対日直接投資が国内企業の生産性に与える影響に関する実証分析 The Effect of Foreign Direct Investment on the Productivity of Domestic Firms through Spillovers 公共システムプログラム 11M43098 吉川達也指導教員樋口洋一郎 Public Policy Design Program Tatsuya Kikkawa Adviser Yoichiro Higuchi ABSTRACT Many countries have tried to attract foreign direct investment from multinational companies, hoping that knowledge brought by multinational companies will spill over to domestic ones and increase their productivity and competitiveness. Although the occurrence of productivity spillovers has been empirically investigated, the results are mixed. In order to make it clear, this paper focuses on determinants of productivity spillovers. The analysis, based on firm level data in Japan, produces evidences consistent with positive productivity spillovers as a whole, but need time lags to occur. Considering the characteristics of host firms, we find that firms with smaller employees, higher productivity and more dependence on export benefit more than other companies. In terms of ownership structure of multinational companies, we also find that 100%-owned subsidiaries lead to higher productivity spillovers to domestic companies. Key Words: Foreign Direct Investment, Spillovers, Multinational companies, Productivity Function Estimation 1. はじめにする技術, 経営・マーケティング手法の実演を国内企業が模近年, 多くの国で外資系企業による直接投資を促進させる倣することで生じる生産性スピルオーバー効果の伝播経路で政策が考案・実施されてきている. この政策には, 外資系企業ある. 労働者移動は, 国内企業が外資系企業で働いていた労の技術・経営手法等が生産性スピルオーバー効果を通じて国働者を雇用し, その労働者が持っている技術に関する知識・内企業の生産性を上昇させることに対する期待が込められて経験等を利用・適用することで生じる生産性スピルオーバーいる. 効果の伝播経路である. 輸出は, 外資系企業の持つ海外での Markusen and Venables(1999)では, 外資系企業が海外に投資流通網の設置、輸送基盤、顧客情報等が国内企業の輸出能力する際, 現地企業との競争に備え所有技術を持っていく, とに影響を与えることから生じる生産性スピルオーバー効果のいうことが指摘されている. もし外資系企業の方が高い生産伝播経路である. 競争は, 外資系企業が参入してくることで, 性を保持しているならば, 生産性スピルオーバー効果は現地国内企業に製品製造過程での投入物の使用や既存技術のより企業に多くの恩恵を与えると考えることができる. 効率的な活用, また新技術の導入を促すことで生じる生産性直接投資と生産性スピルオーバー効果については, 多くのスピルオーバー効果の伝播経路である. 