Silviase/jgov_v1.4_full_ann huggingface dataset:
$$ \begin{aligned}WES=\beta_{0}+\beta_{1}HHI\ \left( 又は CR3\right)&+\beta_{2}FSR+\beta_{3}DMI_{i}(i=1,2,3,4)+\beta_{4}EX+\beta_{5}ITR+\beta_{6}RD\\+\beta_{7}AD+\beta_{8}PRC+\beta_{9}DG+\beta_{10}MA+\beta_{11}CD+\epsilon\end{aligned} $$

次に，本稿で使用したデータについて説明する。輸出世界シェア（World Export Share, WES）は，国連統計（International Trade Statistics Yearbook）から算出した。国連統計に対応する我が国の産業分類の中から，輸出額が我が国の公式統計から利用可能である産業について，日本の輸出額を国連統計の世界総輸出額で割ることによって算出した。この被説明変数は0で打ち切られているので（ $ 0 \leq WES \leq 100 $ ），適切な計量モデルはトービット（Tobit）推定であるが，結果に相違がないので，OLS推定の結果を示している。

最後に，輸出世界シェアの決定要因の推定に当って説明変数として利用した変数の定義と出所は表1に，要約統計量を表Aに，相関係数を付表2にまとめている。

## 1 ）国内集中度（HHI，CR3）

国内集中度についてはハーフィングール・ハーシュマン指数（HHI）と上位3社集中度（CR3）で計測し，『工業統計表（企業統計編）』の標準産業分類6桁品目レベルのデータから，分析対象の国連統計の産業分類に対応するように出荷額で加重平均して算出した。同時性の問題を考慮して，1期のラグをとった2003年の数値を利用している。

## 2 ）企業規模比率（FSR）

産業横断的にみれば，我が国の輸出の主たる担い手は大企業である（Doi（1991））。企業規模が競争力に影響を与える可能性があるため，企業規模を捉える指標として，全出荷額に占める従業員300人以上の企業が出荷する割合を，上記HHIと同様の方法で『工業統計表（企業編）』の6桁品目レベルのデータから算出した。

なお，この変数は当該産業において一定規模以上の企業が占める出荷額シェアであって，企業規模の大きさそのものを捉えていないことに留意する必要がある。

## 3 ）流動性指數（ $ DMI_{i}, i = 1, 2, 3, 4 $ ）

市場構造の流動性は，上記の Sakakibara and Porter（2001）の指標を始め幾つかの指標（Doi（2001），泉田ほか（2004））で計測することができる。いずれの指数についても，シェアの変動が小さいほど指数の値は小さくなり，シェアの変動が大きいほど指数の値が大きくなる。ここでは，矢野経済研究所『日本マーケットシェア事典』（各年）に基づいて四つの指標を代替的に算出し，利用した。また，当該事典から市場シェアが利用できない産業については，他の業界データから算出した。なお，指数がどの程度あれば競争的と判断できる閾値があるわけではないことに留意しなければならない。それら指数の定義は以下のとおりである。

## ①モビリティ指数（ $ DMI_{1} $ ）

Doi (2001) に従って，分析期間において上位 5 位以内を維持し続けた企業のシェアのほか，同期間で上位 5 位から落ちた企業や上位 5 位に入った企業のシェアを考慮に入れた指標で，下記②～④の三つの流動性指数と異なりポジションの変化（上位 5 社に入るか入らないか）も考慮した指標である。
$$ DMI_{1}\equiv\frac{\sum_{i}|S_{it}-S_{i0}|+\sum_{j}EX_{j0}+\sum_{k}EN_{kt}}{\sum_{i}S_{i0}+\sum_{j}EX_{j0}}\times\frac{1}{2} $$

$ S_{it} $ : 順位 i の企業の2008年のシェア

$S_{i0}$: 順位 i の企業の1994年のシェア（ただし，S については，1994年～2008年まで上位 5 位に入っている企業のシェア。）

$EX_{j0}$: 1994年には上位 5 位に入っていたが2008年には上位 5 位に入っていない企業の1994年のシェア

$EN_{k0}$: 1994年には上位 5 位に入っていないが2008年には上位 5 位に入っている企業の2008年のシェア

②絶対的不安定性指数 $ DMI_{2} $

Sakakibara and Porter (2001) に基づいて, 上位 n 社について, 隣接する 2 期間におけるシェアの変化分の絶対値を分析期間にわたって合計したものである。

$$ DMI_{2}\equiv\frac{\sum_{i}\sum_{t}\left|S_{i,t}-S_{i,t-1}\right|}{m\times n} $$

$$ \begin{aligned}S_{i,t}:\quad& 順位 \mathrm{i} の企業の \mathrm{t} 年のシェア \\&i=1,\ldots,n\ (n=4)\\&t=1995,1996,\ldots,2008\ (m=2008-1995=14)\end{aligned} $$

③絶対的シェア変動 $ \left( DMI_{3} \right) $

泉田ほか(2004)が使用したものであり,上記②はシェアの変化分について絶対値をとっていたが,本指数はシェアの変化分を二乗して合計したものである。泉田ほか(2004)では,各企業のシェアを算出するに当たって分析に使用した全ての企業についてシェアの変化分を二乗し合計しているが,本研究で利用したデータでは,各品目について全ての企業が明らかになっているわけではないため,上位4社に限りシェアの変化を求め,本指数を算出した。

$$ DMI_{3}\equiv\frac{\sum_{i}\sum_{t}\left(S_{i,t}-S_{i,t-1}\right)^{2}}{m-1} $$

## ④相对的不安定性指数 $ (DMI_{4}) $

上記②はシェアの絶対的な変化を合計したものであるが，本指標はシェアの変化が当該年度のシェアからみて相対的に評価したものを合計したものである（Sakakibara and Porter (2001)）。

$$ DMI_{4}\equiv\frac{\sum_{i}\sum_{t}\frac{\left|S_{i,t}-S_{i,t-1}\right|}{S_{i,t-1}}}{m\times n} $$

## 4 ）輸出比率（EX）及び産業内貿易比率（ITR）

輸出比率は国際化の程度を捉えるものとして，輸出÷生産額として算出している。他方，産業内貿易比率は輸出競争力を捉えるものとして，（輸出－輸入）÷（輸出＋輸入）として算出している。一般に，産業内貿易比率は，分子が絶対値を取るが，ここでは絶対値を取らずに算出した。したがって，輸入がほとんどない場合は1に，輸出入がほぼ均衡する場合は0に，そして輸出がほとんどなく輸入だけである場合は－1に近づく。輸出及び生産額のデータは共に『産業連関表（延長表）』から利用した。

