Silviase/jgov_v1.4_full_ann huggingface dataset:
### 3.1 分布の特性の検討

#### 3.1.1 外国人労働者の推計

分析に当たっては外国人登録者そのものの数字ではなく、そこから永住者を除き、かつ、非労働力人口を除

いた「外国人労働者」を用いた。こうした調整を行ったのは、我々の分析の焦点が、近年増加している外国人

在留者にあり、かつ、その及ぼす影響も主として経済的な側面にあるからである。こうした「外国人労働者」

のデータは都市別には得られないため、推計する必要がある。そこで、永住者については、(1) まず国籍別の

永住者割合（θ）を全国ベースで求め、(2)『在留外国人統計』第8表の都市別・国籍別の総在留外国人数（永

住者含む全体）に（1－θ）を乗じ足しあげることによって、除くことにした。次に、労働者数を求めるため

に、(1)2000 年『国勢調査』から国籍別に総外国人数に占める労働力人口の比率 $ ^{*4} $ を求め（全国ベース）(2)

この比率を、上で求めた都市別・国籍別の在留外国人数（除く永住者）に乗じ足しあげた。

このようにして求めた外国人労働者数が与える各都市の労働市場への影響の大きさを考えるために、外国

人労働者数を総労働者数で除して外国労働者比率を求める。総労働者数は、2003年の住民基本台帳人口に、

2000 年『国勢調査』から求めた労働力人口の総人口に占める比率（都市別）を乗じることで求めた。外国労

働者比率は全国約 $ 800 \times 5 $ の都市別に計算したが、不法残留者を考慮していない点でやや過小推計のバイアスを

もつと考えられる。このようにして求めた外国人労働者比率（ $ FW_{i} $ 、iは都市を示す添え字）の統計的な特性

を検討しよう。また、こうした調整を行う前の（永住者及び非労働力人口を含む）外国人口比率（＝外国人登

録者数／住民基本台帳人口, $ FP_{i} $ も併せて検討することとする。

#### 3.1.2 分布の特徴

まず、上で求めた $ FW_{i} $ 及び $ FP_{i} $ の分布の統計的な特性を、探索的データ分析 (Exploratory Data Analysis,

EDA) のアプローチによって調べてみよう $ ^{*6} $ 。 $ FW_{i} $ も $ FP_{i} $ も非負という下限がある一方、いくつかの都市で大
きな値をとることから、右側の裾野が長い非対称な分布となっている（図2を参照）。そこで、対数変換 $ ^{*7} $ を試みると、両者とも概ね正規分布に従うことがわかる $ ^{*8} $ 。また、 $ \log(FW_{i}) $ 及び $ \log(FP_{i}) $ の各年の基本統計量は、表2に記載されている。2000年と2003年で平均値は有意に異なるが $ (e^{-5.165}=0.57\%\rightarrow e^{-5.044}=0.64\%) $ 、分散の違いは有意ではない。

また、同表にはブラジル人の比率 $ (FW_{i}^{BRA} $ と $ FP_{i}^{BRA}) $ についても結果を示している。これは、第4節でブラジル人労働者が製造業に就業していることによる経済効果を推計する際に用いるものだが、これらの比率についても対数正規分布に従うことがわかる。ブラジル人労働者比率は、全国籍の動きと異なり2000年から2003年にかけて平均値は減少し $ (e^{-7.315}=0.067\%\rightarrow e^{-7.478}=0.057\%) $ 、この違いは有意である。ただし、分散の違いは有意ではない。

$$ ( 図 2:FW_{i}\ と \ FP_{i}\ の分布 : 対数変換の有無 ) $$

$$ ( 表 2:\log(FW_{i}) 及 び \log(FP_{i}) の基本統計量 ) $$

次に、外国人労働者比率を粗いやり方で推計した結果、登録外国人比率と外国人労働者比率とがどのような関係にあるのか、都市別データで確認しておこう。永住者を除いている結果、韓国・朝鮮人の多い都市においては、外国人比率に比べ外国人労働者比率が低めになる。 $ \log(FW_{i}) $ 及び $ \log(FP_{i}) $ の同時分布及びその等高線つきのプロットを示しているのが図3である。特に両者の差が大きいのが、大阪府生野区であり、外国人比率は約1/3に達している。

$$ ( 図 \;3:FW_{i}\; 与 \;FP_{i}\; の同時分布 \;(2003\; 年 )) $$

これまでは分布が時間を通じてどのように変化しているかを検討したが、分布の内部の複雑なダイナミクスを見逃す可能性があり、不十分である。これを捉えるために、 $ FP_{i} $ と $ FW_{i} $ のそれぞれについて、2000年と2003年の同時分布を推計したものが図4である $ ^{*9} $ 。両者ともほぼ対角線上に山があり、2000年時点で比率の高い都市が2003年時点でも高いという傾向 (persistence) が見られるが、 $ FW_{i} $ については双峰 (twin peaks) である可能性がある。

この双峰のダイナミクスは、例えば世界各国の一人当たりGDPの分布のダイナミクスを分析したQuahの
一連の分析 (e.g. Dulauf and Quah (1999)) を想起させる。Quah は、二時点の一人当たり GDP の同時分布の推計から双峰を見つけて、世界の所得分配の格差が拡大していることを主張し、Barro and Sala-i-Martin らによる（条件付き）コンバージェンスへの反証としている。我々の見つけた $ FW_{i} $ の同時分布の双峰は、Quah がみつけたものほどはっきりしたものではないが $ ^{*10} $ 、二極化のダイナミクスが働いている可能性を示唆するものと解釈できる。

$$ ( 図 \;4: 分布のダイナミクス :(1)\log(FP_{i})\text{、}(2)\log(FW_{i})) $$

■ 順位付け $ FW_{i} $ を大きい順番にランキングしたのが表3である。美濃加茂市、岡谷市等の中規模都市、港区や横浜市、神戸市といった政令指定都市の行政区が上位に入っている。上位20市の単純平均は約6％でフランスと同程度の水準となっている。全国平均はまだ低いが、都市によっては、外国人労働者が地域コミュニティで孤立しないよう、統合（integration）のための施策を検討しければならない段階に来ていると推測される。

(表 3：外国人労働者比率ランキング)

