Silviase/jgov_v1.4_full_ann huggingface dataset:
別化を示す3変数は日本の産業別にみた産業内貿易比率の多寡をかなり良く説明すると言ってよいであろう。

これに対し、過去の代表的な産業別分析の結果をみると、規模の経済性及び製品差別化の有意性は必ずしも高くない。Pagoulatos = Sorensen（1975）は、アメリカの1965、67年の対世界貿易について分析を行ったが、平均以上の製品差別化を示すダミー変数は有意ではなかった。また、Finger = DeRosa（1979）は、アメリカの1963、67、72、75年の二国間貿易について分析を行ったが、生産における規模の経済性も製品差別化も有意とは言えなかった。さらに、Caves（1981）は、1970年のOECD13が国の二国間貿易について推計を行ったところ、製品差別化を示す変数は有意であったが、規模の経済性を示す変数は有意ではなかった。ただし、Gavelin & Llndberg（1983）による、1970、74、77、79年のスウェーデンの対世界貿易に関する推計では、製品差別化はかなり有意であり、規模の経済性もまずまず有意な結果であった。

今回の推計については、イ）固定費比率が規模の経済性の代理変数としてどこまで適切か、口）「主要企業経営分析」の産業分類とSITC（標準国際貿易分類）との間の対応がどこまで正確につけられているかといった問題はあるが、産業別にみた日本の産業内貿易比率に関して、規模の経済性及び製品差別化が重要な決定要因として働いていることが基本的に確認されたと言ってよいであろう。

### 5. 産業別要因分解

第3節で既にみたように、日本の産業内貿易指数を産業別にみると、高い産業としては、有機化学製品、精密機械、医薬品、化学繊維・綿・毛、油脂・洗剤・化粧品、その他無機化学製品等が、逆に低い産業としては、砂糖、石油精製、鉄道車両、自動車車体・部品、その他繊維製品等が挙げられる。

これらの産業について、どの説明変数がIIT 指数の高さ、低さの主因となっているかを88年のケース2の推計結果を用いた要因分解（具体

表 3 - 4 産業別要因分解（寄与率）

規模の経済性
(%)	試験研究費
(%)	広告宣伝費
(%)	K/Lの平均
からの乖離(%)
IIT指数の高い産業
化学繊維・綿・毛	7	60	23	11
その他無機化学	24	60	-22	39
有機化学	10	53	9	28
油脂・洗剤・化粧品	37	17	29	17
医薬品	39	46	23	-9
精密機械	26	60	30	-16
IIT指数の低い産業
砂糖	48	66	5	-19
その他繊維	34	48	-12	30
石油精製	62	35	-10	12
自動車車体・部品	8	39	32	22
鉄道車両	4	44	20	32

（備考）IIT指数が高い産業又は低い産業であっても、実績値と推計値との乖離が大きい産業はこの表から除外してある。
的には、IIT指数の全産業平均からの乖離を要因分解した）によってみると以下のとおりである（表3-4参照）。

まず、IIT指数の高い産業のうち、有機化学及びその他無機化学については試験研究費の多さと資本・労働比率の平均からの乖離が小さいことが主因となっている。医薬品については試験研究費の多さ及び規模の経済性が効いており、油脂・洗剤・化粧品については規模の経済性及び広告宣伝費の多さが効いている。また、精密機械及び化学繊維・綿・毛については試験研究費の多さが大きく寄与している。全体の傾向をみると、試験研究費の多さがIIT指数の高さを説明する重要な要因として働いている場合が多く、上記産業のうち、油脂・洗剤・化粧品を除くと、いずれの産業についても試験研究費の寄与率が最も高く、5割を超えるかそれに近くなっている（医薬品については46%）

次に、IIT指数の低い産業のうち、鉄道車両については試験研究費、資本・労働比率の平均からの乖離の大きさが主因である。また、自動車車体・部品については試験研究費、広告宣伝費、資本・労働比率の平均からの乖離の大きさが、その他繊維製品については試験研究費、規模の経済性、資本・労働比率の平均からの乖離の大きさがそれぞれ効いている。石油精製及び砂糖については、この分折からは、どちらについても試験研究費と規模の経済性が主因ということになるが、より基本的には日本のエネルギー資源の稀少性及び気候・風土によるものと考えられる。全体の傾向をみると、ここでも試験研究費の少なさがIIT指数の低さを説明する重要な要因として働いている場合が多く、上記産業のうち、石油精製を除いては、いずれの産業についても試験研究費の寄与率が最も高くなっている。

なお、同様の要因分解を87年（ケース2）についても行ったが、結果は基本的に変わらなかった。

## 6 ．結論及び今後の検討課題

(1) 産業内貿易の発生を説明する重要な要因としては、規模の経済性と製品差別化が挙げられる。したがって、理論的には、規模の経済性が強く働く産業ほど、また製品差別化の度合いが高い産業ほど、産業内貿易の比率は高くなるはずである。本章では、近年における日本の産業内貿易に関して産業別クロスセクション分析を行い、この理論命題が現実に妥当するかどうかをチェックした。その結果、規模の経済性及び製品差別化の程度と産業内貿易比率との間に理論の想定どおりの有意な関係があることが確かめられた。

(2) 産業内貿易比率の多寡を説明するいま一つの理論として、資本・労働比率が全産業平均から乖離している産業ほど、産業間貿易が多く、産業内貿易比率が低くなるという仮説を採用し、この仮説が日本で現実に妥当するかどうかについても検証したところ、(資本・労働比率の平均からの乖離を示す説明変数の)係数の符号条件は満たされたが、有意ではなかった。

(3) 産業内貿易比率の高い産業、低い産業について、その高さ、低さの主因をみるために、推計式を用いて要因分解を行ったところ、高い産業についても低い産業についても、試験研究費/売上高が最も重要な要因として寄与しているケースが多いことが明らかになった。

(4) 今回の分析で用いた固定費比率、試験研究費／売上高、広告宣伝費／売上高という説明変数が規模の経済性、製品差別化の程度をとらえる最善の代理変数であるかと言えば、必ずしもそうではないであろう。データの制約上、適切な代理変数を入手することはなかなか困難であるが、今後より適切な代理変数を入手し、より精緻な分析を行うことが期待される。