なお，これら二つの比率は，それぞれ生産及び貿易における輸出の比重を意味しているために，国際競争にさらされている程度を捉えていると理解することも可能である。もしそうならば，国際競争圧力は企業の競争力強化への誘因を生むであろう。
## 5 ）研究開発集約度（R & D集約度，RD），広告比率（AD）及び加工度（PRC）

競争力は企業の特殊的優位性を反映し，特に，従来，技術開発力とマーケティング能力が注目されてきた。そこで本稿では，前者をR&D支出≠生産高比率（「R&D集約度」）で，そして後者を広告費≠生産高比率（「広告比率」）で計測した。データ・ソースは『産業連関表（基本表）』である。

また，日本企業の擦り合わせ型調整や熟練－ものづくり力－も一つの強みとして注目されてきた。これを捉える指標として，付加価値率，すなわち付加価値÷出荷額（以下では「加工度」という。）を利用した。加工度の高い産業ほど競争力を有すると予想される。これは，『工業統計表（産業編）』の付加価値及び出荷額から算出した。

## 6 ）国内市場成長率（DG）

企業の輸出行動には国内需要動向が影響を与えるであろう。例えば，国内市場が停滞すれば，企業に国内売上高の低迷を補填するために輸出誘因が高まるであろう。あるいは逆に，国内市場が拡大している産業では，シェアを拡大するための改革・革新の余地が大きく，その結果，各企業はより大きな海外進出能力を持つかもしれない。国内市場成長率は，見掛け消費（生産－輸出＋輸入）の成長倍率（2008年見掛け消費÷2003年見掛け消費）として『産業連関表（延長表）』のデータを基に算出した。

## 7 ）合併ダミー（MA）

上で示唆したように，シェア変動は合併によっても起こる。合併の影響を考慮するために，1994～2008年の対象期間中に主要企業で合併がみられた産業を1，それ以外を0とするダミー変数を使用する。合併の有無は，公正取引委員会の公表資料，矢野経済研究所『日本マーケットシェア事典』(各年)及びその他の業界関連公表資料から識別した。

## 8 ）カルテル・ダミー（CT）

産業の競争状況は，一つに，行動面からの指標としてカルテルがみられるかどうかによって捉えられよう。この可能性を考慮するために，1994～2003年の対象期間中にカルテルがみられた産業を1，それ以外を0とするダミー変数を使用している。カルテルが行われている産業では，競争制限が起こっていると推測され，負の効果が予想される。もとより，カルテルは公正取引委員会の摘発によって露見した場合にのみダミー変数で捉えている。この変数が競争度指標として十分ではないことは言うまでもない。
表1：産業データの分析で使用した変数の説明

変数名	定義・測定方法	出典	年
輸出世界シェア	我が国の輸出÷世界総輸出	UN, International Trade Statistics Yearbook	2004～2008
国内集中度	ハーフィングール・ハーシュマン指数(HHI), 上位3社集中度(CR3)	『工業統計表(企業統計編』	2003
企業規模比率	従業員300人以上企業の出荷額の割合	『工業統計表(企業統計編』	2003
流動性指数	シェア変動(本文参照)	矢野経済研究所『日本マーケットシェア事典』等	1994～2008
輸出比率	輸出÷生産額	『産業連関表(延長表)』	2003
産業内貿易比率	(輸出－輸入)÷(輸出＋輸入)	『産業連関表(延長表)』	2003
R&D集約度	R&D支出÷生産高	『産業連関表(基本表)』	2005
広告比率	広告費÷生産高	『産業連関表(基本表)』	2005
加工度	付加価値÷出荷額	『工業統計表(産業編)』	2003
資本・労働比率	固定資産÷従業員数	『工業統計表(産業編)』	2003
国内市場成長率	見掛け消費の倍率	『産業連関表(延長表)』	2003, 2008
合併ダミー	合併が行われた産業1, そのほか0	矢野経済研究所『日本マーケットシェア事典』等	1994～2008
カルテル・ダミー	カルテルが摘発された産業1, そのほか0	公正取引委員会公表資料	1994～2003

注：矢野経済研究所『日本マーケットシェア事典』（各年）。一部は，以下の企業別分析でも利用される。
表2：産業データの要約統計量

標本数	平均值	中央值	標準偏差	最小值	最大值	変動係数
被説明変数
輸出世界シェア(%)	84	6.566	4.672	5.964	0.006	26.876	0.908
説明変数
国内需要成長率(%)	84	1.256	1.169	0.433	0.384	3.383	0.344
輸出比率(%)	84	24.317	19.475	22.518	0.010	82.150	0.926
R&D集約度(%)	84	3.400	2.355	3.036	0.170	17.100	0.893
広告比率(%)	84	1.184	0.620	2.239	0.000	17.370	1.891
加工度	84	0.365	0.363	0.113	0.048	0.645	0.308
資本労働比率(%)	84	15.232	8.654	17.979	3.267	133.753	1.180
産業内貿易比率	84	0.118	0.328	0.584	-0.989	0.997	4.964
上位3社集中度(CR3)	84	52.762	52.238	18.263	14.771	100.000	0.346
CR3²	84	3081.276	2771.397	2065.648	218.182	10000.000	0.670
ハーフィンダール・ハーシュマン指数(HHI)	84	0.165	0.142	0.102	0.025	0.427	0.616
HHI²	84	0.036	0.020	0.043	0.001	0.182	1.188
企業規模比率(%)	84	59.292	64.131	25.359	3.565	100.000	0.428
輸出成長率(%)	84	72.280	65.299	48.444	-57.092	276.062	0.670
合併ダミー(0又は1)	54	0.429	0.000	0.498	0.000	1.000	1.162
カルテル・ダミー(0又は1)	54	0.131	0.000	0.339	0.000	1.000	2.592
流動性指数
モビリティ指数	54	0.272	0.239	0.194	0.045	1.069	0.715
絶対的不安定性指数	54	1.367	1.274	0.694	0.265	3.250	0.508
絶対的シェア変動	54	29.533	18.872	29.345	0.639	145.465	0.994
相対的不安定性指数	54	0.101	0.079	0.085	0.014	0.588	0.843

