前後で制度を利用できる企業とできない企業

能となる．繰り返しになるが，本推計方法のメリッが明確に線引きされている．この制度が企業の特許

トは，推計サンプル全体では操作変数の条件（内生出願・権利保有に影響を与えているならば，資本金変数とは相関するが，誤差項とは相関しない）を満や研究開発比率などの企業特性はあまり変わらない

たしていない変数でも，断絶点近辺で部分的に満たにもかかわらず，制度対象となる企業とそうでない

していれば操作変数として使えることである．

企業との間で特許出願や権利保有件数に違いをもたらす可能性が高い．本研究では，この差が企業パ

以下では，制度について詳細に説明し，本研究の識別戦略を説明する．

フォーマンスに与えている影響を見ることで，パフォーマンスが高い企業が特許出願や権利保有をし4.1.

特許出願支援政策ているという逆の因果関係を考慮した形で，純粋に特許庁は，中小企業の特許出願・取得を支援する

特許出願や権利保有がパフォーマンスに与える影響ために，審査請求手数料および特許料の減免政策をを見る．

実施している．表 2 は，本研究の分析対象である中特許審査請求料・特許料の減免制度のデータを使

小企業を対象とした 2006 年以降の減免制度の概要

うことの有用性は，全体として特許出願・権利保有である．減免対象は大きく分けて，中小企業要件と件数は企業パフォーマンスに影響を与えるがその逆

研究開発型要件に分けられる．前者は資金制約があはないという外生性の仮定を満たさないとしても，り資力に乏しい法人が対象であり，2004 年 4 月か支援基準の近傍では，政策の恩恵を受ける企業とそら 2008 年 7 月までは資本金 3 億円以下で親企業（支うでない企業との間では企業特性は連続している配法人）がなく，非課税法人，さらに設立 10 年未が，政策の恩恵の有無を受けての特許出願・権利保満の企業のみが対象で利用できる制度であった．

有件数に不連続性がみられれば，この政策の不連続2006 年 8 月からは設立 10 年未満の制約がなくなり，性はローカルに外生性の仮定を満たしている（つま資本金 3 億円以下で親企業がなく，非課税法人であり，この不連続性による特許出願・権利保有件数のれば減免を受けることができるようになった．2012

増減は企業パフォーマンスに影響を受けない）と言年からは並列的に資本金 3 億円以下で親企業がな

え，内生性に配慮した推計が可能となることにある．

く，かつ設立 10 年未満の企業への減免も導入され

すなわち，内生変数に影響を与える変数になんらかた．減免金額は審査請求料が半額軽減措置となり特のデータの非連続性が観察される場合，その非連続許料が 3 年間猶予というものであった．2012 年かの要因を操作変数とし，非連続点近傍での内生変数

らは特許料が 10 年間半額軽減措置となった．

表2

審査請求料，特許料減免対象企業（2004 年～ 2012 年まで）資力に乏しい法人対象（中小企業要件）
研究開発型中小企業対象（研究開発型要件）※1※2※3

要件 a ※1

要件 b

要件 c

①資本金 3 億円以下

非課税法人（前年）

親会社無②資本金 3 億円以下

設立 10 年未満

親会社無③資本金 3 億円以下 ※2

試験研究費等比率 3% 超（前年）※3④従業員数 300 人以下

試験研究費等比率 3% 超（前年）

備考2012 年より実施

減免を受けるには要件 a, b, c ともに満たす必要がある．
資本金・従業員要件は業種によって異なる．表示したのは製造業等のケース．
試験研究費等比率 3% 超以外に SBIR 補助交付対象企業等の政府認定企業も制度対象となる．
75

〈日本知財学会誌〉 Vol.15 No.2― 2018

後者は研究開発に積極的な企業（研究開発型中小ない．ここでは，研究開発型要件に絞り制度利用対企業）を対象としている．具体的には研究開発比率

象かどうか違いを見てみる．すなわち，（1）従業員（（試験研究費＋開発費）/収入）が 3% 超で，かつ資数 300 人以下あるいは資本金 3 億円以下で研究開発

本金 3 億円以下か従業員数 300 人以下（製造業の比率が 3% 以上か未満か7，（2）研究開発比率 3% 以ケース）が対象である．減免の金額については，

上で資本金 3 億円前後，（3）研究開発比率 3% 以上

2011 年までは，審査請求料の半額軽減措置およびで従業員数 300 人前後という基準である．それぞれ特許料（第 1 年分から第 3 年分）の半額軽減措置との基準について，対象非対象基準近辺のサンプル数いう制度であった．

と特許保有件数（対数値），特許出願性向，営業秘
密性向の平均値を示したのが，表 3，4，5 である．

4.2.