(5) また、今回の分析では、被説明変数はOECDの貿易統計により求め、説明変数はすべて日銀の『主要企業経営分析』により求めたが、前者の産業分類と後者の産業分類は異なってお
り、両者の間の対応関係がうまくつけられる産業のみを分析の対象にせざるを得なかった。また、対応関係がうまくつけられたとしている産業についても、完全に対応関係がつけられたわけではない。被説明変数と説明変数の産業分類が同じか、あるいは仮に異なっていても完全に対応関係がつけられることが理想であり、そのような方向に向けてのデータの発掘、推計も今後の課題であろう。
（参考）対象産業とSITC（標準国際貿易分類）との対応

産業	SITC (Revision 2)
製粉・飼料製造業	046 小麦粉、小麦のミール及びメスリンの粉
047 その他の穀物のミール及び粉
081 飼料
砂糖製造業	061 糖類及びはちみつ
化学繊維製造業・綿紡績業・毛紡績業	65 紡績用の繊維の糸、織物及び繊維製品
その他繊維製品製造業	84 衣類及びその付属品
パルブ・紙・紙加工品製造業	25 パルブ及びくず紙
64 紙、板紙及びこれらの製品並びに製糸用パルブの製品
その他無機化学製品製造業	52 無機化学品
有機化学製品製造業	51 有機化学品
58 人造樹脂、人造プラスチック、セルロースエステル及びセルロースエーテル
油脂・洗剤・化粧品製造業	55 精油、香料、化粧品、洗剤及びみがき剤
塗料・インキ製造業	53 染料、なめし剤及び着色剤
医薬品製造業	54 医薬品
石油精製業	33 石油、石油製品及びこれらに関連する製品
ゴム製品製造業	62 ゴム製品
窯業・土石製品製造業	66 その他の非金属鉱物製品
鉄鋼業	67 鉄鋼
非鉄金属製造業	68 非鉄金属
金属製品製造業	69 その他の金属製品
工作機械製造業	73 金属加工機械
産業用機械製造業	72 産業用機器類
74 (745,749を除く) その他の一般工業用機械類及びその部品
機械工具・部品製造業	745 その他の機械、工具及び機械装置、並びにこれらの部品
電気機械製造業(その他電気機械製造業を除く)	749 その他の機械類の部品及び付属品
75 事務用機器及び自動データ処理機械
76 通信機器、録音及び音声再生装置
77 電気機器及びその部品
自動車製造業	78 （784を除く） 道路走行車両
自動車車体・部品製造業	784 トラクター及び道路走行車両の部品並びに付属品
船舶製造・修理業（造船）	793 船舶、ボート及び浮き構造物
鉄道車両製造業	791 鉄道車両及び関連機器
精密機械製造業	87 光学機器、医療用機器、計測機器及び制御機器
88 写真用機器、その他の光学用品及び時計

（備考）Revision2の749（その他の機械類の部品及び付属品）はRevision3では746、747、748、749に分割されており、Revision3が採用されている88年については上記対応表をそのように読み替える必要がある。
# 第 4 章 低水準の産業内貿易と日本市場の閉鎖性

# - 理論的分析 -

最近、日本の産業内貿易が低水準にあることを根拠に、日本市場は閉鎖的であり、様々な障壁が外国からの輸入を阻害していると主張することがアメリカの一部の論者の間でしばしば行われるようになってきている。本章及び次章の目的は、低水準の産業内貿易が日本市場の閉鎖性を示す証拠となりうるのかどうかについて、理論的、計量的に検討を加えることにある。

日本の産業内貿易が他の先進諸国と比べかなり低水準にあることは、日本の市場がこれらの国と比べ閉鎖的であることを意味するのか、それとも特異な要素賦存パターンというような日本の経済的条件によって合理的に説明されるのだろうか。本章は、産業内貿易に関するヘルプマン＝クルーグマンの理論モデルを用いて、この問いに理論的に答えようとするものである。

ヘルプマン＝クルーグマン（1985）は、「産業内貿易の割合は単純に各国の要素賦存比率の相違に関係しており、国と国の間の要素賦存の構成が大きく相違していればいるほど、産業間貿易の割合が大きく、産業内貿易の割合が小さくなる」(p.169)ことを証明した。彼らはまた、相対的な経済規模と産業内貿易の割合との関係についても言及している。本章ではまず第1～3節で彼らの議論を敷衍し、次に第4節で、それを用いて、日本の産業内貿易水準の低さが日本の要素賦存と経済規模によって合理的に説明されることを示す。

### 1. モデルの基本的前提

以下のような2国2生産要素2財モデルを考える。

イ）2国 - 自国及び外国

口）2生産要素 - 労働（L）及び資本（K）

八）2財 - (a)完全競争下において、規模に関する収穫不变の下で生産される同質財（Y）及び(b)独占的競争下において、規模に関する収穫遞増を示す同一の生産関数によって生産される種々の差別化財（X）

また、以下の仮定を置く。

二）Y の生産は労働集約的であり、X の生産は資本集約的である。

（本）両国は同一の技術を有している。

へ）消費者の選好は両国間で同一（identical）かつ相似的（homothetic）である。

（下）需要構造の中には多様性への選好がある（消費者は消費量を一定とした場合、できるだけ多種類の財を消費しようとする）。

チ）貿易は均衡している。

このモデルが伝統的な貿易モデルと最も異なるのは、製品差別化されたX財の生産において規模の経済性が仮定されており、またこの産業が完全競争ではなく独占的競争の下にある点である。さらに、需要サイドでは消費者は消費の多様化を選好すると仮定されている。これらによって、X財産業で産業間貿易のみならず産業内貿易が発生することが説明される。我々のここでの基本的関心は、この二国間の貿易全体に占める産業内貿易の比率（産業間貿易の比率と言い換えても同じである）が何によって決定されるかということである。この点については第3節でみることになるが、その前に第2節ではまずこのモデルにおいて貿易パターンがどのように決まるかについてみることにする。

## 2 ．貿易パターン

まず出発点として「統合経済における均衡」(integrated equilibrium)という仮説的状況について考えてみる。「統合経済における均衡」とは、もし財と生産要素が双方とも完全に移動可能な世界の資源配分として定義される。上記の仮説の下に要素報酬の均衡値（ $ w_{L}, w_{K} $ ）二つ
の産業の生産高（$\overline{Y}, \overline{X}$）と価格（1, p）及び差別化財の種類（$\overline{n}$）が決定される。ここで生産物Yの価格は1と仮定されており、pは生産物Xの生産物Yに対する相対価格を示している。統合経済における均衡での労働と資本の産業間配分は図4-1によって示されている。