### 3.2 都市の他の属性との関係

■ 人口 はたして外国人労働者は大都市に多いのであろうか。都市人口と外国人労働者比率との相関を見てみよう。図5は2003年の811市についてこの2変数（ともに対数変換済み）の散布図を示したものである。全国籍については、正の傾きをもつ回帰線から明らかなように、両者には正の相関が見られる。しかし、この正の傾きは韓国・朝鮮、中国、米国では明確であるが（傾きが0.4～0.6）、フィリピンでは（有意であるが）かなり緩やかになる（傾きが0.1） $ ^{*11} $ 。ブラジルやペルーでは有意に正の傾きを取らず、この両者は他の国籍に比し小規模都市に多く分布していることがわかる $ ^{*12} $ 。
（図5：人口規模と外国人労働者比率の散布図）

■ 地域別特徴 各都市を地域ごとにまとめた地域別の外国人労働者比率を比較すると(表4)、東海が1.92％と最も高く、次いで北関東・甲信（1.57％）南関東（1.38％）の順となった。政令指定都市平均（1.41％）に比べても東海、北関東・甲信の両地域の値は高く、小規模都市でも外国人比率が高いことがうかがえる。前の分析から推測されるように、これはブラジル人やペル一人の影響である。実際、国籍別シェアをみると中国がほとんどの地域で1位であるのに、ブラジルは、東海、北関東・甲信に北陸を加えた3地域で1位である。ペル一も東海、北関東・甲信で他地域に比し大きなシェアを占めている。他方、フィリピンは前の分析から推測されるように、各地域とも万遍なく分布している。

（表4：外国人労働者比率の地域別比較）

■ 産業別特徴 外国人労働者比率と第2次、第3次の各産業との相関をみるために $ ^{*13} $ 、802市について外国人労働者比率と産業別就業者比率（人口に対する比率、2000年国勢調査）との相関を検討する。合計、その他を含む国籍別の外国人労働者比率のグラフが第2次、3次産業毎に計12枚、図6(1),(2)として示してあるが、相互比較が容易にできるように、縦軸と横軸のスケールは12枚共通にしてある。

第2次産業については、全国籍では両者に正の相関がみられるが、これはブラジル人、ペルー人が正の相関を持っているからである。他の国籍については（フィリピンを除き）負の相関を示している。他方、第3次産業では明確な相関は確認できない。これはブラジル人、ペルー人が示す強い負の相関と、フィリピンを除く他の国籍が示す正の相関が相互に相殺している結果と解釈できる。また、この記述から明らかなように、フィリピンは第2次、第3次産業とも無相関である点が特徴的である。

（図6：産業別就業者比率との相関：(1)第2次産業、(2)第3次産業）

さらに第2次産業については、1人当たり工業出荷額と外国人労働者の分布を分析した。両者には正の相関、すなわち、1人当たり工業出荷額が多い市ほど、外国人労働者比率が高い傾向が緩やかではあるがみられる。この傾向は、国籍別ではブラジル人（図7）産業別では一般、電気、輸送の各機械製造業において、特に
明確である。ブラジル人比率と1人当たり工業出荷額の相関を地域別にみると(図8)、3地域を除く7地域で有意な正の相関があるが、とりわけ東海においては説明力の高さ $ (R^{2}=0.57) $ 及び傾きの大きさ(0.55)が際立つ結果となった。以上のことから、ブラジル人が、製造業のなかでも輸送機械において、地域では東海、労働力として活用されていることが統計上推測される。

（図7：外国人労働者比率と一人当たり工業出荷額）

（図8：ブラジル人比率と一人当たり工業出荷額（地域別））

■ 地域別特性の再検討：クラスター分析 種々の情報を集約して、在留外国人の市別データの構造を調べるために、クラスター分析を用いた都市の類型化を試みたのが、日本経済研究センター (2004, p.186) である。つまり、都市の種々の特徴と外国人比率から、これを統計的な手法で全国の都市を類型化することで、データの構造をデータに自身に語らせようというものだ。数値変数（商業統計のみ 1999 年、他は 2002 年）としては、

· 国籍別外国人人口（総数、人口比率、2000-2002 年变化率）

● 工業統計出荷額（総額、1人当たり、2000-2002年変化率）

● 商業統計小売店販売額（総額、1人当たり）

を対象にクラスター分析 $ ^{*14} $ を行ったところ、その結果は5グループに分かれた（表5）。ブラジル、ペルーの外国人比率が高い都市と、米国や中国などの外国人比率が高い都市とで、明確なグループ分けができ、それぞれ工業都市と商業都市に対応する形となった。各グループの代表的な都市やその共通する特徴は表にまとめてある。

(表 5: クラスター分析によるグループ分け)
## 4 地域経済に与える影響

本節では、生産要素については外国人労働者と国内労働者は同質であり、産出する財は一つという仮定に基づいて、外国人労働者が地域経済に与える影響を推計する。もちろん、これは極端な仮定である。しかし、両者が異質であるという仮定で分析するためには、例えば国内労働者と外国人労働者について、熟練・未熟練の比率が必要となる。都市別に分析する場合には、データの制約から国内労働者についてもこの比率を求めるのは容易ではない $ ^{*15} $ 。また、1財モデルではなく2財モデルで考える場合は、外国人労働者の増加の影響はリプチンスキーの定理の応用例となり結論が異なってくる可能性がある(Gaston and Nelson, 2000)。こうした点に留意しつつ、本稿ではモデルの操作性及びデータの制約から、同質の労働者の下での1財モデルで考えることとする。