前方連関は, 国内企研究蓄積があるが, 一貫した結果が得られておらず, また日業が他産業にいる外資系企業による高品質・低価格な投入財本においては 1990 年代から対日直接投資が非常に政策的重を調達, また外資系企業からの技術サポートを受けることで要性を持っていたにも関わらず研究の蓄積が乏しい. この 2 生じる生産性スピルオーバー効果の伝播経路である. 後方連点を踏まえ, 本研究の目的は, 外資系企業の参入によって外関は, 他産業にいる外資系企業の需要増加, 外資系企業への資系企業が持つ優れた技術やノウハウが国内に持ち込まれる財供給の際に, 外資系企業から財の質向上やイノベーションことで生産性スピルオーバー効果が生じるのかどうかを企業導入といった技術サポートを受けることで生じる生産性スピレベルのデータを用いて実証分析を行うこととする. ルオーバー効果の伝播経路である. 2. 対内直接投資と生産性スピルオーバー効果 2.1. 生産性スピルオーバー効果と伝播経路生産性スピルオーバー効果は水平スピルオーバーと垂直スピルオーバー2 つに大きく分類できる. さらに水平スピルオーバーは実演・模倣, 労働者移動, 輸出, 競争の 4 つに, 垂直スピルオーバーには前方連関, 後方連関の 2 つに分けられる. 生産性スピルオーバー効果が生じる概略図については図 2.1 に示している. 実演・模倣は, 外資系企業による製品・製造プロセスに関図 2.1 生産性スピルオーバー効果概略図 2.2. 企業・直接投資特性と生産性スピルオーバー効果ン)により垂直スピルオーバー効果が生じるのではないかと実証研究で一貫した結果が得られていないことに対して, いうのが基本的な考えである. 結論として, 水平スピルオー Crespo and Fontoura (2007)では「生産性スピルオーバーを促進バー効果は無いが, 正の垂直スピルオーバー効果(後方連関) するかしないかは各国の政策や環境, 企業特性の違いが関係は生じているとしている. している」と指摘している. そこで本研究では, 企業特性とし 3.2. 本研究の特徴て, 企業規模・生産性・輸出の 3 つの観点から, また直接投資本研究ではこれまでの研究を踏まえ, 水平スピルオーバー特性として外資系企業の所有構造に注目する. それぞれ指標及び垂直スピルオーバーを含んだ包括的な分析を行う. 特徴の違いによる期待される結果を表 2.1, 2.2 に示している. としては, (ⅰ)全要素生産性を Levinsohn and Petrin(2003)(LP) 表 2.1 企業特性と生産性スピルオーバー効果によって提案された手法を用いて算出, (ⅱ) 時間差, 企業・直接投資特性を考慮した分析への拡張と主に 2 点が挙げられる. 企業特性大小スピルオーバー効果要因水平＋ or －技術収容力, 外資系企業との競争水平＋ or －外資系企業の技術の適用小企業規模大 4.1. データ小大生産性小－垂直外資系企業からの調達した財への適用大＋小輸出 4. 推定データは日本経済新聞社による『NEEDS ＋水平スピルオーバーを受ける余地有無すでに海外市場で外資系企業による影響を受けている水平大本研究は 1999－2006 年までの製造業に属する企業を対象としたアンバランスパネルデータを用いて分析を行う. 企業企業規模はAitken and Harrison(1999), TFPレベルはCrespo Crespo and Fontoura(2007), 生産高輸出比率は戸堂他(2008)を参考表 2.2 直接投資特性と生産性スピルオーバー効果日経財務データ (2007 年版)』, 外資系企業に関するデータは経済産業省『外資系企業動向調査』, その他データは, 経済産業省『外資系企業動向調査』, 経済産業省『簡易延長産業連関表』, 経済産業省『工業統計調査』, 経済産業研究所『JIP データベース』, 内閣府『国民経済計算確報』を利用した. 産業分類は, 総務省統直接投資特性スピルオーバー効果要因水平＋外資系企業と国内企業との技術・経営手法等の共有後方連関＋前方連関＋計局『日本標準産業分類（平成１４年３月改定）』に基づき全部分子会社水平完全子会社無 or ＋国内企業との産業間関係の早期構築より国内から調達国内企業との産業間関係の早期構築完全な経営権保持による技術・経営手法等の漏洩防止部分所有子会社より多く, 高度な技術・経営手法の保持 4.2. 推定モデル国内企業の全要素生産性と各生産性スピルオーバー効果指標の関係を分析するために式 (5.1) のように定式化する (Javorcik(2004), Haskel et al.(2007), Barrios et al.(2011)を参考). 後方連関無 or ＋前方連関ての統計を再構築したものを使用した. 