注）CR3 及び流動性指数は，各企業の生産量（又は生産額）をそれぞれの産業の総生産量（又は額）で割り100を掛け合わせたパーセント表示の市場シェアを基に算出している。他方，HHIは100を掛け合わせないものを使用して算出している。
## (3) 推定結果

推定結果は，流動性指数を含まない分析結果（84産業）については表3－1，そして流動性指数を含む分析結果（54産業）については表3－2にまとめている。各変数の結果を順次考察しよう。

## 1 ）流動性指数を含まない分析結果（84産業）

まず，集中度（HHI）の効果に注目すると，それは一次項のみの場合正の符号を示し，統計的有意性を持たない。また，寡占的反応がみられれば，輸出世界シェアが集中度とともに上昇するが，一定の集中度水準を超えると低下するという逆U字型の関係の可能性も存在するために，二次項も追加して推定したが，一次項は負の符号で有意ではなく，他方，二次項は正で有意である。しかし，集中度と輸出世界シェアとの関係をみるため，一次項と二次項を0とする複合仮説の検定（ジョイント検定）を行ったところ，両項が0となる仮説を棄却できなかったことから，集中度は輸出世界シェアと統計的に有意な関係にないことが分かる。

なお，上位3社集中度（CR3）も代わりに用いたが，結果は符合的には同じであるが，二次式の場合若干異なり，二次項の有意性はなくなる。Sakakibara and Porterは集中度として上位4社集中度（一次項のみ）を使用し，正の符号であるが有意でない結果を報告している。

第二に，企業規模比率（FS）は正の有意な効果を持つ。この結果は，中小企業（従業員300人未満）ではなく，中規模以上の企業が大きなシェアを占める産業ほど，競争力があることを示唆している。したがって，ある程度の規模の企業が重要である。この結果は，既に指摘したように，企業規模が大きいほど国際競争力を持つことを意味しないことに留意しなければならない。

第三に，輸出比率と産業内貿易比率はともに輸出世界シェアに正の有意な効果を示している。輸出比率が大きい産業では，上で指摘したように，輸出の比重が大きく，それだけ国際的競争圧力にさらされていると考えられ，それが競争優位の原因となっているかもしれない。他方，産業内貿易比率も，やはり国際的競争圧力を反映し競争力強化につながっている可能性もある。この比率が大きい産業は輸出が輸入よりも大きい産業であることを意味しているが7，本結果はそれだけ大きな輸出競争力を反映しているかもしれない。

いずれにしろ,本推定結果が示す輸出比率や産業内貿易比率の結果は当然かもしれない。なぜなら,これらの比率はそれ自身が輸出競争力を捉え,したがって国際競争力を反映している可能性も避けられないからである。

第四に，国内需要成長率は一部で有意性が落ちるものの，正の有意な効果を示す。すなわち，国内需要の成長率が大きい産業ほど，競争力を持つ傾向にある。それは，そうした市場では，生産・シェアを伸ばす機会が大きく，企業は効率の改善や革新に努力し，その結果互いに競争優位を高め，国際市場でもその優位性を発揮していることを示唆しているであろう。

しかし，他の四つの産業特性（R&D集約度，広告比率，加工度及び資本・労働比率）は統計的に有意性を持たない。まず，技術力を捉えるR&D集約度は統計的に有意ではなく，予想とは異なる結果を示す。したがって，エレクトロニクス製品や薬品のように，R&D集約的な産業でも国際競争力を持つわけではないといえよう。この結果は，ここで利用したR&D集約度が国内企業のレベルで，外国企業との相対的な差異を捉えていないことに起因しているかもしれない。換言すれば，国内の産業横断的にみればR&D集約的が高い産業も，当該産業の外国企業に比べれば低い可能性が考えられ
る。その意味で，本稿の分析は，国内市場の変数で説明されており，外国との比較を反映する相対的な変数の影響を捉えていないところに一つの難点を有する。

表 3－1：流動性指数を含まないモデルの推定結果

HHI & HHI²	HHI	HHI²	CR3 & CR3²	CR3	CR3²
集中度	-14.53	5.097	-0.0808	0.0206
(-1.13)	(0.80)	(-1.13)	(0.52)
集中度の二乗	46.42*	18.30	0.000965	0.000369
(1.68)	(1.36)	(1.34)	(0.97)
国内需要成長率	2.123*	1.833*	1.992*	1.895*	1.732	1.780
(1.97)	(1.67)	(1.81)	(1.73)	(1.57)	(1.60)
輸出比率	0.0888***	0.0873***	0.0860***	0.0888***	0.0880***	0.0858***
(3.30)	(3.11)	(3.16)	(3.27)	(3.11)	(3.14)
R&D集約度	-0.0194	-0.00320	0.0147	-0.0143	-0.0196	0.00937
(-0.15)	(-0.02)	(0.12)	(-0.11)	(-0.15)	(0.07)
広告比率	0.0575	0.0624	0.0539	0.0838	0.0633	0.0607
(0.31)	(0.33)	(0.29)	(0.45)	(0.33)	(0.32)
加工度	4.463	4.563	4.482	3.306	4.721	4.249
(0.89)	(0.92)	(0.92)	(0.65)	(0.92)	(0.86)
資本・労働比率	-0.0311	-0.0294	-0.0282	-0.0407	-0.0319	-0.0343
(-1.29)	(-1.20)	(-1.18)	(-1.47)	(-1.30)	(-1.35)
企業規模比率	0.0653**	0.0561**	0.0515**	0.0580**	0.0597**	0.0483*
(2.44)	(2.20)	(2.21)	(2.00)	(2.00)	(1.75)
産業内貿易比率	3.738***	3.849***	3.874***	3.702***	3.821***	3.868***
(3.83)	(3.96)	(4.04)	(3.71)	(3.86)	(4.04)
定数項	-3.016	-3.758	-3.522	-1.196	-4.069	-3.343
(-0.94)	(-1.15)	(-1.13)	(-0.35)	(-1.14)	(-1.06)
観測数	84	84	84	84	84	84
R²	0.548	0.539	0.547	0.544	0.537	0.543
F	12.96	14.67	14.43	13.22	14.81	14.68
平均VIF注1)	3.26	1.71	1.61	3.39	1.81	1.75
集中度に関するF検定注2)	1.58 (0.21)	1.24 (0.30)