図4-1 貿易パターン

ベクトルOQ は統合された世界経済における X 産業での要素使用を表しており、ベクトルOQ' は Y 産業での要素使用を表している。ベクトルOQ*は要素使用の総計（\overline{L}，\overline{K}）を表している。OQ が OQ' より傾きが急であるという事実によって、上記の仮定二）が図に反映されていることになる。生産高の計測の単位は \left|OQ\right|=\overline{X}、\left|OQ'\right|=\overline{Y} となるように定める。

さて、次に2国のケース（生産要素が移動不可能なケース）に目を向けてみよう。Oを自国の原点とし、O*を外国の原点とする。自国の要素配分を（L,K）と表し、外国の要素配分を（L*,K*）と表す。自国は相対的に資本が豊富であると仮定し、したがって要素賦存点Eは対角線より上に位置すると仮定する。また、E点は平行四边形OQO*Q'の中にあると想定する $ ^{(注1)} $ 。この要素賦存点に対して、両国での完全雇用を保証するような、両国における労働と資本の部門別配分を見出すことができる。O点とE点を対角点とする平行四边形を描き、 $ P_{X} $ 点と $ P_{Y} $ 点とを求めよう。この図において $ \left|OP_{Y}\right| $ は同質財（Y）の自国での生産高であり、 $ \left|OP_{X}\right| $ は差別化財（X）の自国での生産高、一方、 $ \left|P_{Y}Q'\right| $ は同質財（Y*）の外国での生産高、 $ \left|P_{X}Q\right| $ は差別化財（X*）の外国での
生産高を示している。

この2国モデルでは、自国が差別化財を$n=X/x$ 種生産し、外国が$n^{*}=X^{*}/x$ 種生産しており、ここで$n+n^{*}=\bar{n}=\bar{X}/x$ が成立している。個別企業の生産高（$x$）は企業間及び国家間で等しくなっている。

E 点を通り、 $ w_{L}/w_{K} $ の傾きを持つ右下がりの線 BB' はそれぞれの国の国内総生産（GDP）を示している。BB' と対角線 OO* とが交差する点 C は GDP によって測られる相対的な経済規模を示している。したがって、|OC|/|O*C| は自国の外国に対する相対的な経済規模を表している。

$ OC_{Y} $ は生産物 Y の自国における消費を、 $ OC_{X} $ は生産物 X の自国における消費を示している。点 $ C_{Y} $ と点 $ C_{X} $ は、点 O と点 C を対角する二つの頂点とする平行四边形を描くことによって得られた点である。ここでは、消費者の選好は両国間で同一かつ相似的であるという仮定を用いている。

生産点 $ (P_{Y}, P_{X}) $ と消費点 $ (C_{Y}, C_{X}) $ を比較すれば、この均衡において自国が生産物 Y を輸入し、生産物 X の純輸出国であるのは明らかである。このモデルが伝統的な貿易モデルと異なるのは、生産物 X について、自国が n 種類の財を輸出すると同時に、他の $ n^{*} $ 種類の財を輸入している点である。

自国の生産物Yの輸入額は以下の式で示される。

$$ s(Y+Y^{*})-Y=s\overline{Y}-Y $$

ここで、sは世界全体の所得と支出に占める自国の割合を示している。他方、生産物Xの自国の輸出額及び輸入額はそれぞれ $ ps \times X $ 、 $ psX $ で示される。ここで $ s $ は世界全体の所得と支出に占める外国の割合を示している $ (s \times = 1 - s) $ 。貿易は均衡しているから、自国の生産物Yの輸入額は生産物Xの純輸出額に等しく、

$$ s(Y+Y^{*})-Y=ps*X-psX* $$

が成立する。

生産物Yについては、貿易の流れは外国から自国への一方通行であり、産業内貿易指数 $ (IIT_{Y}) $ は0である。また、生産物XのIIT指数 $ (IIT_{X}) $ は以下の式によって示される。

$$ \begin{aligned}IIT_{_{X}}&=1-\left\|EX-IM\right\|/(EX+IM)\\&=1-(ps*X-psX^{*})/(ps*X+psX^{*})\\&=2sX*/(s*X+sX^{*})\\ \end{aligned} $$

国全体にとっての産業内貿易指数（IIT）はこれら2つの指数の加重平均である。すなわち、次式によって示される。

$$ \begin{aligned}IIT&=\{2sX*/(s*X+sX*)\}\times\{(s*X\\+sX*)/2s*X\}\\&=sX*/s*X\end{aligned} $$

これまで、自国は相対的に資本が豊富であるとの仮定の下に議論を進めてきた。もし、自国は相対的に労働が豊富であるならば、 $ IIT=s \times X / sX $ となることに注意されたい。

### 3. 貿易の構成

前節でみたように、このモデルでは、差別化財の存在が産業間と産業内という2つの貿易形態を作り出している。本節における我々の関心は、貿易全体がこれら2つの形態にどのように分配されるかを知ることである。とりわけ、産業内貿易の割合が要素賦存比率及び経済規模とどのように関係しているのか検討していく。

図4 - 2の曲線は産業内貿易の比率が一定であるような要素賦存の組合せを示している $ ^{注2} $ 。ここで注意すべきは、対角線より上の等比率曲線は点Qに対して凸であり、対角線より下の等比率曲線は点Q'に対して凸であることである。曲線が対角線OO*から遠ざかるほど、産業
内貿易の比率は小さくなる。この比率は対角線 $ OO^{*} $ 上の点では1となり、1つの国のみが差別化財を生産しているならば $ (OQ' $ 上及び $ O^{*}Q $ 上の点では）比率は0となる。これを直観的に説明すると以下のようになる。すなわち、両国の生産要素賦存比率が全く等しい場合には、比較優位の差に基づく産業間貿易は発生せず、貿易はすべて差別化財を生産するX産業における産業内貿易となるのに対し、どちらかの国の資本・労働比率が極端に低い場合には、その国は資本集約的な差別化財を1種類も生産しないことになるので、産業内貿易は全く発生しないことになるのである。

図4 - 2 等産業内貿易比率曲線

この等産業内貿易比率曲線の性質を用いることによって、次の二つの重要な命題を演繰することができる。

〔命題A：両国間の所得分配を所与とすると、両国間の要素賦存比率の差が大きいほど、産業内貿易の比率は低くなる。〕

これは、図4-1において、要素賦存比率に差があるほど、等所得線BB'上での要素賦存点Eと対角線との間の距離が長くなることから明らかである。このことは、(2.1)式からもみてとれる。両国の所得分配、すなわちsとs*が所与の場合、対角線から左上方向に離れるほど、|OPx|で示されるXは大きくなり|PxQ|で示されるX*は小さくなる。それゆえにIITは小さくなる。