減免制度利用対象企業と非対象企業の関係

表はそれぞれ（1）（2）（3）に対応している．なお，（1）

このような政策は，対象となる中小企業の特許出では研究開発比率を 1% から 6% までとしている．

願・権利保有を促している可能性がある．具体的な（2）では資本金を 100 万円から 6 億円の間とし，（3）効果を見ることは容易なことではないが，対象となでは従業員数を 1 人から 600 人の間としている．こる基準内外近辺で特許出願性向（特許出願件数/発れを見ると，研究開発比率 3% 前後では制度対象企明届出件数），営業秘密性向（営業秘密件数/発明届

業の方が保有件数は多く，特許性向は高い．同様に出件数）や特許保有件数に明確な違いがみられる場

資本金 3 億円前後でも制度対象企業の方が保有件数

合には，政策の違いとみなすことができるかもしれは多くなっており，特許性向も高い．また，従業員

表 3 （1）従業員数 300 人以下あるいは資本金 3 億円以下，かつ研究開発比率 3% 前後企業
特許保有件数（対数 : 平均値）

特許出願性向（特許出願件数/発明届出件数）

営業秘密性向（営業秘密件数/発明届出件数）

非対象企業

3.54
（549）

0.82
（531）

0.07
（519）

対象企業

3.70
（246）

0.83
（236）

0.05
（234）

括弧内の数値はサンプル数を表す．

表 4 （2）研究開発比率 3% 以上，かつ資本金 3 億円前後企業
特許保有件数（対数 : 平均値）

特許出願性向（特許出願件数/発明届出件数）

営業秘密性向（営業秘密件数/発明届出件数）

非対象企業

3.41
（996）

0.87
（945）

0.048
（1,027）

対象企業

3.64
（236）

0.88
（230）

0.045
（308）

括弧内の数値はサンプル数を表す．

表 5 （3）研究開発比率 3% 以上，かつ従業員数 300 人前後企業
特許保有件数（対数 : 平均値）

特許出願性向（特許出願件数/発明届出件数）

営業秘密性向（営業秘密件数/発明届出件数）

非対象企業

3.84
（1,051）0.84（1,027）0.06（1,012）

対象企業

3.65
（322）

0.85
（308）

0.05
（307）

括弧内の数値はサンプル数を表す．
76

中小企業における特許保有・営業秘密とパフォーマンスの関係

2.5

3

log PAT
3.5

4

4.5

図 1 （1）従業員数 300 人以下あるいは資本金 3 億円以下，かつ研究開発比率 3% 前後企業の特許保有件数

0.01

0.02

0.03
0.04
R&D INTENSITY

0.05

0.06

0

2

log PAT468

図 2 （2）研究開発比率 3% 以上，かつ資本金 3 億円前後企業の特許保有件数

0200

数 300 人前後では制度対象企業の方が特許性向は高CAPITAL

400

600

結果である．

い．しかし，制度非対象企業の方が特許保有件数は以上の関係をより明確に見るために，特許保有件

多く，ここでは制度によって保有件数が増加する傾数での前後の関係を図で表したのが図 1，図 2，図向は見られない．3 つの要件を通じて総じて言える

3 である．図の縦軸が特許保有件数（対数値），横ことは，制度非対象企業と比較して，制度対象企業

軸がそれぞれ，図 1 研究開発比率，図 2 資本金，図で特許出願性向は高く，営業秘密性向は低いという

3 従業員数を示す．点線が制度対象の境界，実線の77

〈日本知財学会誌〉 Vol.15 No.2― 201802

log PAT468

図 3 （3）研究開発比率 3% 以上，かつ従業員数 300 人前後企業の特許保有件数

0200

EMPLOYEE

400

600

直線は，制度利用内外での特許保有件数を予測する

資本金や減免対象企業ダミー変数およびその交差

回帰直線である．

項，業種ダミー変数および年ダミー変数に回帰し（1）研究開発比率 3% 前後と（3）従業員数 300