回帰係数の括弧内の数値は t 值である。 $ ^{***} $ は 1%， $ ^{**} $ は 5%， $ ^{*} $ は 10% でそれぞれ統計的に有意なことを示す（両側検定）。注 1）VIFはVariance Inflation Factor（分散拡大要因）の略で，多重共線性の程度を示す値。

注2）集中度及び集中度の二乗の回帰係数を0とする複合仮説の検定統計量，括弧内は当該検定統計量のP値。

広告比率も有意な効果を持たない。多国籍企業論によれば、広告比率（「広告集約度」とも呼ばれる）は特殊的優位性としてマーケティング能力を反映するものとして捉えられており、この考え方に従えば広告比率が高いほど輸出世界シェアも大きくなると予想されるところ、本推定結果はこうした理解と整合的ではない。この結果は、生産財産業の輸出競争力は消費財産業よりも大きいという、我が国の輸出構造の特徴を反映している可能性がある。なぜなら、広告比率は生産財産業よりも消費財産業の方が高くなる傾向があるからである。また、国内の産業間で比較した場合に広告比率が高いとしても、国際的にみて我が国の広告比率が高いとは限らず、我が国企業のマーケティング能力が国際的に高いことを必ずしも示していないおそれもある。

さらに，付加価値率で測られた加工度は有意でないが，正の符号は注目される。なぜなら，上記で示唆したように，その結果は日本型ものづくりの効果を反映していると捉えられるからである。また，資本・労働比率も一定の効果を示していない。

最後に，変数間の相関関係を考慮して，幾つかの交差項や二乗項も導入したが有意な関係を確認することはできなかった。したがって，それらの結果については割愛している。その他，世界総輸出の
成長率で計測した世界需要成長率も取り入れたが，有意性を持たず，また他の変数の効果に影響しないために，全体の推定結果に変更はなかった。それを除外した推定結果を本節では示している。

なお, 上で示唆したように, 競争力指標の変動も国際競争力の動向を反映する可能性を持つために, 本稿でもその推定を試みたが, 有意な影響を見いだすことはできなかった。それゆえ, 推定結果は省略している。

## 2 ）流動性指数を含む分析結果（54産業）

流動性指数（モビリティ指数，絶対的不安定性指数，相対的不安定性指数又は絶対的シェア変動）は，シェア・データの制約により限られた産業についてしか算出できない。そこで，それが利用可能である54産業について推定を試みた。表3－2はその推定結果をまとめたものである。

まず，流動性指数と HHI は共に明確な効果を示していない。流動性指数は，いずれの計測方法の指標についても，正の符号を持つものの，統計的有意性を持たず，Sakakibara and Porter (2001)の結果とは異なる結果となった。同様に，HHI も正の符号であり，有意ではなかった。また，逆U字型関係の可能性を考慮して，二次項も追加して推定したが，一次項も二次項も有意性は得られなかった（したがって，ここではその推定結果は省略している。）。

なお，代替的に上位3社集中度も利用したが，推定結果に基本的な相違はみられなかった（推定結果は省略されている。）。

他方，企業規模比率（FS）は，HHI との相関によって有意性が失われる場合があるが，正で有意である。この結果は，基本的には上の分析結果と同じである。

第二に，国内需要成長率，輸出比率及び産業内貿易比率のいずれも輸出世界シェアに正の有意な効果を示している。これらの結果は，上の分析結果と同じである。

第三に，広告比率は，上の結果と違って，一部の推定式では負の有意な効果を持つ。この結果は，符合的には，生産者財の輸出世界シェアは消費財の輸出世界シェアよりも大きいことを示唆している。生産財産業の広告比率は一般に消費財の広告比率よりも低い傾向があることから，この結果は，生産財が消費財よりも輸出競争力を持つという，我が国の近年の輸出構造の状況と合致している。

第四に，合併ダミーは負の有意な効果を持つ。分析期間中合併が行われた産業では輸出世界シェアは小さいという結果は，合併志向の産業ほど，輸出競争力を持たないことを示唆している。その意味では，逆の因果関係が含まれている可能性がある。すなわち，輸出競争力を持たないため合併を志向するというものである。あるいは，事前的競争力を持たないために，企業は合併志向が強いが，合併の結果が競争力の強化・改善につながらず，輸出世界シェアが低下するものと理解することもできる。いずれにしろ，合併と国際競争力の間には負の関係が存在している。これは，競争政策上示唆に富む結果であり，そしてまた合併は容易に競争力の強化にはつながらないことを認識すべきであろう。

カルテルのみられる産業では，統計的有意性は得られないものの，合併と同様に負の符号を持つことは留意してよい。カルテル志向的な産業は競争力を維持・獲得できないのであろう。また，カルテル志向的な産業は国内市場を重視する産業であり，その分輸出マインドが小さく，その結果輸出世界シェアが小さいという解釈も可能であろう。

なお，カルテルは競争政策の執行を反映するが，産業の国際競争力あるいは国際化率は他の公共政策にも影響される。具体的に，競争政策だけではなく輸出促進・支援策のような公共政策の影響も含むであろう。しかし，本稿では海外展開を支援・補助する産業政策（特に産業別政策）の影響は分析の対象外である。
第五に，R&D集約度と資本・労働比率は共に上と同じ結果を示す。他方，加工度も明確な効果を持たないが，一部では有意である。この弱い結果は上で示唆したように，日本型ものづくりの効果の可能性を意味する。

なお，ここでも，幾つかの交差項や二乗項も導入して推定したが有意な関係を確認することはできなかった。したがって，それらの結果については割愛している。

なお，以上の二つの分析に関連して，輸出と海外生産の関係に言及しておこう。確かに，既存の研究（例えば Desai et al.(2009)）は，FDI と輸出が互いに関連する可能性を持つことを示唆する。すなわち，輸出の大きい産業は，また海外生産も大きい傾向を示す。もしそうならば，この分析は海外生産も含む場合の国際競争力についても，同様の傾向を示唆するかもしれない。しかし，日本産業の場合，しばしば海外事業展開として最初からFDI が行われた欧米の企業と異なって，以下の図2のように，経済摩擦，円高などによる輸出代替型のFDI が行われたと指摘される。この場合，輸出世界シェアの小さい分野では，輸出比率（輸出÷国内生産比率）も小さく海外生産も少ないために，競争力（厳密には国際的プレゼンス）の過少評価のバイアスは小さいが，逆に輸出世界シェアの大きい分野では，海外生産が考慮されないために，そのバイアスは大きくなるおそれがある。この可能性は否定できないかもしれない。ここに，海外生産を含む分析が必要な理由がある。