〔命題B：資本・労働比率（要素賦存比率）を所与とすると、相対的な経済規模が大きいほど、
産業内貿易の比率は低くなる。]

例えば図4-3におけるOM上の点のように相対的な要素賦存が所与の場合、要素賦存点Eが原点Oから遠いほど、IITは小さくなる。これは等産業内貿易比率曲線の形状から明らかである。命題Bの数学的証明は以下のとおりである。

図4 - 3 相対的経済規模と産業内貿易比率

〔証明〕

自国は相対的に資本が豊富であり、要素賦存点は図4-3においてE点であると仮定する。ここで、 $ B_{1}B_{1}' $ と $ B_{0}B_{0}' $ は平行であり、ともに $ \omega_{L}/\omega_{K} $ の傾きをもっている。また、 $ P_{x}E $ と $ P_{x}'E' $ は両方とも $ QO* $ に平行である。

$$ |P_{X}P_{X}^{^{\prime}}|/|OP_{X}|=|CC^{^{\prime}}|/|OC| $$

からわかるように、OM 上の変化に関しては、

$$ d X/X=d n/n=d s/s $$

が成立することにまず注意する必要がある。

ここで我々は、自国の産業内貿易比率（IIT）の経済規模（s）に関する微分係数がマイナスであることを示したい。

$$ \begin{aligned}IIT&=sX\ast/s\ast X\\&=sn\ast x/s\ast nx\\&=s\left(\overline{n}-n\right)/(1-s)n\end{aligned} $$

であり、 $ dn/n=ds/s $ という関係を用いることにより、以下の不等式を得ることができる。
$$ dIIT/ds=(s\overline{n}-n)/(1-s)^{2}n<0 $$

最後の不等号は、自国は相対的に資本が豊富であるという仮定から $ n/\overline{n}>s $ となることから成立する。

もし労働が相対的に豊富な場合は、 $ IIT = s \times \frac{X}{s} \times \frac{X}{s} \times \frac{n}{n} < s $ となり、 $ dIIT / ds < 0 $ が再び導かれる。（証明終わり）

これを直観的に説明すると以下のようになる。自国は相対的に資本が豊富であると仮定すると、自国の世界に占めるシェアについては、次のような不等式が成立する。

財X の生産 > GNPシェア > 財Y の生産

シェア

(X/X) (s) (Y/Y)

いま仮に、自国の相対的経済規模（s）が大きくなると、自国の財Xの生産シェアも同率で大きくなる。すなわち、 $ \Delta s / s = \Delta X / X $ が成立する。しかし、自国のシェアの外国のシェアに対する比率でみると、上の不等式が成立していることから、財Xの生産シェア（ $ X / X^{*} $ ）の増加程度の方がGNPシェア（ $ s / s^{*} $ ）の増加程度よりも大きくなる。したがって、（2.1）式から産業内貿易比率は低下することになる。

相対的に労働が豊富なケースについても、同様にして説明することができる。

4. 低水準にある日本の産業内貿易の評価

これら 2 つの命題に基づいて、日本の産業内貿易水準の低さをどのように評価することができるであろうか。

産業内貿易の低さを根拠に日本市場の開放性に疑問を投げ掛けた主唱者はブルッキングス研究所のエドワード・リンカーンである。リンカーン（1990）は、日本の製品輸入と産業内貿易が国際的にみて明らかに低いことから、日本市場は国際的にみて閉鎖的であると主張している。現在の文脈においては、日本市場の閉鎖性に関して彼が指摘している証拠のうち次の二点に我々は関心を有している。

イ）日本の産業内貿易（IIT）指数は他の先進諸国に比べ低い。

口）日本のIIT指数は、日本と同じく原材料に乏しく、先進諸国に隣接していない韓国と比べても低い。

第2章でみたように（表2-1参照）日本のIIT指数が他の先進諸国に比べずっと低いのは明らかである。しかし、命題Aにより日本のIIT指数の低さの経済的理由を説明できる。土地と天然資源が極めて乏しいために、物的資本や熟練労働力の絶対水準がたとえ他の先進諸国とほぼ同じであったとしても、相対的には物的資本や熟練労働は他の先進諸国よりもずっと豊富だということになる（表4-1を参照）。

図4－1で縦軸を資本と熟練労働とし、横軸を土地と天然資源と仮定すると、日本の要素賦存はEのような点、すなわち対角線よりも左上にずっと離れた点で示される。日本は $ C_{Y}P_{Y} $ に対応する多量の原材料、農産物等を輸入せざるを得ず、製品を多量に純輸出することになる。こうして、先進諸国の中で特異な要素賦存比率を反映して、日本のIIT指数は他の先進国と比べ明らかに低くなるのである。

対照的に、他の先進諸国の要素賦存比率は互いに比較的類似しており、各国の要素賦存点も図4－1で言えば、日本の賦存点に比べ、対角線にずっと近いところにある。このことは、各国の貿易全体の中で、産業内貿易の量が比較的多く、産業間貿易の量が比較的少なくなることを意味している。ヨーロッパ諸国に比べアメリカ合衆国のIIT指数が相対的に低い理由もまた命題Aによって説明できる。アメリカは多くのヨーロッパ諸国が恵まれていない土地及び天然資源に恵まれている（表4－1を参照）。この要素賦存の違いがヨーロッパ諸国に比べアメリカのIIT指数が低水準にあることの理由であるう。

次の問題は、日本と同様に原油などの天然資源に乏しく、また他の先進諸国に隣接していな
い韓国と比べても、日本のIIT指数がずっと低いのは何故かということである。最も一般的な見方によれば、韓国のIIT指数が日本より高いのは韓国特有の貿易形態によるものである。すなわち、韓国は最終財を多く輸出しているが、それらの最終財を生産するために必要な中間財や資本財を生産する産業が国内で育っていないために、海外から輸入せざるを得ず、垂直的な産業内貿易が多く行われるからというものである。しかし、韓国は垂直的産業内貿易のみならず、水平的な産業内貿易も日本より多く行っている。SITC（標準国際貿易分類）の4桁分類では、通常部品と最終財は別々のカテゴリーに分けられているが、リンカーンによれば、この4桁のレベルでも韓国は1985年に日本の2倍の産業内貿易を行っているのである。それゆえに、同一産業内での部品と最終財の貿易が多いという理由では、4桁のレベルで韓国の産業内貿易が日本より高いことを説明できない。