### 4.1 分析の枠組み

一次同次の生産関数 $ Y = F(K, L) $ を想定し、外国人労働者が増加することによって労働者数が L = N から $ L = N + M $ に増加することが経済に与える影響を考えよう。外国人労働者の稼得した所得はすべて本国に送金されると仮定すると、追加的に生み出された付加価値（図9の☐ $ E_{0} N L E_{1} $ ）のうちの資本に対するリターンの部分、図9の△ $ E_{0} F E_{1} $ だけが国内経済にプラスとなる。この面積 S は、

$$ S=(M/2)(w_{0}-w_{1})\approx-(M^{2}/2)F_{L L} $$

と計算できる。これを国民所得比（s = S/Y）で考えれば、

$$ s=\frac{S}{Y}=-\frac{1}{2}\left(\frac{M}{N}\right)^{2}\left(\frac{N F_{L L}}{F_{L}}\right)\left(\frac{F_{L}N}{Y}\right)=-\frac{1}{2}F W^{2}\left(\eta_{w}^{L}\right)^{-1}s^{L} $$

$$ =-\frac{1}{2}F W^{2}\left(-\frac{\sigma}{1-s^{L}}\right)^{-1}s^{L} $$

とあらわせる。(M/N)は外国人労働者と日本人労働者の比であり、前節のFWに相当する。 $ \eta_{w}^{L} $ は労働需要の賃金弾力性であるが、生産関数が一次同次であれば、労働分配率 $ s^{L} $ と資本と労働の代替の弾力性 $ \sigma $ を用いて $ -\sigma/(1-s^{L}) $ とあらわせる $ ^{*16} $ 。そこで、 $ s^{L} $ と $ \sigma $ を生産関数から求めれば、国内経済に与える影響が推計でき
ることになる。

(図9：外国人労働者の経済効果)

■ コブ・ダグラス型生産関数の仮定 さらにコブ・ダグラス型生産関数 $ Y = AK^{1-\beta}L^{\beta} $ を仮定すると、 $ s^{L} = \beta $ , $ \sigma = 1 $ であるので式 (3) は次式の通りとなる。

$$ s=\frac{1}{2}(1-\beta)\beta F W^{2} $$

つまり、生産関数から $ \beta $ がわかれば、国内経済への影響を求めることが可能となる。なお、A の違いは、経済的な利益 s には影響しない点に注意が必要である。生産関数において重要なパラメータは $ \beta $ だけである。

■ 経済的利益の推計 生産関数は地域毎に異なるとしよう。都市 i は地域 j に属するとすると、式 (4) に従って都市毎に計算される経済的なメリット $ s_{i} $ は、2 つの要因からばらつきが生じることとなる。この点は、図 8 のような $ \log s_{i} - \log FW_{i} $ 平面上で考える方がわかりやすい。式 (4) を対数変換して、 $ \lambda(\beta_{j}) \equiv (1 - \beta_{j})\beta_{j}/2 $ とすると、

$$ \log s_{i}=\log\lambda\left(\beta_{j}\right)+2\log FW_{i} $$

となるので、経済的なメリットのバラツキは、

● 地域間の生産関数のパラメータ $ \beta_{j} $ の違いによって生じる切片のバラツキ $ \log \lambda(\beta_{j}) $

• 外国人労働者比率（logFWi）の都市間のバラツキ

の二つに分けて考えられる。ここで、 $ \log FW_{i} $ は正規分布 $ N(\mu,\sigma^{2}) $ で近似できるので (第 3.1.2 節参照)、 $ \log s_{i} $ は条件付正規分布 $ N(\lambda(\beta_{i})+2\mu,4\sigma^{2}\mid\beta_{i}) $ に従う。

(図 10：外国人労働者比率の分布と経済効果の分布)

### 4.2 推計

上に述べた方法を具体的に、製造業について、ブラジル人労働者がどのような経済的な影響を及ぼしているか、市別に推計してみよう。経済産業省『工業統計表』の市別のクロスセクション・データ（2002年 $ ^{*17} $ ）を
用いて、製造業の生産関数 $ Y_{i}=A_{i}K_{i}^{1-\beta_{i}}L_{i}^{\beta_{i}} $ を推計する。 $ Y_{i} $ は粗付加価値生産額、 $ K_{i} $ は有形固定資産 $ ^{*18} $ 、 $ L_{i} $ は従業員数である。サンプル数は全国793市(i)である $ ^{*19} $ 。都市の生産関数の異質性をどこまで考慮するかが問題であるが、地域間 $ (j=1,2,\ldots,10) $ で生産関数が異なると想定し、その違いは全要素生産性 $ A_{i} $ 及び $ \beta_{i} $ にあらわれると考え、以下の式を推計した。

$$ \log\left(\frac{Y}{K}\right)_{i}=\alpha_{1}+\sum_{j=2}^{N}\alpha_{j}D_{j}+\beta_{1}\left(\frac{L}{K}\right)_{i}+\sum_{j=2}^{N}\beta_{j}D_{j}\left(\frac{L}{K}\right)_{i} $$

すなわち、ベンチマークとする地域 j=1 に属する都市においては、定数項、傾きがそれぞれ $ \alpha_{1},\beta_{1} $ であるが、それ以外の都市 $ (j\neq1) $ の場合は、それぞれ $ (\alpha_{1}+\alpha_{j}),(\beta_{1}+\beta_{j}) $ を取る。 $ \alpha_{j},\beta_{j} $ が統計的に有意にゼロと異なるかどうかで地域間の異質性のテストを行う。

表 6 の推計結果が示すとおり、ダミーを全て入れた推計式 (1)（中国地方がベンチマーク）においては、$\beta_{i}$ が南関東、近畿のみ有意に異なった。そこで、この2地域以外の8地域の$\beta_{i}$ は等しいという制約をかけた上で推計すると(推計式 (2))、$\beta_{i}$ は8地域で0.564、南関東で0.667、近畿で(8地域と有意に違わない)0.614となった。

## (表6：都市別データによる製造業の生産関数推計結果)

この結果を基に、式(5)から$\log(s_{i})$ の分布を求めてみよう。推計で求めた生産関数は製造業のものであるので、$FW_{i}^{BRA}$ をそのまま用いることができない。そこで、各市のプラジル人労働者数を工業統計表の従業者数で除した$FW_{mi}^{BRA}$ を計算し、これを$FW_{i}^{BRA}$ の代わりに用いる。

まず $ \log(FW_{mi}^{BRA}) $ の分布をみると $ ^{*20} $ 、表 7(1) が示す基本統計量からわかる通り左の裾が長く (skewed toward small values)、正規分布という帰無仮説は棄却される。この分布が式 (5) によって射影された像は、やはり左の裾が長い分布となって、 $ \beta_{i} $ が南関東や近畿で異なる値をとっても分布の形には大きな影響を与えない $ ^{*21} $ 。
ここから求められる $ s_{i} $ は、最大値でも 1.8% 程度であってそれほど大きくない。表 7(2) に比率の大きな都市を列挙しているが、1% を超える都市は僅かに 2 つ、0.3% 以上の都市と考えても 10 都市を数えるに過ぎない。またその 10 都市のうち 6 都市は、東海地方で占められている。