図２　海外活動の時間的パターン
表 3－2：流動性指数を含むモデルの推定結果

モビリティ指数	絶対的不安定性指数	絶対的シェア変動	相対的不安定性指数
1	2	3	1	2	3	1	2	3	1	2	3
流動性指数	-2.342	-0.217	0.586	0.393	1.033	0.965	-0.00231	0.0145	0.0136	-0.0762	4.376	4.630
(-0.98)	(-0.08)	(0.24)	(0.50)	(1.32)	(1.25)	(-0.13)	(0.77)	(0.79)	(-0.01)	(0.87)	(0.92)
国内需要成長率	4.093**	3.274**	3.666**	4.346**	3.612**	3.936**	4.138**	3.507**	3.854**	4.181**	3.414**	3.796**
(2.57)	(2.33)	(2.50)	(2.62)	(2.53)	(2.66)	(2.50)	(2.43)	(2.58)	(2.52)	(2.36)	(2.52)
輸出比率	0.138***	0.0832*	0.0738*	0.125***	0.0705**	0.0668**	0.128***	0.0772**	0.0729**	0.128***	0.0775**	0.0724**
(4.14)	(1.97)	(1.90)	(4.05)	(2.04)	(2.05)	(4.32)	(2.27)	(2.29)	(4.26)	(2.29)	(2.27)
R&D集約度	-0.0324	-0.0951	-0.0196	-0.0827	-0.164	-0.0813	-0.0544	-0.131	-0.0474	-0.0582	-0.158	-0.0770
(-0.17)	(-0.64)	(-0.12)	(-0.40)	(-1.02)	(-0.45)	(-0.26)	(-0.83)	(-0.27)	(-0.24)	(-0.85)	(-0.39)
広告比率	-0.515***	-0.187	-0.218	-0.538***	-0.187	-0.218	-0.523***	-0.172	-0.206	-0.525***	-0.166	-0.198
(-3.02)	(-0.74)	(-0.91)	(-3.02)	(-0.79)	(-0.94)	(-2.98)	(-0.69)	(-0.86)	(-2.95)	(-0.66)	(-0.84)
加工度	12.85*	8.573	9.224	14.05*	10.80	11.28	12.80*	9.666	10.25	13.01*	9.359	10.08
(1.88)	(1.20)	(1.34)	(1.86)	(1.40)	(1.56)	(1.79)	(1.27)	(1.44)	(1.80)	(1.27)	(1.42)
資本·労働比率	-0.00765	0.00661	0.0136	-0.0133	0.0113	0.0190	-0.0148	0.00951	0.0178	-0.0144	0.00497	0.0137
(-0.21)	(0.20)	(0.39)	(-0.41)	(0.39)	(0.63)	(-0.45)	(0.33)	(0.57)	(-0.42)	(0.16)	(0.42)
企業規模比率	0.0873***	0.0679*	0.0433	0.0913***	0.0692*	0.0462	0.0898***	0.0678*	0.0439	0.0899**	0.0725*	0.0481
(2.84)	(1.96)	(1.35)	(2.80)	(1.93)	(1.37)	(2.78)	(1.91)	(1.36)	(2.59)	(1.95)	(1.41)
合併ダミー	-3.588***	-3.619***	-3.435***	-4.027***	-3.908***	-3.626***	-3.884***	-3.837***	-3.548***	-3.914***	-3.832***	-3.556***
(-2.73)	(-2.98)	(-3.03)	(-3.16)	(-3.30)	(-3.31)	(-2.97)	(-3.15)	(-3.16)	(-2.99)	(-3.08)	(-3.11)
カルテルダミー	-3.424	-3.029	-2.803	-3.364	-3.149	-2.977	-3.284	-3.114	-2.938	-3.304	-2.941	-2.761
(-1.21)	(-1.35)	(-1.19)	(-1.30)	(-1.64)	(-1.43)	(-1.23)	(-1.53)	(-1.35)	(-1.22)	(-1.40)	(-1.21)
産業内貿易比率	3.934**	4.134***	4.353***	4.432***	4.231***	4.322***	4.128***	4.251***
(2.47)	(2.89)	(2.88)	(3.12)	(2.81)	(3.07)	(2.78)	(3.09)
HHI	8.540	7.782	8.121	8.409
(1.30)	(1.09)	(1.15)	(1.21)
定数項	-6.697	-3.317	-4.433	-7.950*	-5.441	-6.295	-6.833	-4.155	-5.138	-6.989	-4.105	-5.223
(-1.65)	(-0.79)	(-1.03)	(-1.71)	(-1.16)	(-1.39)	(-1.58)	(-0.92)	(-1.16)	(-1.56)	(-0.91)	(-1.14)
観測数	54	54	54	54	54	54	54	54	54	54	54	54
R²	0.570	0.625	0.629	0.567	0.636	0.639	0.565	0.629	0.632	0.565	0.628	0.632
F	13.07	16.84	16.29	9.041	13.75	13.70	8.564	13.13	12.99	8.673	12.34	13.01
平均VIF注)	1.61	1.82	1.94	1.59	1.79	1.90	1.58	1.79	1.89	1.63	1.82	1.92
流動性指数とHHI	0.72 (0.49)	1.39 (0.28)	0.92 (0.41)	0.90 (0.41)
に関するF検定

回帰係数の括弧内の数値は t 值である。 $ ^{***} $ は 1%， $ ^{**} $ は 5%， $ ^{*} $ は 10% でそれぞれ統計的に有意なことを示す（両側検定）。注）VIFはVariance Inflation Factor（分散拡大要因）の略で，多重共線性の程度を示す値。
4 実証分析（2）－企業別海外売上高比率の分析－

次に，海外生産を明示的に考慮するために，関連データが利用可能な企業の海外事業（輸出と海外生産の両方を含む）の決定要因に注目しよう。上記のとおり，輸出世界シェアの場合では，統計資料が未整備のために海外生産を含めることはできなかった。その問題を改善するために，企業レベルにおいては，海外売上高比率，すなわち（輸出分＋海外生産分）÷総売上高比率が代替的に利用できることから，海外売上高比率の決定要因の分析を試みた。