た8．推計方法は OLS 推計であり，推計結果は表 6

人前後の断絶では，むしろ制度非対象企業の方が回である．（1）列目と（2）列目は被説明変数を特許

帰直線が高くなっている．この 2 つの制度の対象の保有件数としているが，（1）列は資本金に関して 1

境界では，明確な制度の効果がみられないと言えよ

次の項のみを入れた結果，（2）は資本金に関して 2う（図 1 と図 3）．他方で，（2）資本金 3 億円前後

次の項まで入れている．減免対象ダミー変数は統計

では，制度対象企業の方が資本金は少ないにもかか的に有意にプラスとなっており，減免対象企業で有わらず，明確に保有件数が多くなっている（図 2）．

意に特許保有件数が増加していることを示してい

以下では，制度の影響が視覚的にも観察される研究

る．被説明変数について対数を取っているので，係開発比率 3% 以上の中小企業での資本金 3 億円基準数から制度利用により特許保有が何パーセント増加

前後での特許化，営業秘密化と企業パフォーマンス

したかの半弾力性値を計算できる．計算すると，制との関係を議論していく．

度対象になることにより特許保有件数が 88.5%〜

5.

推計結果

135% 増加することを示している．
（3）列目は被説明変数を自社実施件数にして推計した結果である．自社実施件数に対しても，減免対5.1.

特許保有・出願性向と特許料減免政策との関連

象企業ダミー変数は統計的に有意にプラスとなって性いる．すなわち，制度対象企業では自社実施件数が本研究では，まず，資本金 3 億円以上での減免対増加することがわかる．係数から計算した半弾力性

象外の企業と比較して，3 億円以下の減免対象の特値は 188% となり，特許保有件数の場合よりも大き

許出願・権利保有件数が有意に大きいかどうかを，い．よって，制度対象企業では自社実施技術を優先

いくつかのコントロール変数を追加しても見られる

的に権利化している可能性を示している．他方で防のかどうかを回帰分析で確認する．具体的には企業

衛特許に対して，減免対象企業ダミー変数はプラスの特許保有件数，自社実施件数，防衛特許件数を，の係数であるが，統計的に有意ではない（（4）列目）．

78

中小企業における特許保有・営業秘密とパフォーマンスの関係

すなわち，減免対象企業が防衛特許を増やすわけで保有件数に直接影響を与える政策であるが，出願後はないことを示している．（5）列目は，特許庁『知の審査請求手数料および特許料が減免されることを的財産活動調査』にある特許維持費用を被説明変数

考えると，特許出願戦略にも影響を与えている可能とした推計結果である．実際に特許料の減免の効果性がある．そこで発明届出件数に占める特許出願件が見られるならば，維持費用に対して減免対象企業数の割合（特許出願性向），発明届出件数に占める

ダミー変数は有意にマイナスになるはずである．推営業秘密件数の割合（営業秘密性向），そして届出計結果を見ると，係数はマイナスであるが，統計的件数に占める発明公開件数（発明公開性向）の 3 つに有意とはなっていない．維持に掛かる諸費用を考に対して，減免対象企業ダミー変数が統計的に有意えた場合，統計的に有意になるほど減少していないに影響を与えているかどうかを分析した．

可能性がある．その原因として，減免対象となって推計結果が表 7 である．
（1）列目が特許出願性向，いない，審査請求や権利維持の手続きにかかる弁理（2）列目は同じく特許出願性向（ただし，特許出願

士費用などの費用が影響している可能性があろう．

性向が 100% である企業を分析サンプルから除いた

以上の推計から，審査請求・特許料減免対象とな

サブサンプル），（3）列目が営業秘密性向，（4）列る資本金 3 億円前後で少なくとも特許保有件数と自目が発明公開性向を被説明変数とした推計結果であ社実施件数が統計的に有意に変化している（非連続

る．（2）の特許出願性向 100% の企業を除いて推計となっている）と言える．この結果は，特許保有・したのは，「特許出願した件数＝発明届出件数（つ実施件数と企業パフォーマンスとの関係を分析する