国内企業との産業間関係構築に時間が必要より高度な技術・経営手法等による財の品質, 技術サポート ∆ln𝑇𝐹𝑃𝑖𝑡 = 𝛽0 + 𝛽1 ∆𝐻𝑜𝑟𝑖𝑧𝑜𝑛𝑡𝑎𝑙𝑗𝑡 + 𝛽2 ∆𝐹𝑜𝑟𝑤𝑎𝑟𝑑𝑗𝑡 3. 既存研究及び本研究の特徴 + 𝛽3 ∆𝐵𝑎𝑐𝑘𝑤𝑎𝑟𝑑𝑗𝑡 3.1. 既存研究整理 + 𝛽4 ∆𝐻𝑒𝑟𝑓𝑖𝑛𝑑𝑎ℎ𝑙𝑗𝑡 + 𝜆𝑗 + 𝜇𝑡 + 𝜈𝑖 直接投資と生産性スピルオーバー効果に関する初期の研究 (5.1) + 𝜀𝑖𝑡 では水平スピルオーバー効果について分析を行っている . Aitken and Harrison(1999)ではヴェネズエラを対象としてパネここで, ln𝑇𝐹𝑃𝑖𝑡 は企業 i の年 t における全要素生産性の対数ル分析を行っている. この研究以前までは, 主にクロスセク値を示している. j は産業を示している. 𝐻𝑜𝑟𝑖𝑧𝑜𝑛𝑡𝑎𝑙𝑗𝑡 は水平ション分析を行い, 正のスピルオーバー効果の結果を得ていスピルオーバー効果を示し, 各産業の生産額に対する外資系る研究が多かった. しかしこの研究ではパネル分析を導入し企業の生産額比率と式(5.2)で表される. Foreign_Output ijt は外て新たに各産業の特性を考慮することで, それまでの研究と資系企業(外国資本比率 > 1/3)ならその企業の生産額, そうでは違って, 実は直接投資によって負のスピルオーバー効果をなければゼロをとる. 受けているということを明らかにした. 先進国を対象とした研究ではイギリスの Haskel et al.(2007)が挙げられる. 他にも Horizontaljt = ∑ i∈𝐼𝑗 Foreign_Output ijt ∑i∈𝐼𝑗 Output ijt (5.2) 多くの研究が行われてきたが(eg. Konings(2001)は Bulgaria, 𝐵𝑎𝑐𝑘𝑤𝑎𝑟𝑑𝑗𝑡 は後方連関スピルオーバー効果を示し, 各産業 Poland, Romania を; Görg and Strobl(2002)は Ghana を; Girma の産出のうち川下産業に属する外資系企業に供給された産出 and Görg(2002)は UK を; Keller and Yeaple(2009)は US を対象), 額の比率と式(5.3)で表される. γjk は簡易延長産業連関表を一貫した結果が得られていないというのが現状である. 用いて算出した投入比率である. そこで Jarvocik(2004)は新たに垂直スピルオーバーに注目しリトアニアを対象として分析を行った. もし外資系企業が Backwardjt = ∑ k if k≠j γjk Horizontalkt (5.3) 技術流出を防ぐとしたら水平スピルオーバー効果は生じにく 𝐹𝑜𝑟𝑤𝑎𝑟𝑑𝑗𝑡 は前方連関スピルオーバー効果を示し, 各産業がいが, 他産業にいる国内企業との関係においては, 品質が良投入した中間財のうち川上産業に属する外資系企業から供給い財の調達等を目的とした技術支援(品質向上, イノベーショされた中間財の比率と式(5.4)で表される. δjk は, 簡易延長産表 4.1 同時期, 時間差, 企業特性別推定結果(LP) (1) (2) (3) (4) (5) (6) (7) (8) 0-25% TFP 25-75% 75-100% (9) (10) LP RE Baseline D.horizontalt 0-25% Employment 25-75% 75-100% Export ratio 0-50% 50-100% 0.307 (0.541) 0.302 (0.559) -0.616 (0.518) 0.791*** (0.290) 0.710 (0.526) 0.187 (0.633) 1.269** (0.609) 0.431 (0.585) -0.513 (0.557) 0.803*** (0.251) -0.324 (0.547) -1.424** (0.559) 0.453** (0.211) 0.770 (1.219) -0.299 (1.337) 1.008 (0.734) 0.931* (0.556) 0.145 (0.573) 0.829*** (0.155) 0.251 (0.426) 0.362 (0.630) 0.914** (0.417) 0.323 (0.479) -0.853 (0.614) 0.880*** (0.341) -2.159 (1.646) -1.013 (0.999) 0.811* (0.484) -0.699 (7.172) 4.580 (3.629) 