しかし、命題Bを用いることにより、韓国の産業内貿易が4桁のレベルにおいても日本よりずっと高い理由を理論的に説明することができる。すなわち、1985年における韓国のGNPは日本の1／15であり、命題Bによれば、この両国の経済規模の圧倒的な差のゆえに、韓国の産業内貿易は日本のそれよりずっと多くても不思議ではないということになる。

このようにして、日本特有の産業内貿易の少なさは、特異な要素賦存比率と経済規模によって理論的に説明可能であり、日本市場が国際的にみて明らかに閉鎖的であることの証拠にはならないのである。

表4 - 1 - (1) 資源と物的資本の国際比較

労働力人口に対する牧草地を含む耕地の比較(1985) $ ^{a} $	労働力人口に対する石炭産出高比率(1985) $ ^{b} $	労働力人口に対する石油・ガス産出高比率(1985) $ ^{b} $	労働力人口に対する資本ストック比率(1986) $ ^{c} $
日本	0.09	1.61	0.45	62.51
アメリカ	3.68	39.60	76.93	55.56
西ドイツ	0.43 $ ^{d} $	29.78	6.52	68.70
フランス	1.32	4.24 $ ^{d} $	3.37 $ ^{d} $	66.35 $ ^{d} $
イギリス	0.69	23.08 $ ^{d} $	62.48 $ ^{d} $	n.a.

（データ出所） International Labour Organization, Yearbook of Labour Statistics, 1986, 1987; Food and Agriculture Organization, Production Yearbook, 1986; International Energy Agency, Energy Balances of OECD Countries, 1986; Alan Heston and Robert Summers, “An Evolving International and Intertemporal Data System Covering Real Outputs and Prices,” Paper presented at NBER Miniconference on Economic Growth, 1989.

(備考)

a 労働力人口 1 人当たりヘクタール数

b 労働力人口10人当たりトン数（石油換算）

労働力人口1人当たり千ドル（1980年価格）

d 労働力人口は1984年の数字を使用

( 出所 ) Grossman ( 1989 )
表4 - 1 - (2) 人的資本の国際比較

労働力人口に占める専門職及び技術者の割合	1984年現在の正規学校教育平均年数	1985年において同世代のうち高等教育を受けている人の割合	1985年における物理学及び工学での学位授与数a
パーセント	年	年数	パーセント	世代	学士	大学院生
日本	10.6	1985	11.2	32.1	18-21	14.31b	2.14
アメリカ	14.8	1985	12.5	41.7	18-24	17.39c,d	4.39c,d
西ドイツ	13.9	1984	9.5	23.9	19-22	5.80	1.41e
フランス	14.1	1982	10.8	26.9	18-22	8.03f,g	3.04f,g
イギリス	15.9	1981	10.9	18.7	18-20	15.44g	3.52g

（データ出所） International Labour Organization, Yearbook of Labour Statistics, 1986, 1987; Angus Maddison, “Growth and Slowdown in Advanced Capitalist Economies: Techniques of Quantitative Assessment,” Journal of Economic Literature, Vol.25, No.2, 1987; 日本 科学技術庁「科学技術要覧」, 1987, 1989.

(備考)

a 労働力人口10,000人当たり

b 1986年

c 1983年

d 労働力人口は1985年の数字を使用

e 博士号のみ

f 農学の授与者も含む

g 労働力人口は1984年の数字を使用（出所） Grossman（1989）
# 第 5 章 国別にみた先進国の産業内貿易の決定要因 - 国別クロスセクション分析 -

### 1. 序

前章では、ヘルプマン＝クルーグマン(1985)の2国2財2生産要素モデルを用い、各国の産業内貿易の比率は、イ）生産要素賦存比率が他国と異なっているほど、また口）経済規模が大きいほど、低くなるという理論的帰結を導いた。そして、この理論的帰結を用い、日本のIIT指数が欧米諸国及び韓国に比べ低いのは、生産要素賦存の特異性と経済規模の大きさによって合理的に説明可能であるということを示した。

本章は、基本的には上記の二つの理論的命題を実証的に確かめようとするものである。すなわち、各国のIIT指数とイ）生産要素賦存比率の平均からの乖離、口）経済規模との間にそれぞれ負の有意な関係が存在するか否かを、実際の先進10か国のデータを用い、実証的に確かめようとするものである。さらに、この国別クロスセクション分析の説明変数に日本ダミーを加えて推計を行い、日本の産業内貿易の特異性をもチェックする。

産業内貿易比率の決定要因に関する実証研究は、産業別研究と国別研究とに大別されるが、本章での分析は国別研究にあたるものである。ちなみに、第3章の分析は産業別研究である。これまで行われてきた産業内貿易に関する国別研究では、生産要素として資本と労働の二要素のみを考え、なおかつ資本・労働比率を直接計測するのではなく、一人当たりGNP等を資本・労働比率の代理変数として用いることが多かったが、本分析では生産要素として土地、エネルギー資源をも加え、なおかつ四つの生産要素を直接計測して、生産要素賦存比率の平均からの乖離を産業内貿易比率の説明変数として用いた点が大きな特徴である。

本章の構成は以下のとおりである。次節ではまず推計式のスペシフィケーション並びにデータの出所及び作成方法について述べる。第3節で各国の産業内貿易比率及び生産要素賦存の特徴について簡単にみた後に、第4節で推計結果を紹介し、第5節では本章全体の結論及び今後の検討課題について述べる。

## ２．推計式及びデータ

今回の国別研究の対象としたのは、オーストラリア、ベルギー＝ルクセンブルグ、カナダ、フィンランド、フランス、ドイツ、日本、スウェーデン、イギリス、アメリカの先進10か国である。いわゆるG7からイタリアが除外され、オーストラリア、ベルギー＝ルクセンブルグ、フィンランド、スウェーデンが加えられている。基本的にはできるだけ多くの国を対象とするべく努めたが、相互に比較可能であり、信頼するに足りる資本ストックのデータがこれら10か国以外については入手不能であった。しかし、リンカーン（1990）が日本を比較する際の対象としたような主要先進国はほとんど含まれていると言ってよい。

また、対象とした年次は1980年及び1985年であり、それぞれについてクロスセクション分析を行った。

推計の基礎となる理論モデルについては、前章で述べたところであり、ここで繰り返す必要はないであろう。したがって、ここでは、具体的な推計式とデータについて述べることとする。

既に述べたように、説明変数のうち生産要素としては土地、エネルギー資源、資本、労働の4要素を取り上げた。そして、各国の生産要素賦存比率がどの程度他国と異なっているかを示す具体的説明変数としては、イ）土地／労働の10か国平均からの乖離（絶対値）口）エネルギー資源／労働の10か国平均からの乖離（絶対値）
八）資本／労働の10か国平均からの乖離（絶対値）を用いた。また、各国の経済規模を示す指標としてはGDPを採用した。