まり，特許性向 100%）」と回答した可能性がある

推計における，当該変数の操作変数法としての妥当

企業の影響を除去するためである．
まず，（1）列目を見ると，減免対象企業ダミー変性を示しているといえる．
次に，資本金 3 億円前後で減免対象となるかなら数は特許出願性向にプラスで有意である．また，特ないかが企業が生み出した発明の特許化および営業許出願性向が 100% の企業を除いても統計的に有意秘密化に与える影響を見る．特許料の減免は，特許にプラスである（2 列目）．この結果は，減免制度

表6

特許保有件数等の決定要因
（1）

（2）

（3）

（4）

（5）

保有特許件数（対数）

保有特許件数（対数）

自社実施件数（対数）

防衛特許件数（対数）

権利維持費用
（対数）

OLS

OLS

OLS

OLS

OLS

減免対象企業ダミー

0.853（0.162）0.634（0.231）1.058（0.215）0.121（0.100）－0.3（0.209）

資本金0.003＊＊＊（0.000）0.005＊＊＊（0.002）0.007＊＊＊（0.001）0.002＊＊＊（0.001）0.000（0.001）0.000（0.000）－0.001＊＊（0.000）0.000（0.000）0.000（0.000）－0.001（0.003）－0.005＊（0.003）0.000（0.001）0.000（0.002）－0.001（0.001）0.000（0.001）0.000（0.000）0.000（0.001）＊＊＊

資本金 2 乗減免対象企業ダミー×資本金－0.004＊＊＊（0.001）

減免対象企業ダミー×資本金 2 乗

＊＊＊

＊＊＊

定数項

4.090＊＊＊（0.445）

4.155＊＊＊（0.468）2.138＊＊＊（0.508）－0.046（0.129）－2.821＊＊＊（0.262）

年ダミー

Yes

Yes

Yes

Yes

Yes

業種ダミー

Yes

Yes

Yes

Yes

Yes

自由度修正済み決定係数

0.231

0.233

0.312

0.069

0.091

サンプル数

795

795

774

760

663

p<0.1, p<0.05,
括弧内は標準誤差．
＊

＊＊

＊＊＊

p<0.0179

〈日本知財学会誌〉 Vol.15 No.2― 2018

表7

特許化・営業秘密化等の決定要因
（1）

（2）

（3）

（4）

特許出願件数 /
発明届出件数

特許出願件数 /
発明届出件数

企業秘密件数 /
発明届出件数

発明公開件数 /
発明届出件数

OLS

OLS

OLS

OLS

減免対象企業ダミー

＊＊

0.107
（0.047）＊＊0.152（0.076）－0.096（0.031）

0.015（0.018）

資本金

0.000（0.000）0.001（0.000）0.000（0.000）0.000（0.000）

資本金 2 乗0.000
（0.000）0.000（0.000）0.000（0.000）0.000（0.000）

減免対象企業ダミー×資本金－0.001（0.001）－0.001（0.001）0.001（0.000）0.000（0.000）

減免対象企業ダミー×資本金 2 乗

0.000＊（0.000）0.000（0.000）0.000（0.000）0.000（0.000）定数項

0.538＊＊＊（0.087）0.409＊＊＊（0.063）0.372＊＊＊（0.085）0.019（0.017）

年ダミー

Yes

Yes

Yes

Yes

業種ダミー

Yes

Yes

Yes

Yes

自由度修正済み決定係数

0.086

0.052

0.069

0.068

サンプル数

767

341

753

748

＊＊＊

（2）式は，特許出願性向（特許出願件数/発明届出件数）が 100% の企業を除いた推計．
＊
p<0.1, ＊＊p<0.05, ＊＊＊p<0.01
括弧内は標準誤差．

が企業の特許化を増加させることを示している．こびその 2 乗項，業種ダミー変数，年ダミー変数を利れとは対照的に，減免対象企業ダミー変数は営業秘用した．内生変数は，先ほどの推計で被説明変数と密性向に対しては有意にマイナスとなっている（3して用いた特許保有件数や自社実施件数等である．

列目）．減免を受けられる場合には，営業秘密化でこれらの変数が操作変数を使っても統計的に有意ではなく特許化を選ぶ企業が有意に増えることを示しあるならば，企業の特許保有件数等の上昇は企業のている．最後に，（4）列目の発明公開性向に対して売上高で測ったパフォーマンスを高めると言える．

は，減免対象企業ダミー変数は統計的に有意ではな

なお，分析に利用した企業は，減免対象企業とそうい．減免制度は発明の無償公開とは関連がないと言でない企業とを分ける資本金 3 億円近辺として，資える．

本金 6 億円以下の企業を選んでいる．
推計結果は表 8 である．まず，OLS で推計した

5.2.