(表 7：ブラジル人の就業による経済的な便益について)

■ 再検討　この推計は、外国人労働者の日本への定着度が低いという前提に立っている。送金するために働いているという姿は、「国勢調査」の「外国人のいる一般世帯」のうち世帯主が外国人で、かつ、「単独世帯」というものが、一番近いかもしれない。この外国人世帯主（ただし、韓国・朝鮮を除く）の「外国人のいる一般世帯」のうちで「単独世帯」は58.6％であり、第一次接近としては許されるであろう $ ^{*22} $ 。ただし、単独世帯の比率は国籍によりだいぶ異なり、中国、フィリピン、タイ、イギリスでは6割超と高い。しかし、ここで取り上げたブラジル人については45.6％とそれほど高くない。これは、例えば浜松市・浜松国際交流協会(2003)が報告するミクロの情報とも符合する。すなわち、浜松に居住するブラジル人で、滞在が5年以上が約65％、夫婦と子供で暮らしている者が約61％を占めるという。

定着度合いが高まると、外国人が日本で稼得した所得を一切国内で支出しないで送金するという仮定が妥当しなくなってくる。つまり、定着度合いが高まると、国内経済へのメリットを過小に推計するバイアスが強くなる。

ただし、逆に過大推計のバイアスもある。ブラジル人の就業の産業別内訳が不明であるので、全員製造業に就業していることを仮定しており、これは過大推計のバイアスを生む。この結果、ネットでは過大・過小どちらにバイアスがあるか、一概には言えない。

## 5 おわりに

本稿は、入管協会『在留外国人統計』の都市別データから推計した都市別の外国人労働者数のデータを分析し、これまであまり分析されていない地域経済との関係で外国人労働者の実態を統計的に探ることを目的としていた。本稿によって明らかになった点は以下の通りである。

(1) 都市別の登録外国人比率、外国人労働者比率（永住者及び労働力率調整済み）は概ね対数正規分布に従
う。2000 - 2003 年の間の同時分布からは高い慣性が認められるが、外国人労働者比率は次第に 2 極化に向かいつつある兆候が認められる。

(2) 上位 20 市平均の外国人労働者比率は、フランス並みの水準となっている。

(3) 外国人労働者労働者の比率が高いのは、必ずしも大都市とは限らない。フィリピンは全国に万遍なく分布しており、ブラジル、ペルーはむしろ小規模都市に多く、東海・北関東・甲信に集中している。

(4) 産業別就業者の比率との相関を見ると、第2次産業と外国人労働者比率は正の相関が見られるが、これはブラジル、ペルーが強い相関を示すことに起因する。特にブラジル人比率の高い都市は、一人当たり工業出荷額が高い傾向が見られる。

(5) 第3次産業就業者の比率と外国人労働者比率とは明確な関係が見られないが、これはブラジル、ペルーが示す正の相関と、他の国籍が示す負の相関が互いに相殺していることから生じている。

(6) 外国人労働者の及ぼす経済的便益の地域的な分布について、ブラジル人の製造業への就業の経済効果（対付加価値比）を例に推計すると、最大でも1.7％と小さな値であって、0.3％を上回るのは僅かに10都市である。分布全体の姿は、対数正規分布よりも小さい値に偏った分布（左の裾が長い分布）となる。

## 参考文献

Bowman, Adrian W. and Adelchi Azzalini (1997) Applied Smoothing Techniques for Data Analysis: The Kernel Approach with S-Plus Illustrations. Oxford, UK: Oxford University Press.

Cahuc, Pierre and André Zylberberg (2004) Labor Economics. Cambridge, MA US: MIT Press.

Dulauf, Steven and Danny T. Quah (1999) “The New Empirics of Growth Theory.” In John Taylor and Michael Woodford. eds. Handbook of Macroeconomics, vol. 1A. Amsterdam, Netherlands: North-Holland. pp. 235–308.

Fox, John (1990) “Describing Univariate Distributions.” In John Fox and J. Scott Long. eds. Modern Method of Data Analysis. London, UK: Sage Publishing, Inc.. pp. 58–125.

Gaston, Noel and Douglas Nelson (2000) “Immigration and Labour-Market Outcomes in the United States: A Political-Economy Puzzle.” Oxford Review of Economic Policy. Vol. 16. pp. 104–114.

浜松市・浜松国際交流協会 (2003)『ブラジル人市民の生活・就労実態調査』.
Kawagoe, Masaaki (1999) “Regional Dynamics in Japan: A Reexamination of Barro Regressions.” Journal of Japanese and International Economies. Vol. 13. pp. 61–72.

日本経済研究センター (2004)『第31回中期経済予測2004-2015年度 日本経済活性化への課題：「デフレ後」とグローバル化への対応』. 主查：河越正明.
表 1 外国人労働者数の推移

(人、%)

在留資格	1996年末	2000年末	2001年末	2002年末	2003年末
外国人労働者全体に対する合計
就労目的の資格者計	98,301	154,748	168,783	179,639	185,556	23.6%
教授	4,573	6,744	7,196	7,751	8,037	1.0%
芸術	272	363	381	397	386	0.0%
宗教	5,010	4,976	4,948	4,858	4,732	0.6%
報道	454	349	348	351	294	0.0%
投資・経営	5,014	5,694	5,906	5,956	6,135	0.8%
法律・会計業務	65	95	99	111	122	0.0%
医療	140	95	95	114	110	0.0%
研究	2,019	2,934	3,141	3,369	2,770	0.4%
教育	7,514	8,375	9,068	9,715	9,390	1.2%
技術	11,052	16,531	19,439	20,717	20,807	2.6%
人文知識・国際業務	27,377	34,739	40,861	44,496	44,943	5.7%
企業内転勤	5,941	8,657	9,913	10,923	10,605	1.3%
興行	20,103	53,847	55,461	58,359	64,642	8.2%
技能	8,767	11,349	11,927	12,522	12,583	1.6%