関数型としては最もフィットの良い対数線型を採用した。

具体的な推計式は以下のとおりである。

$$ \begin{aligned}\ln IIT=&a_{0}+a_{1}\ln\left|A/L-\overline{A/L}\right|+a_{2}\ln\\&\left|E/L-\overline{E/L}\right|+a_{3}\ln\left|K/L\right.\\&\left.-\overline{K/L}\right|+a_{4}\ln GDP\end{aligned} $$

IIT : 産業内貿易指数

A : 土地

E : 工ネルギー資源

K : 資本

L : 労働

GDP : 国内総生産

各変数の出所及び作成方法は以下のとおりである。

産業内貿易指数については、OECDの貿易統計（Cシリーズ）を用いて計算した。第1章における計測と同様に、産業としてはSITC3桁分類を考え、3桁分類の産業ごとかつ貿易相手国ごとに計算した指数に貿易額をウェイトとして乗ずることにより、各国の対世界のIITを求めた。すなわち、i国の貿易相手国jとのk産業における指数を、

$$ \begin{aligned}IIT_{_{ij}}^{^{k}}=&[1-\{\mid X_{_{ij}}^{^{k}}-M_{_{ij}}^{^{k}}\mid/(X_{_{ij}}^{^{k}}+M_{_{ij}}^{^{k}})\}]\\&\times100\end{aligned} $$

により計算し、これに貿易額をウエイトとして乗ずることにより、i 国の対世界のIITを、

$$ \begin{aligned}IIT_{i}=&\sum_{j}\sum_{k}IIT_{ij}^{k}\{(X_{ij}^{k}+M_{ij}^{k})/\sum_{j}\sum_{k}(X_{ij}^{k}\\&+M_{ij}^{k})\}\\=&[1-\{\sum_{j}\sum_{k}\lVert X_{ij}^{k}-M_{ij}^{k}\rVert/\sum_{j}\sum_{k}(X_{ij}^{k}\\&+M_{ij}^{k})\}]\times100\end{aligned} $$

により求めた。

また、貿易不均衡が産業内貿易指数にバイアスを与える可能性を考慮し、グルーベル＝ロイド流の貿易不均衡調整後の指数を

$$ \begin{aligned}&ad.IIT_{_{i}}=ITT_{_{i}}\times[\sum_{_{j}}\sum_{_{k}}(X_{_{ij}}^{^{k}}+M_{_{ij}}^{^{k}})/\\&\{\sum_{_{j}}\sum_{_{k}}(X_{_{ij}}^{^{k}}+M_{_{ij}}^{^{k}})-|\sum_{_{j}}\sum_{_{k}}X_{_{ij}}^{^{k}}-\sum_{_{j}}\sum_{_{k}}M_{_{ij}}^{^{k}}|\}]\\ \end{aligned} $$

により求めた。実際の推計は、被説明変数として不均衡調整前の指数を用いるケースと不均衡調整後の指数を用いるケースの双方についてそれぞれ行った。

土地については、FAO (Food and Agriculture Organization) の Production Yearbook [1986] を用い、イ) arable land and land under permanent crops とロ) permanent meadows and pastures の和として求めた。

エネルギー資源については、本来賦存量をとらえることが理論的には要請されるが、そのようなデータは存在しないことから、毎年の生産というフロー量によって代理した。具体的には、IEA(International Energy Agency)のEnergy Balances of OECD Countries: 1970 - 1985 $ ^{[1987]} $ を用い、石炭、石油、ガスの三つの資源の生産量（indigenous production）を熱量換算により石油（トン）に換算し、合計した。

資本については、OECD（Organization for Economic Cooperation and Development）の Flows and Stocks of Fixed Capital: 1962 - 1987 [1989] に掲載されている粗固定資本ストック（農業 + 工業 + 住宅を除くサービス産業）の値を用いた。各国とも基本的には年末の値であるが、オーストラリアについては会計年度末（翌年の6月）の値である。また、スウェーデンについては、1985年の数字がなかったので、最新の1983年の値を用いた。ベルギー＝ルクセンブルグについては、ルクセンブルグのデータが欠如していたので、ベルギーの値に労働力人口の比率を乗じて求めた。資本ストックのデータには名目値と実質値とがあるが、実質値は国
ごとに評価時点が異なっており、同じ時点の価格で評価するとの観点から名目値を採用した。ただし、名目値が存在しない場合には、実質値に投資デフレーターを乗じて名目値を求めた。各国通貨建ての資本ストックを共通の通貨単位に変換するに際しては、理想的には資本ストックのPPPが必要となるが、そうしたPPPが入手不能であったことから、ここでは為替レートを用いてドル建てに変換した $ ^{注1} $ 。

労働については、ILO(International Labour Organization)のYearbook of Labour Statistics[各年版]の労働力人口(economically active population)を用いた。ただし、ルクセンブルグ及びイギリスの1985年のデータがなかったために、前者については1984年のデータを、後者については1986年のデータを用いた。

GDPの値は経済企画庁の『国民所得動向』[1984, 1989]によった。ここでは各国のGDPが各時点の為替レートによってドル建てに変換されている。

## 3 ．各国の産業内貿易指数と生産要素賦存比率

推計結果にはいる前に、各国の産業内貿易指数と生産要素賦存比率を表5-1、5-2、5-3によってみると、次のような特徴を指摘することができる。

(1)IIT指数の低い国としてはオーストラリア、フィンランド、日本を、逆に高い国としてはベルギー＝ルクセンブルグ、カナダ、フランス、ドイツ、スウェーデン、イギリスを挙げることができる。アメリカは両者の中間に位置づけられる。

なお、1980年から1985年までのIIT指数の変化をみると、カナダとアメリカの指数の上昇が目立つ。また、1985年においては、主要国間の貿易不均衡の大きさを反映して、ドイツ、日本、アメリカについて、不均衡調整前の数字と調整後の数字との間に相当の乖離がみてとれる。

(2)資本・労働比率は各国間でほとんど差がないのに対し、土地・労働比率、エネルギー・労働比率については極めて大きな差が存在する。資本・労働比率は、各国間で桁が異なることはなく、最大の国と最小の国とで2倍程度の差しかない。それに対し、土地・労働比率については、最大のオーストラリアは最小の日本の700倍以上の比率を有しており、またエネルギー・労働比率については、フィンランド、スウェーデンと比べ、カナダ、アメリカ、オーストラリアは数千倍ないしそれ以上の比率を有している。