特許保有・出願性向等と企業パフォーマンスと結果が（1）と（2）列目である．特許保有件数は統の関係計的に有意にプラスである．しかしこの値にはパ

ここでは，表 6 および表 7 の結果をうけて，減免

フォーマンスが特許保有件数に与える影響や除外変対象企業ダミー変数を操作変数として，企業での特数によるバイアスがかかっている．そこで操作変数

許保有や出願件数等が企業パフォーマンスに与える（IV）を用いて推計した結果が（3）列目と（4）列影響を見る．先行研究の多くは売上高を利用してい目である．結果は統計的に有意にプラスである．内ることが多いため，パフォーマンスの指標として実生性の問題点をコントロールしても，特許保有件数質化をした実質売上高（対数値）を用いることとしは企業のパフォーマンスに統計的に有意にプラスのた ．操作変数には減免対象企業ダミー変数を用い影響を与えていることを示している．F 値を見るとる．また外生変数として，資本金，資本金の 2 乗項，それぞれ 26.6 と 7.7 と高く操作変数の弱相関の問題

資本金と減免対象企業ダミー変数との交差項，およはないと言える．

980

中小企業における特許保有・営業秘密とパフォーマンスの関係

Fuzzy RDD では操作変数は不連続性近辺でのみすることが企業のパフォーマンスを強く高めること有効である．しかし「近辺」の取り方は分析者にゆを示唆していると言える．他方で防衛特許件数につだねられているために，推計結果の信頼性を担保す

いて，係数はプラスであるものの，統計的に有意でるためには複数の区間を用いて頑健性をテストするはない．もともと操作変数の説明力（F 値は 0.5）

ことが望まれる．ただ，サンプルを不連続近辺に絞が低いことが影響している可能性が高いが，今回のることは，操作変数の有意性を高める一方，推計サ

結果から防衛特許件数が企業パフォーマンスに与え

ンプル数が減少するというコスト（逆も同じ）も伴る影響は見出せなかった．

う．本研究では，サンプルを不連続近辺に絞るため次に，減免制度の利用による特許出願性向（特許に，（5）列は資本金 1 億円から 6 億円，（6）列は資出願件数/発明届出件数），営業秘密性向（営業秘密

本金 2 億円から 5 億円に絞って推計を行なってい件数/発明届出件数），発明公開性向（発明公開件

る．推計結果を見ると，依然として特許保有件数は数/発明届出件数）の変化が企業パフォーマンスに

統計的に有意にプラスである．推計結果の頑健性は与える影響を見るために，表 7 の結果を第 1 ステー

高いと言えよう．

ジとして操作変数法で推計した結果が表 9 である．

次に，保有件数に代わり，自社実施件数を説明変

結果では，（1）列目の特許出願性向は実質売上高に数として推計した結果が（7）列目，防衛特許件数

対して統計的に有意にプラスである．また（2）列を説明変数として推計した結果が（8）列目である．

目は特許出願性向が 100% である企業を分析サンプ

自社実施件数は強く統計的に有意である．また係数

ルから除いたサブサンプルを使った推計であるが，も 1.8 と大きい．この結果は特許化した発明を実施

その場合でも依然として有意にプラスとなってい表8

特許保有件数等と企業パフォーマンス
（1）

（2）

（3）

（4）

（5）

（6）

（7）

（8）

売上高（対数）
資本金 1-6 億円 資本金 2-5 億円
IV

IV

IV

IV

IV

0.006＊＊＊
0.000
0.002＊＊＊
0.000（0.002） （0.001）

OLS

0.000
（0.004）0.002（0.003）0.01（0.014）0.002（0.003）－0.017（0.042）－0.001＊＊（0.000）－0.001（0.001）0.000（0.001）－0.002（0.002）－0.0010.000