日系人等の労働者	211,169	233,187	239,744	233,897	230,866	29.3%

その他	321,712	321,305	327,433	350,337	370,927	47.1%
技能実習・ワーキングホリデー等	8,624	29,749	37,831	46,445	53,503	6.8%
留学生の資格外活動許可	30,102	59,435	65,535	83,340	98,006	12.4%
不法残留者	282,986	232,121	224,067	220,552	219,418	27.9%
合計	631,182	709,240	735,960	763,873	787,349	100.0%
(参考)
在留外国人総数	1,415,136	1,686,444	1,778,462	1,851,758	1,915,030	100.0%
うち永住者	626,040	657,605	684,853	713,775	742,963	38.8%

(注)1．就労目的の資格者のうち、外交・公用については除外。

2．日系人等の労働者については、「定住者」「日本人の配偶者等」及び「永住者の配偶者等」の在留資格数を基に厚生労働省が推計した数値。

3. 技能実習・ワーキングホリデー等は、在留資格が「特定活動」の人数を基に、厚生労働省が「就労していると考えられるもの等」として推計した数値。

4．留学・家族滞在資格については、「資格外活動」の許可を得ることにより、1日4時間までの就労が可能。ここでは、資格外活動の許可を得た人数をカウントした。1996年については11月1日現在、以降の年は翌年1月1日の数値。

(資料) 法務省入国管理局資料、同資料を基にした厚生労働省推計
表2 主要変数の基本等計量

Year	Min.	1st Qu.	Median	Mean	3rd Qu.	Max.	STD	sample#
log(FWi)
2000	-7.624	-5.806	-5.168	-5.165	-4.566	-2.575	0.918	802
2001	-7.748	-5.766	-5.128	-5.118	-4.528	-2.516	0.921	802
2002	-7.778	-5.699	-5.073	-5.076	-4.475	-2.554	0.907	802
2003	-7.572	-5.676	-5.074	-5.044	-4.442	-2.476	0.904	802
log(FPi)
2000	-6.988	-5.372	-4.710	-4.736	-4.140	-1.096	0.889	802
2001	-6.970	-5.345	-4.680	-4.692	-4.085	-1.098	0.893	802
2002	-6.951	-5.278	-4.660	-4.644	-4.037	-1.101	0.880	802
2003	-6.786	-5.211	-4.607	-4.604	-4.010	-1.112	0.879	802
log(FWBRAi)
2000	-12.230	-8.620	-7.290	-7.315	-6.070	-2.770	1.875	726
2001	-12.260	-8.673	-7.283	-7.338	-6.036	-2.800	1.893	727
2002	-12.300	-8.708	-7.395	-7.402	-6.086	-2.787	1.888	723
2003	-12.220	-8.821	-7.509	-7.478	-6.150	-2.695	1.905	726
log(FPBRAi)
2000	-12.570	-8.931	-7.554	-7.589	-6.310	-2.989	1.898	726
2001	-12.560	-8.947	-7.534	-7.568	-6.259	-2.976	1.915	727
2002	-12.560	-8.900	-7.579	-7.589	-6.261	-2.919	1.911	723
2003	-12.410	-8.995	-7.659	-7.624	-6.266	-2.785	1.928	726
表 3 外国人労働者比率ランキング：上位20

(1)市別（2003年末）

順位	市名	率	外国人労働者数
1	美濃加茂市	8.4%	2,189
2	港区	7.7%	6,723
3	岡谷市	7.7%	2,382
4	横浜市中区	7.4%	4,701
5	神戸市中央区	7.1%	3,692
6	大阪市生野区	6.7%	3,761
7	駒ケ根市	6.6%	1,250
8	水海道市	6.6%	1,479
9	伊勢崎市	6.4%	4,255
10	新宿区	5.9%	8,392
11	長浜市	5.9%	1,777
12	湖西市	5.5%	1,357
13	可児市	5.4%	2,697
14	磐田市	5.3%	2,568
15	名古屋市中区	5.3%	1,897
16	上野市	5.2%	1,642
17	諏訪市	5.0%	1,501
18	大阪市浪速区	4.8%	1,041
19	豊島区	4.6%	5,838
20	知立市	4.4%	1,523
全市計	1.1%
※参考	外国人比率(全国)	1.5%

(2) 諸外国（2001年）

外国籍を有する労働者

労働人口比率（%）	外国人労働者数（千人）
ルクセンブルク	61.7	170.7
スイス	18.1	738.8
オーストリア	11.0	359.9
ドイツ	9.1	3,616.0
ベルギー(1999)	8.9	386.2
フランス	6.2	1,617.6
スウェーデン	5.1	227.0
アイルランド	4.6	82.1
イギリス	4.4	1,229.0
イタリア	3.8	800.7
デンマーク	3.5	100.6
スペイン	3.4	607.1
(参考) 外国生まれの労働者
オーストラリア	24.2	2,367.3
カナダ	19.9	3,150.8
アメリカ	13.9	20,014.0

注 $ ^{1} $ ：国勢調査、在留外国人統計より作成

2. 各市・全市平均については、永住者を含まない値を簡便に推計。

3. 労働者数を算出するにあたっての労働力率については、2000年国勢調査を利用。外国人労働者については、国籍別に（外国人労働者数／外国人総数）により算出し、各市に一律に適用。分母については、市別に（労働者数／市民数）により算出。

4. 上野市は2004年11月に合併し、伊賀市となっているが、使用した数値は上野市時点のものであることから、表記は上野市としている。

5. 諸外国における比率については、OECD資料より抜粋。統計作成方法から、2種類のデータがあり、日本と比較可能なのは「外国籍を有する労働者」の方である。

6. 永住者を含めた場合、ベスト3は大阪市生野区、同東成区、神戸市中央区。

7. 参考として掲載した外国人比率（全国）については、入管協会による数値（外国人登録者数 / 推計人口）

OECD $ ^{™} $ TRENDS IN INTERNATIONAL MIGRATION:SOPEMI 2003 EDITION $ ^{™} $
表 4 外国人労働者比率の地域別比較

市別外国人率 (地域別集計)とその国籍別のシェア

(2003年末、单位 :%)