11.28*** (4.035) 18.98*** (4.610) 3.122 (8.274) 12.42** (6.142) 11.40** (4.855) 5.638* (2.983) 8.653** (4.164) 21.14*** (5.354) 4.135 (6.696) 15.25*** (5.538) 20.50*** (4.497) 10.48 (29.48) 15.11 (10.79) 37.94 (34.10) 8.774* (4.499) 12.95*** (3.111) 18.44*** (6.242) 14.15*** (3.542) 25.70*** (4.881) 25.48*** (7.296) 0.507 (3.940) 9.889* (5.691) 18.01** (7.016) -32.91 (31.35) 51.47** (23.16) 25.47 (15.59) 0.155 (6.648) 12.17 (9.064) 16.93*** (5.583) 9.867* (5.576) 21.52 (17.23) 30.44*** (11.49) 16.11 (12.07) 10.27** (5.179) 11.69*** (4.041) 9.946** (3.878) 10.19 (8.853) 11.04* (6.104) 2.781 (5.406) -0.0145 (11.90) 16.35 (11.96) 1.113 (5.224) 24.42*** (6.079) 31.04*** (4.092) 20.21*** (5.276) 13.27*** (3.261) 24.38*** (6.157) 14.72** (5.797) 7.222 (7.450) 15.66** (7.567) 10.07 (6.301) 11.91 (18.57) 4.300 (9.898) -1.676 (6.516) D.herfindahlt -1.686 (3.126) -0.558 (1.459) -1.753 (2.399) 0.888 (1.903) -1.029 (2.980) 3.586 (7.062) -2.653 (2.147) -5.480*** (2.008) -1.687 (2.560) -4.981 (4.363) Observations R-squared 8,533 0.152 5,489 0.104 1,187 0.0925 2,507 0.114 1,258 0.184 1,028 0.153 1,672 0.166 1,905 0.138 3,062 0.129 423 0.123 D.horizontalt-1 D.horizontalt-2 D.backw ardt D.backw ardt-1 D.backw ardt-2 D.forw ardt D.forw ardt-1 D.forw ardt-2 Robust standard errors in parentheses, which have been corrected for clustering for each industry in each year. Industry and year dummy are included but not reported. *** p<0.01, ** p<0.05, * p<0.1 業連関表を用いて算出した調達比率である. Forwardjt = ∑ k if k≠j δjk Horizontalkt プルを 2 つに分割したものを使用した. (5.4) 企業規模別の結果は(3)－(5)列に示している. 水平スピルオーバーについては, 各サンプルとも 2 期前の係数が正で有意 𝐻𝑒𝑟𝑓𝑖𝑛𝑑𝑎ℎ𝑙𝑗𝑡 はハーフィンダール・ハーシュマン指数を示しとなっていて, その係数の大きさは企業規模が小さいほど大ており, 各産業に属する全ての企業の市場占有率の二乗和ときくなっている. これは, 企業規模が小さければより柔軟にした. 𝜆𝑗 , 𝜇𝑡 はそれぞれ, 産業ダミー, 年ダミーを示していて, 経営ができるため, 外資系企業による負の効果が支配的になそれぞれある産業であれば 1, またある年であれば 1, そうでることはないが, 企業規模が大きいと経営の柔軟性の欠如かないならば 0 をとるダミー変数を用いている. 𝜈𝑖 は個別効果ら正の効果より負の効果が支配的になる(模倣等による正のを示しており, ハウスマン検定の結果, 変量効果モデルが採効果より競争による負の効果が支配的)と解釈できる. 用されたため, 𝛼𝑗 は識別できたこととなる. 