0.001（0.004）

減免対象企業ダミー 0.003＊＊＊
0.006＊＊＊
0.003＊＊＊ －0.006
×資本金
0.000
（0.002） （0.001） （0.005）

0.003＊（0.002）0.000（0.003）－0.002（0.003）－0.014（0.036）

減免対象企業ダミー
×資本金 2 乗－0.001（0.001）0.000（0.001）0.001（0.001）0.007（0.014）0.680＊（0.410）1.098＊＊（0.496）

資本金
資本金 2 乗特許保有件数
（対数）

OLS

IV

－0.001＊＊（0.001）0.003＊（0.002）0.518＊＊＊
0.495＊＊＊
1.530＊＊＊
2.581＊＊＊（0.038）（0.038） （0.263） （0.803）

自社実施件数（対数）

1.817＊＊＊（0.434）

防衛特許件数（対数）19.813（27.511）3.676＊＊＊
3.849＊＊＊ －0.79（0.537）（0.553） （1.260）

定数項

－5.59
（3.782）5.830＊＊（2.378）2.488（4.210）1.456（1.988）6.299＊＊（2.666）

年ダミー

Yes

Yes

Yes

Yes

Yes

Yes

Yes

Yes

業種ダミー

Yes

Yes

Yes

Yes

Yes

Yes

Yes

Yes

26.633

7.72

3.069

4.724

14.526

0.481

788

788

404

258

712

700

F値
自由度修正済み
決定係数

0.446

0.461

788

788

サンプル数
p<0.1, p<0.05,
括弧内は標準誤差．
＊＊＊p<0.01＊＊＊81

〈日本知財学会誌〉 Vol.15 No.2― 2018

表9

特許出願性向等と企業パフォーマンス
（1）

（2）

（3）

（4）

売上高（対数）
IV

IV

IV

＊＊

資本金

0.015
（0.006）

資本金 2 乗IV

0.005
（0.005）＊＊＊0.014（0.004）0.007（0.009）－0.002＊＊（0.001）－0.001（0.001）－0.002＊＊＊（0.001）－0.001（0.002）

減免対象企業ダミー×資本金

0.004（0.005）0.000（0.005）－0.000（0.004）0.023*（0.013）

減免対象企業ダミー×資本金 2 乗－0.002（0.001）－0.000（0.001）－0.000（0.001）－0.008*（0.005）

特許出願性向（特許出願件数 / 発明届出件数）

15.552＊＊（7.836）10.421＊（5.665）

営業秘密性向（営業秘密件数 / 発明届出件数）－17.282＊＊＊（5.628）

発明公開性向（発明公開件数 / 発明届出件数）

104.099（112.291）

定数項－3.494（4.852）

1.185（2.592）

12.290＊＊＊（2.380）1.734（3.770）

年ダミー

Yes

Yes

Yes

Yes

業種ダミー

Yes

Yes

Yes

Yes

F値

5.258

4.017

9.807

0.765

サンプル数

607

607

566

608

（2）式は特許出願性向が 100% である企業を除く推計．
＊
p<0.1, ＊＊p<0.05, ＊＊＊p<0.01
括弧内は標準誤差．

る．特許出願性向が高い企業ほど売上高が上昇して

いては，現在まで，英国，カナダ，ドイツ，スペイ

いることがわかる．他方，（3）列目の営業秘密性向

ン，米国，日本の企業を対象に分析が行なわれておは，実質売上高に有意にマイナスといった結果とり，特許保有は企業のパフォーマンスにプラスの影なった．操作変数の弱相関の問題も小さく（F 値が響を与えるという結果がいくつか見られるものの，

9.8），比較的頑健性が高い結果と考えられる．この営業秘密についてはその効果についてプラスの影響

ような結果は，少なくとも短期的には，特許出願可をもたらすとは言えないということが先行研究にお能な発明の営業秘密化は企業のパフォーマンスに良いて明らかになっている．しかし，先行研究では解い影響を与えていないことを示している．つまり，決しなければいけない問題がいくつか存在し，保護本研究の分析対象である中小企業では発明の特許化

手段と企業パフォーマンスとの関係性に関する理解が相対的に重要であることを示していると言えよは非常に限られたものとなっている．そこで本研究う．最後に，発明公開性向は統計的に有意な結果をは，先行研究の問題点を克服し，2 つの保護手段が得ることはできなかった（（4）列目）．

どのような効果をもつのかをより深く理解するため

6.