地域	外国人全体	中国	ブラジル	フィリピ	韓国	朝鮮	ベルー	米国	その他
東海	1.92%	13.3%	55.79%	9.3%	4.27%	4.9%	1.2%	11.4%
北関東・甲信	1.57%	17.0%	39.89%	11.5%	2.52%	7.8%	1.3%	20.0%
南関東	1.38%	37.06%	8.9%	11.5%	6.4%	3.1%	5.2%	27.8%
近畿	0.94%	34.12%	11.3%	5.0%	27.2%	1.7%	3.6%	17.2%
北陸	0.70%	30.5%	34.18%	11.3%	5.0%	0.8%	2.2%	15.9%
中国	0.62%	34.03%	18.7%	12.8%	13.8%	1.5%	3.7%	15.5%
九州	0.46%	44.01%	1.6%	15.1%	9.3%	0.9%	6.9%	22.2%
四国	0.43%	53.40%	3.2%	12.9%	5.0%	3.2%	2.9%	19.4%
東北	0.40%	42.97%	8.6%	14.9%	6.5%	0.6%	4.2%	22.3%
北海道	0.22%	41.84%	1.8%	5.7%	9.1%	0.2%	8.1%	33.3%
(再掲)
政令指定都市(23区含む)	1.41%	41.89%	4.9%	8.6%	13.1%	1.0%	5.5%	25.1%

注 $ _{1} $ ．永住者を含めた場合、近畿・中国を中心に韓国・朝鮮のシェアが増大。外国人比率も近畿を筆頭に各地域とも大きく増加する。

〗。地域区分は、北海道：北海道、東北：青森・岩手・宮城・秋田・山形・福島、

四国：德島・香川・愛媛・高知、九州：福岡・佐賀・長崎・熊本・大分・宮崎・鹿児島・沖縄（資料）入管協会『在留外国人統計』

南関東：埼玉・千葉・東京・神奈川、北関東・甲信：茨城・栃木・群馬・山梨・長野、

北陸：新潟・富山・石川・福井、東海：岐阜・静岡・愛知・三重、

近畿：滋賀・京都・大阪・兵庫・奈良・和歌山、中国：鳥取・島根・岡山・広島・山口、
表 5 クラスター分析によるグループ分け（市別）

No.	グループ名	該当数 (市)	代表的な都市	特徴
1	小都市・ブラジル・ペルー型	138	浜松市、亀山市、伊勢崎市	人口規模は小さい。一方、一人当たりの出荷額が多い。かつブラジル・ペルー両外国人比率が高い。
2	平均型	354	四街道市	人口規模は中庸。出荷額・外国人比率も低い。平均的な市。
3	大都市型	103	新宿区、渋谷区、長野市、高知市	人口規模大。中国・米国・その他の外国人比率が高く、販売額関連の系列が高い。地方中核 荷業都市のグループ。
4	豊田市	1	豊田市	出荷額極めて多いが、ブラジル・ペルー・フィリピの外国人率も極めて高い。
5	大都市行政区	5	千代田区、名古屋市中区、大阪市北区	販売額は極めて多いが、出荷額関連の系列はきわめて低い。中国・米国の外国人比率が高い。

(資料)入管協会『在留外国人統計』、経済産業省『工業統計表』、『商業統計表』

（出所）日本経済研究センター（2004）
表6 推計結果

推計式	推計式(1)	推計式(2)
說明变数	推計值	標準誤差	推計值	標準誤差
$ \alpha_{1} $	3.436 **	0.411	4.099 **	0.136
$ \alpha_{2} $	北海道夕三一	0.916	0.598	-0.102
$ \alpha_{3} $	東北夕三一	0.296	0.560	-0.139 *
$ \alpha_{4} $	南関東夕三一	1.443 **	0.462	0.780 **
$ \alpha_{5} $	北関東夕三一	0.855	0.674	0.040
$ \alpha_{6} $	北陸夕三一	0.255	0.609	-0.052
$ \alpha_{7} $	東海夕三一	0.692	0.559	0.146 **
$ \alpha_{8} $	近畿夕三一	1.103 *	0.476	0.441
$ \alpha_{9} $	四国夕三一	0.929	0.565	-0.020
$ \alpha_{10} $	九州夕三一	0.733	0.461	-0.100 *
$ \beta_{1} $	0.465 **	0.061	0.564 **	0.019
$ \beta_{2} $	北海道夕三一	0.156	0.092	-
$ \beta_{3} $	東北夕三一	0.064	0.085	-
$ \beta_{4} $	南関東夕三一	0.202 **	0.069	0.103 **
$ \beta_{5} $	北関東夕三一	0.122	0.100	-
$ \beta_{6} $	北陸夕三一	0.044	0.093	-
$ \beta_{7} $	東海夕三一	0.081	0.084	-
$ \beta_{8} $	近畿夕三一	0.149 *	0.071	0.050
$ \beta_{9} $	四国夕三一	0.143	0.085	-
$ \beta_{10} $	九州夕三一	0.126	0.070	-
自由度修正済決定係数	0.669	0.669
標準誤差	0.296	0.296

注： $ ^{*} $ は5％で有意、 $ ^{**} $ は1％で有意であることを示す。
表7 ブラジル人の就業による経済的な便益 (1) 分布 (サンプル数=718)

$ \log FW_{mi}^{BR} $	$ \log s_{i} $	参考 $ s_{i} $ (%)
Min.	-9.46	-21.02	7.43E-08
1st Qu.	-6.20	-14.49	5.09E-05
Median	-4.89	-11.95	6.46E-04
Mean	-5.02	-12.17	5.18E-04
3rd Qu.	-3.82	-9.79	5.60E-03
Max.	0.96	-4.02	1.79
STD	1.68	3.36
Skewness	-0.28	-0.27
Excess Kurtosis	-0.45	-0.45
KS Test (p value)	0.001	0.001
Normality test (Chi^2 (2))	0.000	0.000

(注)KS Test: Kolmogorov-Smirnov test

(2) $ s_{i} $ の順位

順位	都市名	si (%)
1	岩倉市	1.79
2	美濃加茂市	1.19
3	知立市	0.68
4	長浜市	0.68
5	豊橋市	0.60
6	可児市	0.55
7	水海道市	0.39
8	伊那市	0.36
9	上野市	0.33
10	本庄市	0.30
## <図>