## (1) 先行研究

企業レベルでの海外売上高比率についても，既存研究は少なく，ノルウェー企業を取り上げたGrogaard et al.（2011）があるのみである。それは，ノルウェーの上位100社を対象に，産業別要因と企業別要因が海外売上高比率に与える影響を分析している $ ^{8} $ 。

まず，産業別要因として，寡占的相互依存関係を捉える産業集中（国内4社集中度）は有意な効果を持たず，国際化の誘因となっていないと結論されている。しかし，産業集中化は競争的な寡占的反応を反映するのみならず，寡占的相互依存関係を通してFDⅠや輸出を制約する可能性を持つために，明確な効果が顕在化しないおそれがある。そのため，彼らの分析結果はこの可能性を示唆しているかもしれない。したがって，競争的反応を十分に捉え，産業集中度に代わる競争指標（例えば流動性指数）を工夫する必要がある。また，国際市場の競争を捉える変数（例えば世界集中度，世界シェア・ポジションの流動性など）を考慮に入れる必要があろう。

次に，R&D集約度（R&D費÷売上高）や地域クラスターへの参加の有無を始めとする産業要因が有意に影響することを実証している。R&D集約的な企業ほど，そしてまた立地する地域のクラスターに参加している企業ほど，海外活動に積極的である。これらの結果は，技術的要因ないし技術的優位が競争力に寄与することを示唆している。

最後に，企業別要因として多角化度と企業規模が導入されている。前者は負で有意な関係を示し，多角化が進展している企業ほど海外活動に消極的である。ノルウェーの市場規模（人口500万人弱）が小さいために，多角化していない企業は海外に事業展開を余儀なくされる傾向があるからであろう。他方，後者は正で有意な効果を持ち，資源ベースの理論の予想と一致する。

なお，上で示唆したように，市場規模が小さい国を対象としているために，固有の要因の影響が懸念されるが，分析の方法及び結果はそれ自体興味深いものであろう。我が国に対して同様な分析が期待される。

## (2) 分析のデザインとデータの説明

ここでのモデルは、以下のような線型方程式を推定する。

$$ FSR=\alpha+\sum_{i}\beta_{i}\times 產業別変数 +\sum_{i}\gamma_{i}\times 企業別変数 +\eta $$

この場合，被説明変数は海外売上高比率（FSR）である。説明変数の産業別変数は，HHI，企業規模比率，流動性指数，産業R&D集約度，産業広告比率，産業輸出比率，産業内貿易比率，合併ダミー，カルテル・ダミー，そして企業別変数は，企業の特徴を捉えるR&D集約度，販管比率，企業成
長率，企業規模の四つを含む。なお，αは定数項，βは産業別変数，γは企業別変数それぞれの推定するパラメータ一であり，ηは誤差項である。

まず，被説明変数の海外売上高比率について説明する。各産業の上位5社位内に入り，連結ベースで企業の総売上高に占めるその産業分野の売上高が占める割合（以下「特化率」という。）が60%以上である143企業を選択し，それら企業の『有価証券報告書』の連結財務諸表に基づいて，上の輸出世界シェア分析と同じ期間（2004年～2008年）の各企業の連結ベースの海外売上高÷総売上高（内部取引を除外）として海外売上高比率を算出した⁹。海外売上高は海外子会社の売上高を含んでいるからである。

しかし，海外売上高比率が10%未満なら海外売上高比率を公表する義務がないため，そうした企業の大半が10%未満であることを記述した上で海外売上高を公表していない（公表している企業もある。）。このことを考慮して，本稿では，10%未満の場合を1，10%以上～30%未満の場合を2，30以上～50%未満の場合を3，そして50%以上～70%未満の場合を4，70%以上の場合を5とする順序変数を作り，それを被説明変数とする順序ロジット（Ordered Logit）推定を試みた。企業間で特化率に違いがあり，多角化の影響を受けているおそれもあることに留意しなければならない。

次に，使用する説明変数を説明しよう。表4はそれらを要約したものであり，表5にそれら説明変数の要約統計量を，付表3に相関係数をそれぞれまとめている。まず，企業別変数は同様に有価証券報告書（連結ベース）から以下のとおり算出した。

1）R & D 集約度（RDf）は，上の分析と同様に，海外展開を可能にする能力（事前的競争力）を反映し，海外売上高比率に正の効果を持つものと予想される。R & D 集約度は 2003 年の研究開発費÷売上高で算出している。

2）販管比率（MAf）は，上の分析と同様に事前的競争力として研究開発，マーケティング，企業全体の運営や管理業務等を含む総合的能力を捉えるものとして2003年の販売費及び一般管理費≠売上高で求めた比率を使用した。企業の中には，広告費あるいは広告費を含む販売費を公表していない企業があるため，全ての企業について広告比率（広告費≠売上高）あるいは販売比率（販売費≠売上高）を計算できない。このため，広告比率を販管比率で代替しており，マーケティング能力にとどまらず研究開発を含めた総合的な経営管理能力を捉える指標として理解する方が適切である $ ^{10} $ 。これは正の効果を持つものと予想される。

3）企業成長率（GRf）は，2003～2008年における成長の大きさで，期首と期末の売上高倍率（2008年売上高÷2003年売上高）で計測される。成長率の大きい企業ほど，より大きな資源・能力を発揮しているものと理解され，したがってより大きな資源・能力を有し，そしてまた社内に組織的な緊張関係があるためにX効率改善あるいは革新のより大きな誘因を持つ可能性がある。これも，正の効果が予想される。
4）企業規模（FSf）は，資源ベースの理論が示唆し，そしてまた上記のGrogaard et al.(2011)の結果が示すように，海外展開の大きさに影響を与えるかもしれない。例えば，規模が大きい企業ほど規模の経済性を持ち，より高い効率性を示す傾向にあるかもしれない。また，海外事業には様々な国際化リスクを伴うが，大企業はその負担能力が大きい可能性がある。こうした規模の効果を確認するために，2003年の売上高を対数変換したものを利用した。