ディスカッションおよび結論に，日本の研究開発集約的な中小企業における特許
化可能な発明の保護手段に分析焦点を絞り，当該分析企業が減免制度の対象になっているかどうかの有本研究では，特許化や営業秘密化という 2 つの保無を操作変数としてファジー回帰不連続デザインを護手段が企業パフォーマンスに正の影響を与えるか利用し分析した．我々の分析結果によれば，発明のどうかを分析してきた．2 つの保護手段と企業パ

特許化は企業の実質売上高に有意にプラスの影響を

フォーマンスとの間にどのような関係があるかにつ与えていることが明らかとなった．一方で，発明の82

中小企業における特許保有・営業秘密とパフォーマンスの関係

営業秘密化は，実質売上高に有意にマイナスに作用ている資産の多くが知識資産であるため，自社の知している結果を得た．最後に，特許料減免制度は，識資産を競合他社から保護するためには，特許が非制度利用の要件付近で観察した場合，企業の特許化常に重要である（Hall et al., 2014）．我々の結果は，をより促進させる一方で，営業秘密化を減少させる

特 許 明 細 書 を 通 じ た 技 術 情 報 の 流 出 と い う， パという役割を果たしていることを示していた．

フォーマンスに対して保護手段である特許化の正の本研究は先行研究とは異なり，内生性を考慮した効果がなかなか期待できない日本の中でも，特許化分析であることを踏まえると，本研究の結果は，先の有効性を示唆する．資金制約がある中小企業にお行研究の分析結果の頑健性を示したものといえる．

いて，特許化よりも営業秘密化が好まれる理由とし第 1 に，発明の特許化が企業の実質売上高に有意にて，コストや手続きの煩雑さがよく列挙されるが，プラスの影響を与えているという我々の分析結果

研究開発集約的な日本の中小企業について，この典は，先行研究と非常に整合的である（e.g. Hall et al.,型的な理由はそれほど当てはまらない10．また，少2014 ; Hussinger, 2006 ; 西村，2010 ; 山内他，2012）．

なくとも本研究の分析結果からは，特許化が技術情第 2 に，営業秘密化は企業の実質売上高に有意にプ報の流出につながり，企業パフォーマンスを低下さ

ラスの影響を与えているわけではないという我々のせるという懸念は当てはまらず，理論モデルの分析

分析結果も，先行研究と非常に整合的である（e.g.

結果とも整合的である（Bessen, 2005）．

Hall et al., 2014 ; Hussinger, 2006 ; 西 村，2010 ; 山

一方で，特許化が可能な発明の営業秘密化は企業

内他，2012）．第 3 に，先行研究では，日米を比較

パフォーマンスに良い影響を示していないことがした場合，日本企業の方が営業秘密化よりも特許化

我々の分析結果によって明らかとなっている．このの方が専有可能性を高める手段として効果的で重要

結果は，そもそも特許化が可能な発明は一般的にはだと考えている割合が多いことが示されているがプロダクト・イノベーションであることが多いため（Cohen et al., 2002 ; Goto & Nagata, 1997）， 我 々 のに，リバースエンジニアリング等での情報漏洩で，分析結果は，その結果とも整合的である．つまり，企業パフォーマンスが低下するという一連の流れが実際に企業パフォーマンスを高めていることを日本背景にある可能性が想像される．

企業が認識しているからこそ特許化は効果的で重要

以上のような，特許化可能な発明に対する特許化だと考えているのである．第 4 に，先行研究が分析の有効性と営業秘密化の非有効性の存在を前提とししている大企業だけではなく，研究開発集約的な中た場合，特許料等減免制度は特許政策上の重要なイ

小企業についても同様の傾向を観察でき，これもンプリケーションをもつ．すなわち，特許料減免制

フィンランドの調査と整合的である（Hyytinen &度が実際に特許化性向を高め，営業秘密化性向を低Pajarinen, 2003 ; Leiponen & Byma, 2009）．最後に，下させているという我々の結果は，減免制度が中小特許料減免制度が企業の特許性向を高めるという企業の発明からの収益を高めるうえで有効に働いて我々の結果は，特許出願について補助金と特許性向いることを示しているのである．最後に，特許料減との間に正の関係があることを観察している先行研