図１　在留外国人の推移

(資料)入管協会『在留外国人統計』
図2 FWiとFPiの分布：対数変換の有無

(1) FWi の分布

QQ plot for the normal distribution

Density estimate of log(FW_i) in 2003

QQ plot for the normal distribution

(2) FPi の分布

Density estimate of $ \log(\text{FP}_{i}) $ in 2003)

QQ plot for the normal distribution
図 3 FWi と FPi の同時分布（2003 年）
図4 分布のダイナミクス (1) log(FWi)
(2) $ \log(\mathrm{FPi}) $
図 5 人口規模と外国人労働者比率の散布図
## 図6 産業別就業者比率との相関

(1) 第 2 次產業
## (2) 第 3 次產業
図7 外国人労働者比率と一人当たり圧業出荷額
図 8 ブラジル人労働者比率と1人当たり工業出荷額 (地域別)

(2002年时点)

(資料) 全て 入管協会 軒留外国人統計 平成15年版a、経済産業省 坪成15年 工業統計表a
図9 外国人労働者の経済効果
図 10 外国人労働者比率の分布と経済効果の分布
ESRI Discussion Paper Series No.263

IT 導入の効果に関する日本企業の特異性と企業改革の有無

一日米独韓４カ国企業の実証分析—

篠崎 彰彦、佐藤 泰基

February 2011

內閣府経済社会総合研究所

Economic and Social Research Institute

Cabinet Office

Tokyo, Japan
# IT 導入の効果に関する日本企業の特異性と企業改革の有無 $ ^{*} $ —日米独韓 4 カ国企業の実証分析—

篠崎彰彦 $ ^{**} $

佐藤泰基 $ ^{***} $

〔要約〕

本稿では、日米独韓の4カ国企業を対象に、企業改革の有無がIT導入効果にどのような違いをもたらしているかを比較分析し、IT導入効果が低いとされる日本企業の特徴を再考した。具体的には、4カ国企業計1,260社からのアンケート調査結果をもとに、企業改革を実施した企業群としなかった企業群との間にIT導入効果の認識にどの程度の違いがあるかを各国別に確認した上で、17の企業改革項目ごとに改革を実施した企業群だけを抽出し、日米独韓の4カ国でITの導入効果の認識に統計的に有意差がみられるかを多重検定した。

その結果、日本企業は、企業改革の有無がIT導入の効果に有意な差をもたらす程度が他の3カ国企業に比べて高いこと、また、企業改革を実施した企業だけを抽出した場合、日本企業と他の3カ国企業との間でIT導入効果に有意な差がみられない項目が増えることの2点が明らかとなった。全般的にみると、日本企業はIT導入の効果があったと回答する割合は低いが、事業部門の分割などの企業改革を実施したと回答した企業群では、他の3カ国企業と同程度の回答となっており、大胆な企業改革によって諸外国と同様のIT導入効果を得る可能性が高まると考えられる。裏を返すと、日本以外の企業では、もともと企業の仕組みがITに親和的であり、企業改革がない場合でも一定のIT導入効果が得られやすいのに対し、日本企業はもともとの仕組みがITに非親和的で、大胆な改革を実施すれば一定の効果が得られるが、改革を行わなければ効果を得にくい構造にあることを示唆する結果といえる。

[キーワード] IT 投資、企業改革、IT 効果、日本・米国・ドイツ・韓国、国際比較

[JEL Classification] D21, L25, O12
# Information technology pays off

Firm-level evidence among reformers in Japan, the U.S., Germany, and Korea

Akihiko SHINOZAKI $ ^{*} $

Yasumoto SATO**

## [Abstract]

In this paper we conduct an international comparison about the effective outcome of investment in information technology and corresponding corporate reforms. Based on an international survey of 18,500 firms in Japan, the United States, Germany, and South Korea, we divide effective respondent of 1,260 firms into two groups, i.e., reformers and non-reformers, and then conduct multiple comparisons respectively. This analysis revealed that in the non-reformer group Japan is considerably behind among four countries but not or far less behind in the reformer group. In other words, Japanese firms are not outliers among reformers. Thus, it is suggested that the investment in information technology pays off even in Japanese firms if they execute drastic corporate reforms.

〔Keywords〕 IT investment, Corporate reform, International comparisons, Firm-level evidence

[JEL Classification] D21, L25, O12
### 1. 本稿の目的と背景

本稿では、日米独韓4カ国企業に対するアンケート調査結果をもとに、企業改革を実施した企業群と実施しなかった企業群に分けて比較分析し、諸外国と比べてITの導入効果を認識する割合が特異に低いとされる日本企業について、企業改革の有無がどのように影響しているかを考察する。

企業の IT 導入とその効果については、篠崎（2007a, b）、黒川（2006）、平野（2007）、元橋（2007, 2010）、廣松・小林（2007）など既に多くの実証分析がなされており、そのいくつかは、国際比較分析もなされているが、日本、米国、欧州、アジアの企業を対象にした同一時期、同一項目による包括的なアンケート調査は、必ずしも充分蓄積されていなかった。この点を補うべく、筆者らは日経リサーチの協力を得て、2007年1月から3月に日米独韓の4カ国企業合計18,500社に対して、IT利用状況、IT導入に伴う企業改革、IT導入の効果などについて、同一質問項目によるアンケート調査を実施し、4カ国からそれぞれ300社以上、総計1,288社の有効回答を得た。その集計結果からは、これまでに次のような日本企業の特異性が明らかとなっている。第一に、日本企業は多くの項目で他の3カ国企業に比べて企業改革の実施割合が低く、特に社外も視野に入れた改革でその傾向が顕著なこと、第二に、そうした改革姿勢が影響するのか、ITの導入効果をみると、日本企業は在庫の圧縮や作業効率の改善など現場レベルのコスト削減では他の3カ国企業に伍しているものの、上層部の意思決定の迅速化など経営面の効果や新市場の開拓など社外に広がる価値創造の場面では各国企業に比べてかなり見劣りすること、第三に、独・韓企業もITで先進的とみられる米国企業と同等か上回る改革姿勢やIT導入効果が実感されているのに対して、日本企業の取り残された姿が際立つことである（情報通信総合研究所他[2007]，篠崎・山本[2007]）。