日本の生産要素賦存比率については、土地、エネルギーが乏しいことは、これらの表を見るまでもなく明らかであるが、さらに資本・労働比率についても10カ国の中で最低である。これはやや意外であるが、この結果については、推計時点が80年と85年ということで円高が始まる以前であったことが大きく影響しているものと考えられる。例えば、85年の資本・労働比率をみると、日本はアメリカの72%、ドイツの72%、フランスの87%、イギリスの82%、カナダの66%であるが、これを仮に86年の為替レートで評価すると、アメリカの102%、ドイツの75%、フランスの95%、イギリスの103%、カナダの95%となり、他の主要先進国とほとんどかわらないことになる。ちなみに、Heston = Summers（1989）のPPPを用いた推計によれば、1986年の日本の資本・労働比率（表4-1-(1）参照）は、アメリカの113%、ドイツの91%、フランスの94%であった。
表5 - 1 各国の産業内貿易指数

1980年	1985年
不均衡調整前	不均衡調整後	不均衡調整前	不均衡調整後
オーストラリア	6.6	6.9	7.7	8.0
ベルギー=ルクセンブルグ	42.6	45.0	43.6	44.5
カナダ	35.4	37.0	42.5	45.2
フィンランド	19.1	20.1	20.6	20.9
フランス	36.3	40.1	37.8	39.8
ドイツ	38.1	38.7	39.9	43.2
日本	10.3	10.7	12.9	15.3
スウェーデン	33.8	35.3	35.3	36.5
イギリス	36.2	36.7	34.6	36.0
アメリカ	22.6	24.6	30.0	41.2

表5 - 2 各国の生産要素賦存比率と経済規模（1980年）

土地/労働	エネルギー/労働	資本/労働	GDP
(ヘクタール/人)	(トン/人)	(チドル/人)	(10億ドル)
オーストラリア	73.9	12.2	56.5	140
ベルギー=ルクセンブルグ	0.4	1.1	53.4	121
カナダ	6.5	14.7	51.7	255
フィンランド	1.2	0.0	59.5	50
フランス	1.4	1.0	49.1	653
ドイツ	0.4	4.0	57.0	815
日本	0.1	0.2	29.5	1048
スウェーデン	0.9	0.0	60.7	123
イギリス	0.7	7.1	66.1	524
アメリカ	4.0	13.2	45.7	2599

(備考) 工ネルギー資源はすべて熱量換算により石油（トン）に変換してある。
表5 - 3 各国の生産要素賦存比率と経済規模（1985年）

土地/労働	エネルギー/労働	資本/労働	GDP
(ヘクタール/人)	(トン/人)	(チドル/人)	(10億ドル)
オーストラリア	67.5	16.8	54.3	157
ベルギー=ルクセンブルグ	0.3	1.1	47.7	83
カナダ	6.2	15.1	62.9	348
フィンランド	1.0	0.0	63.7	54
フランス	1.3	0.8	47.6	523
ドイツ	0.4	3.6	57.9	622
日本	0.1	0.2	41.4	1346
スウェーデン	0.8	0.0	53.2	100
イギリス	0.7	8.1	50.5	452
アメリカ	3.7	11.6	57.2	3967

(備考) エネルギー資源はすべて熱量換算により石油（トン）に変換してある。

### 4. 推計結果

推計結果を表 5 - 4、5 - 5 によってみると、まず、いずれの推計についても決定係数は相当高い。自由度調整後でみて最低で 0.677、最高で 0.700 となっており、クロスセクション分析としてはかなり高い決定係数と言ってよいであろう。

生産要素賦存比率の平均からの乖離の係数の符号は、いずれのケースでもすべてマイナスとなっており、理論の想定と一致している。すなわち、産業内貿易の比率は、生産要素の賦存比率が各国平均から乖離していればしているほど低くなるという結果になっている。このうち、資本・労働比率に関しては、係数の両側有意水準は80年については12-13%、85年については21-23%となっており、必ずしも有意とは言えないが、他の2変数は有意であり、特に土地・労働比率の有意性が高い。すなわち、土地・労働比率はすべてのケースで1％水準ないし5％水準で有意となっており、しかも、5％水準で有意としている3ケースとも実際には2％水準でも有意である。また、エネルギー・労働比率については、5％水準ないし10％水準で有意となっている。

次に、国の経済規模を表すGDPの係数をみると、符号はすべてのケースで理論の想定どおりマイナスとなっている。しかし、いずれの場合もt値は低く、有意とは言えない。

なお、被説明変数として不均衡調整前の指数を用いたケースと不均衡調整後の指数を用いたケースとを比較してみると、両者の間にほとんど差はないと言える。強いて差を挙げるとすれば、85年の推計におけるGDPの係数の値とt値が二つのケースの間でかなり異なっていることぐらいである。

以上の分析から、産業内貿易比率と生産要素賦存比率の平均からの乖離との間にはかなり有意な負の関係が存在することが実証的にも確認されたことになる。したがって、日本のように、土地の賦存をとっても、エネルギーの賦存をとっても他国と比べて極めて少ない国のIIT指数は欧米諸国と比べて低くても不合理ではないということが、この実証分析によってもサポートされたことになる。
表5 - 4 推計結果（1980年）

不均衡調整前指数	被說明变数	不均衡調整後指数
說明变数
土地/労働の	-0.547**	-0.549**
平均からの乖離	(-3.616)	(-3.483)
エネルギー資源/労働	-0.553**	-0.528**
の平均からの乖離	(-2.829)	(-2.592)
資本/労働の	-0.211	-0.215
平均からの乖離	(-1.863)	(-1.827)
G D P	-0.049	-0.042
(-0.452)	(-0.364)
ad.R²	0.700	0.677

(備考) 1. 括弧内はt値である。

2. **は5％水準で有意であることを示している。

表5 - 5 推計結果（1985年）

不均衡調整前指数	被說明变数	不均衡調整後指数
說明变数
土地/労働の	-0.640**	-0.647***
平均からの乖離	(-3.951)	(-4.088)
エネルギー資源/労働	-0.466*	-0.425*
の平均からの乖離	(-2.155)	(-2.012)
資本/労働の	-0.166	-0.170
平均からの乖離	(-1.364)	(-1.435)
G D P	-0.099	-0.035
(-1.143)	(-0.416)
ad.R²	0.681	0.694