他方，産業別変数は HHI，企業規模比率，流動性，産業R & D集約度，産業広告比率，産業輸出比率，産業内貿易比率，合併ダミー，カルテル・ダミーを導入した。それらの定義とデータ・ソースは輸出世界シェア分析の場合と同じである（表1参照）。なお，企業別変数と区別するために，産業R & D集約度，産業広告比率，産業輸出比率は“産業”の用語を付している。

表4：変数の説明，要約

変数名	定義・測定方法	出典	年
海外売上高比率	海外売上高÷総売上高(連結ベース) 5年平均	有価証券報告書(連結)	2004～2008
[産業] (表1参照)
集中度	ハーフィングール・ハーシュマン指数(HHI)	『工業統計表(企業編)』	2003
企業規模比率	従業員300人以上の企業の出荷額シェア	『工業統計表(企業編)』	2003
流動性指数	シェア変動	矢野経済研究所『日本マーケットシェア事典』等	1994～2008
産業輸出比率	輸出÷生産額	『産業連関表(延長表)』	2003
産業内貿易比率	(輸出-輸入)÷(輸出+輸入)	『産業連関表(延長表)』	2003
産業R&D集約度	R&D支出÷生産高	『産業連関表(基本表)』	2005
産業広告比率	広告費÷生産高	『産業連関表(基本表)』	2005
合併ダミー	合併が行われた産業1,そのほか0	矢野経済研究所『日本マーケットシェア事典』等	1994～2008
カルテル・ダミー	カルテルが行われた産業1,そのほか0	公取委公表資料	1994～2003
[企業]
R&D集約度	研究開発費÷売上高	有価証券報告書(連結)	2003
販管比率	一般販売管理費÷売上高	有価証券報告書(連結)	2003
企業成長率	売上高の倍率	有価証券報告書(連結)	2003,2008
企業規模	売上高の対数	有価証券報告書(連結)	2003

注）産業R & D集約度，産業広告比率，産業輸出比率の定義及び計測方法はいずれも表1のR & D集約度，広告比率，輸出比率と同じであるが，企業別変数と区別するために，“産業”の用語を付している。
被説明変数
海外売上高比率の順序変数注1) (海外売上高比率)	標本数	1 (0～10%)	2 (10～30%)	3 (30～50%)	4 (50～70%)	5 (70%～100%)
件数	46 (0.32)	29 (0.20)	35 (0.24)	23 (0.16)	10 (0.07)
(括弧内は全体に占める割合)	143	平均値	中央値	標準偏差	最小値	最大値	変動係数
説明変数	標本数	平均値	中央値	標準偏差	最小値	最大値	変動係数
HHI注2)	143	0.153	0.140	0.097	0.014	0.413	0.631
HHI²	143	0.033	0.020	0.039	0.000	0.170	1.193
R&D集約度	143	2.966	2.200	2.748	0.000	16.040	0.927
販管比率	143	22.919	20.610	10.798	6.650	65.050	0.471
企業成長率	143	1.404	1.193	1.124	0.625	13.678	0.801
企業規模	143	12.393	12.503	1.600	8.340	16.666	0.129
企業規模比率	143	60.493	63.901	23.121	0.000	100.000	0.382
産業R&D集約度	143	3.872	2.615	3.733	0.072	17.100	0.964
産業広告比率	143	1.296	0.747	2.279	0.031	17.371	1.759
産業輸出比率	143	20.182	11.443	21.347	0.054	85.349	1.058
産業内貿易比率	143	6.943	17.494	60.094	-99.462	98.382	8.656
合併ダミー	143	0.364	0.000	0.483	0.000	1.000	1.328
カルテル・ダミー	143	0.084	0.000	0.278	0.000	1.000	3.316
流動性指数注2)
モビリティ指数	85	0.231	0.226	0.121	0.061	0.563	0.524
モビリティ指数の二乗	85	0.068	0.051	0.074	0.004	0.316	1.080
絶対的不安定性指数	85	1.227	1.081	0.609	0.265	2.924	0.496
絶対的不安定性指数の二乗	85	1.872	1.168	1.974	0.070	8.550	1.054
絶対的シェア変動	85	23.983	16.136	23.343	0.639	106.116	0.973
絶対的シェア変動の二乗	85	1113.690	260.366	2197.164	0.409	11260.710	1.973
相対的不安定性指数	85	0.089	0.070	0.086	0.014	0.588	0.974
相対的不安定性指数の二乗	85	0.015	0.005	0.052	0.000	0.346	3.437

注)

1 海外売上高比率の順序変数は，海外売上高比率が10%未満の場合を1，10%以上～30%未満の場合を2，30以上～50%未満の場合を3，そして50%以上～70%未満の場合を4，70%以上の場合を5として作成している。

2 流動性指数は，各企業の生産量（又は生産額）をそれぞれの産業の総生産量（又は額）で割り100を掛け合わせたパーセント表示の市場シェアを基に算出している。他方，HHIは100を掛け合わせないものを使用して算出している。
## (3) 推定結果

輸出世界シェア分析の場合と同様に, 流動性指数を含まない分析結果 (143 社) と含む分析結果 (83 社) に分けて示す $ ^{11} $ 。これらの結果は付表 1 に要約されている。推定結果は, 前者については表 6－1, 後者については流動性指数の計測指標 (4 方法) に応じて表 6－2 にまとめている。また, これらの結果も付表 1 に要約している。

## 1 ）流動性指数を含まない分析結果（143企業）

まず，産業特性の効果をみると，集中度（HHI）は，二次項を含まない型式（表6-1の(7)～(12)）では正で有意，二次項を含む型式（表6-1の(1)～(6)）の場合は，一次項で正，二次項で負の符号を持ち，共に統計的に有意である。すなわち，海外売上高比率は集中度の上昇とともに大きくなるが，ある点を境に低下する，いわゆる逆U字形の関係を示す。したがって，集中度がある水準を超えると，国際競争力が減退することを示唆している。なお，線型の場合の正の効果は，国際競争力と集中度の間に正の関係があるという既存の研究結果と整合的である。

他方，企業規模比率は有意性を持たない。この結果は，この分析では上場大企業のみを対象にしているために，中規模以上の企業のシェアが影響を与えないことを意味している。また，競争に関わる要因として，合併ダミーとカルテル・ダミーを導入したが，有意性がみられず，これらは海外売上高比率に一定の影響を与えないことを示唆している。