ただし、これらの分析結果は、各国企業をそれぞれ一括りにして国際比較したものであり、アンケート結果を詳細にみるとやや異なる様子も観察される。例えば、情報通信総合研究所他（2007）では、企業改革とIT導入効果について、改革を実施した企業群とそうでない企業群に分けたクロス集計の一部が示されているが、それによると、IT導入の効果があったと回答した企業の割合がIT導入に伴う企業改革の有無によってかなり変化する項目がみられる。具体的には、IT導入に伴う「経営計画の立案と実行能力の向上効果」について、「経営陣と中間管理職の間での権限の見直し」を実施した企業群としなかった企業群とに分けて比較すると、前者の企業群では、効果があったと回答している企業の割合は日本と他の3カ国との間に大きな差がみられない。その一方で、後者の企業群では、米独韓では効果があったと回答している企業の割合が比較的高いのに対して、日本ではその割合が著しく低い（図表1）。

(図表1)

上記は、IT の導入効果と企業改革との関係を示すほんの一例でしかないが、IT 導入でみ
られる日本企業のパフォーマンスの低さは、改革に消極的な企業群による影響が大きく、改革を実施すれば、日本企業も他の3カ国企業と遜色のない効果が得られる可能性を強く示唆するものといえる。そこで本稿では、これらの点を包括的に検証するため、まず、企業改革の有無がIT導入効果の有無に有意な差となっているか否かを日本のみならず他の3カ国についてもそれぞれ確認する。その上で、日米独韓の4カ国について、IT導入に伴う改革を実行した企業群のみを抽出し、IT導入効果に関する日本企業と米独韓企業との認識に、全企業で見た場合と同様の有意差があるかどうかを多重検定で検証することとしたい。

### 2. 分析方法

### 2 -1. 企業改革の有無と IT 導入効果の国別クロス分析

本稿の分析では、情報通信総合研究所他（2007）の国際アンケート調査のうち、「IT導入に伴う企業改革」の17項目および「IT導入効果」の18項目で4カ国企業から得られた回答の個票データを用いる（アンケートの概要については補論参照）。このアンケート調査は2007年1月から3月にかけて日本、米国、ドイツ、韓国の4カ国企業総計18,500社に対して実施したもので、4カ国それぞれから300社以上、総計1,288社の回答が得られている。本稿では、このうち、企業改革に関する質問（17項目）と効果に関する質問（18項目）でそれぞれ過半の項目（9項目以上）に不明・未回答であった企業を除く1,260社を分析対象とした（図表2）。

## (図表2)

まず、各国別に「IT導入に伴う企業改革」の17項目それぞれで、企業改革を「実施した」と回答したグループ（アンケート票で「1」を選択した企業群）と「実施しなかった」と回答したグループ（アンケート票で「2」を選択した企業群）の2つに分け、18項目の「IT化の効果」ごとに「グループ間でIT導入の効果があったと回答した企業（アンケート票で「1」を選択した企業）と効果がなかったと回答した企業（アンケート票で「2」を選択した企業）の割合には差がないという帰無仮説を立て、これが採択されるかをχ（カイ）2乗検定する。

例えば、図表3は日本企業について「意思決定権限の集中化（q02_01）」を実施した企業群（1）と実施しなかった企業群（2）に分け、それぞれITの導入による「経営面の効果」として「経営計画の立案と実行能力の向上（q01_03）」があったと回答した企業（1）となったと回答した企業（2）にクロス集計したものであが、IT導入に伴う改革を実施した企業群と実施しなかった企業群との間で、IT導入効果に関する回答割合に有意な差があれば、帰無仮説は棄却される。つまり、「意思決定権限の集中化」に対する取り組みの違いが「経営計画の立案と実行能力の向上」の面でIT導入効果の違いにつながっていると解釈することができる。逆に、有意差がなければ、帰無仮説は採択され、企業改革の有無はIT導入効果に関する回答割合に有意な差があれば、帰無仮説は棄却される。
果に無差別で関係性がみられないと考えられる。

## (図表 3)

本稿では、18項目のIT導入効果すべてについて、こうした検定を17項目の企業改革ごとに行い、企業改革の有無がIT導入効果の有無に有意な差となって表れる傾向が国別にどう異なるか、また、日本企業にはどのような特徴があるかを考察する。

### 2 -2. 企業改革を実施した企業群の4カ国多重検定

次に、日米独韓の4カ国企業について、IT導入に伴う企業改革を実施した（アンケート票で「1」と回答した）企業群だけを抽出し、日本企業と他の3カ国企業との間にIT導入の効果でどの程度有意な差があるかを検証する。

アンケートの集計結果に基づくこれまでの分析では、ITの導入効果があったと回答した日本企業の割合が他の3カ国企業と比べて特異に低いことが明らかとなっているが、日本企業では17項目の改革すべてについて「実施していない」と回答した企業も多く、先行研究でみられた日本企業の特異性には、企業改革を実施しなかった企業群の回答結果が強く影響している可能性も残されている（図表4）。既述したように、項目によっては、IT導入効果に関する日本企業の特異な低さは、改革を実施しなかった企業群で顕著なものの、改革を実施した企業群では他の3カ国企業と遜色のない様子も観察される。したがって、それが一部の例外的な項目なのか、それとも全般的な傾向かの見極めが必要だといえる。

## (図表4)

そこで、本稿では、日米独韓の4カ国企業について、改革を実施しなかった企業群を含む全体の多重検定に加えて、改革を実施した企業群だけを抽出し、18項目のIT導入効果に関して、企業改革の17項目ごとに日米独韓の4カ国で多重検定を行い、全体の多重検定結果との比較を行う。企業改革を実施した日本企業のIT導入効果が他の3カ国企業と比べて有意に低いか否かを包括的に検証することによって、IT導入効果に関する日本企業の可能性と課題を考察する際の一助としたい。

### 3. 分析結果

### 3 -1. 企業改革の有無と IT 導入効果の有無の国別クロス分析

18 項目の IT 導入効果と 17 項目の企業改革の組み合わせで総計 306 通りの $ \chi^{2} $ 乗検定を各国別に行った結果は図表 5 のとおりである。企業改革の有無が IT 導入効果の有無に有意な差となっている項目は、各国とも改革と効果の組み合わせによって多寡がみられ、日米独韓の 4 カ国企業に共通して有意差が多くみられるものと、ある国では有意差があるものの、