免制度によって高められた特許化性向が企業パ

究とも整合的である（Dang & Motohashi, 2015 ; Lei

フォーマンスを低下させていないという結果より，

et al., 2012 ; Munari & Xu, 2011 ; Song et al., 2016）．

先行研究でよく議論されている，特許料減免制度が我々の分析結果は以下のような企業経営上のイン

質の悪い特許権を増加させる効果（e.g. Dang & Mo-

プリケーションをもつ．先行研究では，発明を特許

tohashi, 2015 ; Lei et al., 2012 ; Munari & Xu, 2011）

化によって保護することは，大企業で重要であるこがないことも示唆する（Li, 2012）．

とを発見している（Cohen et al., 2002 ; Goto & Nagata, 1997）．そして我々の分析結果によると，同様の傾向が研究開発集約的な中小企業でも見られている．これは，研究開発集約的な中小企業では保有し【謝辞】 本論文は，大西・西村（2016）「オープン・クロー
ズ戦略と特許化・特許利用行動との関係」『平成 27 年度
我が国の知的財産制度が経済に果たす役割に関する調査報告書』および経済産業研究所の研究プロジェクト83

〈日本知財学会誌〉 Vol.15 No.2― 2018

付表 1

基本統計量

変数名

平均値

標準偏差

最小値

最大値

実質売上高（対数）

8.53

1.63

－1.02

12.15

特許保有件数（対数値）

3.68

1.41

－1.20

7.65

自社実施件数（対数値）

2.99

1.34

0

6.70

防衛特許件数（対数値）

0.21

0.75

0

4.45

特許出願性向

0.83

0.26

0

1

営業秘密性向

0.06

0.17

0

1

発明公開性向

0.01

0.06

0

1

減免対象企業ダミー

0.45

0.50

0

1

172.02149.97

1

600

資本金

「技術知識の流動性とイノベーション・パフォーマンス」の成果に基づいている．本分析を行なうにあたって，特許庁から有用かつ様々なデータを提供していただいた．記して感謝したい．
なお，本研究の執筆に当たり，学術研究助成基金助
成金 基盤研究（C）（課題番号 : 15K03486，研究代表者 :大西宏一郎，課題番号 : 25380545，16K03905 研究代
表者 : 西村陽一郎），科学研究費補助金 基盤研究（B）（課題番号 : 26285055，研究分担者 : 大西宏一郎，課題
番号 : 17H02558，研究分担者 : 西村陽一郎）の助成を
受けた．
注

1
2

3

4

5

6
7
8

9
10

詳細は西村（2018）を参考されたい．
オープンイノベーションのパートナー企業から自社の発明を保護する際にも特許化と営業秘密化が非常に重要と回答している企業
が約 90% にものぼる（Hagedoorn & Ridder, 2012）．
中小企業は資金制約にかかっていることが多く，そのため，保護コストが比較的高い特許化を行なわないのではないかという観点から，分析対象を中小企業に絞ることに対する懸念が存在する．
しかし，先行研究によれば，資金制約が特許化性向を低下させる
よ う な 効 果 は そ れ ほ ど み ら れ な い と し て い る（Hall et al.,2014）．
中小企業に関しては，3 年に 1 回の調査では 5 件以下の企業等についても抽出調査対象となる．本研究で用いたデータでは平成 19
年，平成 22 年，平成 25 年がその対象となっている．
ただし 2004 年の特許法第 35 条の改正によって，企業所属研究者・技術者内で発明を届出するインセンティブは上がっていると思われる．また知的財産関連部署でも，報奨の有無の関係から，届出件数の管理を厳密にしている可能性が高い．本研究のデータ
は 2006 年から 2013 年までのデータであるので，その点で問題は少ないかもしれない．
減免制度は個人や大学等も対象となっているが，本研究では中小企業への支援政策に焦点を当てる．
中小企業において研究者比率を満たす企業が多くないと考え，研究者比率は分析時に考慮していない．
上記変数および下記で用いる変数の基本統計量については付表 1に掲載した．なお特許保有件数（対数）の最小値がマイナスとなっているが，特許庁『知的財産活動調査』では，共有特許については按分して調査しており，1 件以下の数値が含まれるためである．
実質化には GDP デフレータを用いた．
なお，資金制約が特許化性向をそれほど低下させるわけではない
ことは先行研究でも確認されている（Hall et al., 2014）．

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