(備考) 1. 括弧内はt値である。

2. ***は1％水準で有意であること、**は5％水準で有意であること、*は10％水準で有意であることを示している。
しかし、日本の産業内貿易比率の低さを根拠に日本市場の閉鎖性を指摘する論者は、以上の推計だけでは納得しないであろう。日本のIIT指数がある程度低いことは理解できるが、問題はその程度であると主張するであろう。日本のIIT指数は本来在るべき水準よりもずっと低いのではないか、計量分析の枠組みに沿って言えば、日本の現実のIIT指数は、国別クロスセクション分析から求められた推計値よりもずっと低いのではないかと主張するであろう。実際にIITの推計値と現実の値を比較すると、日本については現実の値が推計値よりも下回っており、またその乖離の程度は最も大きいことがわかる。

そこで、次に日本の特異性をチェックするために、説明変数に日本ダミーを加えて推計を行った。これまで、日本の輸入ないし製品輸入の特異性をチェックするために、国別クロスセクションの（製品）輸入関数に日本ダミーを加えて推計するということが、ローレンス（1987）等によって行われてきたが、ここでの推計は、日本の産業内貿易について同様の分析を行おうとするものであり、筆者の知るかぎり、日本の産業内貿易についてこのような分析が行われるのは初めてである。

表5 - 6、5 - 7によって推計結果をみると、まず決定係数は日本ダミーを加えないケースと比べ若干高くなっている。日本ダミーの符号は予想どおりすべてマイナスとなっている。しかし、いずれのケースもt値は1.5強、両側有意水準は20％前後となっており、有意とは言いがたい。少なくとも、この分析結果は、日本の産業内貿易が過小であるとの主張を積極的にサポートするものではないであろう。

日本ダミー以外の説明変数の符号及び有意性についてみると、土地・労働比率及びエネルギー・労働比率に関しては、ダミーをいれないケースとほとんど変わらない。符号はすべてマイナスであり、前者は4ケースとも5％水準で有意、後者は3ケースで10％水準で有意という結果になっている。資本・労働比率とGDPについては、いずれもt値が低下しており、GDPについては、一つのケースで符号がプラスになっている。

表5 - 6 推計結果（1980年；日本ダミーを含む）

説明変数	不均衡調整前指数	被説明変数	不均衡調整後指数
土地/労働の平均からの乖離	-0.539**	-0.541**
(-4.002)	(-3.837)
エネルギー資源/労働の平均からの乖離	-0.491*	-0.464*
(-2.750)	(-2.483)
資本/労働の平均からの乖離	-0.133	-0.135
(-1.179)	(-1.143)
GDP	-0.020	-0.011
(-0.202)	(-0.107)
日本ダミー	-0.595	-0.617
(-1.522)	(-1.506)
ad.R²	0.762	0.742

(備考) 1. 括弧内はt値である。

2. **は5%水準で有意であること、*は10%水準で有意であることを示している。
表5 - 7 推計結果（1985年；日本ダミーを含む）

説明変数	不均衡調整前指数	不均衡調整後指数
土地/労働の平均からの乖離	-0.553**	-0.561**
(-3.571)	(-3.731)
エネルギー資源/労働の平均からの乖離	-0.420*	-0.380
(-2.160)	(-2.010)
資本/労働の平均からの乖離	-0.077	-0.083
(-0.629)	(-0.695)
GDP	-0.048	0.015
(-0.570)	(0.187)
日本ダミー	-0.582	-0.575
(-1.529)	(-1.555)
ad.R²	0.748	0.762

(備考) 1. 括弧内はt値である。

2. **は5%水準で有意であること、*は10%水準で有意であることを示している。

## 5 ．結論及び今後の検討課題

(1) 前章で導かれた二つの命題のうち、生産要素賦存比率の平均からの乖離とIIT指数との関係に関しては、ほぼ理論どおりの負の関係が検証された。このうち、資本・労働比率については、t値がやや低く、必ずしも有意とは言えないが、土地・労働比率とエネルギー資源・労働比率については、これらが各国平均から乖離すれば乖離するほどIIT指数は低くなるという有意な関係が検証された。

従来の研究では、産業内貿易に影響を与える生産要素として資本及び労働が主として考えられてきたが、この分折からは、資本・労働比率よりも土地・労働比率、エネルギー資源・労働比率の方が、産業内貿易比率の決定要因としてより重要であるとの結論が得られた。このことは、さらに、産業内貿易のみならず、貿易構造一般の決定要因としても土地、エネルギー資源が重要であることを示唆しているのかもしれない。しかし、この結論は、ここでの分析の対象が先進10か国であり、これらの国の間では資本・労働比率がそれほど違わないことに起因しているのかもしれず、資本・労働比率が大きく異なる先進国と途上国の双方を含めた分析では異なった結果がでてくる可能性も十分あることに注意する必要があろう。(実際の分析では、途上国をはじめ資本ストックのデータに制約があることから、資本・労働比率の代理変数として一人当たりGDP等が用いられることが多い。)したがって、この分析から言えることは、少なくとも先進諸国の産業内貿易については、土地、エネルギー資源という生産要素が各国間のIIT指数の差を説明する重要な要因として働いているということであろう。

(2) 前章で導かれたもう一つの命題である、経済規模とIIT指数との関係については、今回の推計からは有意な関係は見出されなかった。

(3) 日本の産業内貿易に関しては、土地、エネ
ルギー資源が乏しいことが、産業内貿易比率の低さを説明する要因であることが実証的に確かめられた。日本の産業内貿易が本来在るべき水準よりも少ないか否かについては、サンプルサイズが小さいこともあり、今回の分析のみから明確な結論を導き出すことは困難であるが、今回の分析結果は、少なくとも日本の産業内貿易が過小であるとの主張を積極的にサポートするものではないと考えられる。日本のIIT指数の低さは基本的に生産要素賦存の特殊性によって説明されると言ってよいであろう。

(4) 今回の国別分析は、四つの生産要素の賦存量を直接計測し、これらの生産要素賦存比率の各国平均からの乖離を産業内貿易比率の説明変数として用いた点が一つの特徴であるが、具体的データのとり方等については、まだまだ改善の余地があるう。特に、資本については、どの範囲までの資本のデータをとるか、異時点間、各国間で比較するためにどのような換算レートを用いるか等の課題があり、エネルギー資源についても、どの範囲を考えるか、フローではなくストックをとらえるより良いデータはないか等の課題があるう。

また、今回は、資本ストックデータの制約から、分析の対象を先進10か国に限定せざるを得なかったが、今後国際的に比較可能な資本ストックデータを推計ないし入手することによって、更に多くの国を対象とした分析を行うことが期待される。