次に，産業輸出比率と産業内貿易比率は，共に正で有意な効果を持つ。産業レベルで，輸出の比重（詳しくは，生産額及び貿易に占める比重）が大きい産業の企業ほど，企業の海外売上高比率が大きく，これまでの多くの傍証あるいは直感と一致する。また，産業R&D集約度は，有意性を持たないモデルもあるが，正の有意な効果を持ち，事前の予想と一致する。

他方，産業広告比率は，符号が負で，有意ではない。広告が輸出成果あるいは国際化に寄与せず，輸出世界シェア分析の場合と整合的である。これは，日本企業が国際的にみて十分なマーケティング能力を持たないことを反映しているかもしれない。

以上のような傾向の中で企業特性の効果をみると，R&D集約度，企業成長率，企業規模はいずれも海外売上高比率に正の有意な効果を持つ。しかし，経営管理能力の指標としての販管比率は予想どおり正の符号を持つが，統計的有意性を示さない。この結果は，販管比率が産業の性格に依存し，また，能力のほかにX非効率も含むおそれがあることを反映しているかもしれない。
表6－1：企業データの推定結果（流動性指数を含まない）

(1)	(2)	(3)	(4)	(5)	(6)	(7)	(8)	(9)	(10)	(11)	(12)
HHI	17.26**	17.77**	17.68**	16.18**	15.76**	15.69**	4.799**	4.404*	4.398*	4.892***	4.097**	4.132**
(2.03)	(2.06)	(2.10)	(2.16)	(2.09)	(2.14)	(1.96)	(1.76)	(1.73)	(2.60)	(2.13)	(2.12)
HHI²	-28.61*	-30.53*	-30.32*	-27.29*	-28.10*	-27.94*
(-1.65)	(-1.76)	(-1.82)	(-1.65)	(-1.71)	(-1.76)
R&D集約度	0.179*	0.205**	0.205**	0.174*	0.197**	0.196**	0.123	0.147*	0.150*	0.124	0.146*	0.149*
(1.76)	(2.02)	(2.03)	(1.80)	(2.02)	(2.03)	(1.52)	(1.80)	(1.83)	(1.54)	(1.81)	(1.83)
販管比率	0.0276	0.0275	0.0272	0.0290	0.0303	0.0301	0.0280	0.0278	0.0307	0.0277	0.0288	0.0315
(1.08)	(1.08)	(1.10)	(1.16)	(1.24)	(1.26)	(1.05)	(1.05)	(1.22)	(1.06)	(1.12)	(1.28)
企業成長率	0.297***	0.289***	0.288***	0.296***	0.287***	0.286***	0.259***	0.249***	0.253***	0.259***	0.249***	0.253***
(3.07)	(3.06)	(3.02)	(3.04)	(2.99)	(2.95)	(2.80)	(2.74)	(2.65)	(2.79)	(2.71)	(2.63)
企業規模	0.545***	0.517***	0.516***	0.523***	0.472***	0.472***	0.541***	0.506***	0.516***	0.544***	0.493***	0.504***
(3.60)	(3.44)	(3.47)	(3.92)	(3.81)	(3.85)	(3.64)	(3.49)	(3.60)	(4.08)	(3.98)	(4.19)
企業規模比率	-0.00437	-0.00780	-0.00779	0.000746	-0.00235	-0.00203
(-0.31)	(-0.58)	(-0.58)	(0.06)	(-0.20)	(-0.17)
產業R&D集約度	0.0925	0.0865	0.0865	0.0880	0.0781	0.0781	0.102*	0.0961*	0.0959*	0.103*	0.0932*	0.0934*
(1.54)	(1.44)	(1.44)	(1.49)	(1.31)	(1.32)	(1.79)	(1.67)	(1.66)	(1.89)	(1.69)	(1.69)
產業広告比率	-0.103	-0.0926	-0.0914	-0.105	-0.0955	-0.0946	-0.104	-0.0911	-0.102	-0.104	-0.0921	-0.103
(-0.75)	(-0.71)	(-0.70)	(-0.77)	(-0.74)	(-0.74)	(-0.72)	(-0.66)	(-0.76)	(-0.72)	(-0.68)	(-0.77)
產業輸出費率	0.0414***	0.0410***	0.0411***	0.0416***	0.0415***	0.0416***	0.0435***	0.0435***	0.0422***	0.0435***	0.0436***	0.0423***
(3.21)	(3.18)	(3.29)	(3.23)	(3.22)	(3.32)	(3.34)	(3.34)	(3.25)	(3.32)	(3.34)	(3.25)
產業內貿易比率	0.0129***	0.0129***	0.0129***	0.0127***	0.0124***	0.0124***	0.0141***	0.0141***	0.0139***	0.0142***	0.0139***	0.0138***
(3.33)	(3.35)	(3.43)	(3.16)	(3.12)	(3.18)	(3.72)	(3.79)	(3.76)	(3.63)	(3.65)	(3.61)
合併ダミー	0.0804	-0.0195	0.0856	-0.0152	0.261	0.174	0.262	0.170
(0.17)	(-0.04)	(0.18)	(-0.03)	(0.60)	(0.41)	(0.60)	(0.40)
カルテル・ダミー	-1.001	-1.042	-1.095	-1.089
(-1.19)	(-1.32)	(-1.31)	(-1.35)
観測数	143	143	143	143	143	143	143	143	143	143	143	143
R²	0.286	0.282	0.282	0.286	0.281	0.281	0.280	0.274	0.274	0.280	0.274	0.274
χ²	94.77	96.34	95.75	94.87	96.51	96.11	89.87	89.27	89.96	89.77	89.39	90.05
平均VIF注1)	4.96	5.12	5.10	4.53	4.76	4.82	2.08	2.11	2.14	1.83	1.84	1.86
集中度に関するF検定注2)	6.31	6.16	6.32	8.76	7.35	7.55
(P值)	(0.043)	(0.046)	(0.042)	(0.013)	(0.025)	(0.023)

回帰係数の括弧内の数値は t 值である。***は1%，**は5%，*は10%でそれぞれ統計的に有意なことを示す（両側検定）。

注1）VIFはVariance Inflation Factor（分散拡大要因）の略で，多重共線性の程度を示す値。

注2）HHI及び $ HHI^{2} $ の回帰係数を0とする複合仮説の検定統計量とそのP値をまとめている。