4.3. 推定結果生産性別の結果は(6)－(8)列に示している. 水平スピルオーバーについては, 生産性が中・高(25－75%, 75－100%)である結果を表 4.1 に示している. 被説明変数は LP で算出したサンプルにおいて 2 期前の係数が正で有意となっている. ま TFP を使用した. (1)列より, 同時期の各スピルオーバー指標た有意である係数の大きさは生産性が高いほど大きくなってについて有意な結果が得られていない. これは, 同時期の各いる. 一方, 生産性が低いサンプルにおいては, 1 期前の係数スピルオーバー指標の変化は各企業の TFP の変化に影響を与が有意ではないが負となっているのが分かる. これは生産性えないことを意味する. 続いて, 式(5.1)に各スピルオーバーが低ければ, 模倣等による正の効果を競争による負の効果が指標のラグ項を入れた推定結果について見ていく. (2)列より, 上回るためだと考えられる. また生産性が低いサンプルに正水平スピルオーバーは 2 期前が, 後方連関スピルオーバーはの水平スピルオーバー効果が見られないことから, 模倣や競 1, 2 期前が, そして前方連関スピルオーバーは 1 期前が正で有争による生産性向上によって, 生産性が高い企業にキャッチ意になっている. ここから, 生産性スピルオーバー効果が生アップするような効果はないと考えることができる. 垂直スじるまでには時間がかかるということが明らかとなった. ピルオーバー効果については, 後方連関・前方連関スピルオ次に, 企業特性別に推定を行った結果について見ていく. ーバー共に生産性が中・高(25－75%, 75－100%)であるサンプ企業規模については各企業の従業員数を, 生産性についてはルにおいて係数が正で有意となっている. 生産性が低い企業 LP で求めた TFP を, 輸出については輸出売上高比率を指標とにおいては共に有意な結果とならなかった. 解釈としては, して用いて, サンプルを第Ⅰ四分位(0－25%), 第Ⅱ・第Ⅲ四分生産性が低いと, 後方連関においては外資系企業による技術位(25－75%), 第Ⅳ四分位(75－100%)に分割し, 各サンプルを支援等に適用できない, または外資系企業と産業間関係を築用いて推定を行った. 輸出については, 50%を基準にしてサンくことができない, 前方連関においては高品質な財や技術サルオーバーは部分・完全子会社共に正で有意となっているこ表 4.2 直接投資特性別推定結果 RE D.horizontal_sharedt D.horizontal_sharedt-1 D.horizontal_sharedt-2 D.horizontal_100foreignt D.horizontal_100foreignt-1 D.horizontal_100foreignt-2 D.backward_sharedt D.backward_sharedt-1 D.backward_sharedt-2 D.backward_100foreignt D.backward_100foreignt-1 D.backward_100foreignt-2 D.forward_sharedt D.forward_sharedt-1 D.forward_sharedt-2 D.forward_100foreignt D.forward_100foreignt-1 D.forward_100foreignt-2 D.herfindahlt (1) LP -1.035 (0.875) -1.953*** (0.756) 1.464*** (0.430) 0.454 (0.721) 0.327 (0.581) 0.803 (0.714) 7.141 (8.769) 12.65*** (4.609) 30.78*** (10.93) 9.555* (5.099) 16.67*** (3.959) 25.10*** (6.028) -0.386 (16.88) 16.09 (13.31) 5.833 (8.593) 14.10** (6.616) 23.24*** (5.702) 13.71*** (4.840) -1.359 (2.255) ポートに適用できないたとから 2.2 節で期待したような違いは見られなかった. 前方め正の効果がない, とそ連関スピルオーバーについては, 部分子会社では有意な結果れぞれ考えることができが得られなかったが, 完全子会社では正で有意な結果となっる. た. これは国内企業が受ける高品質な財や低価格の財, もし輸出別の結果は (9) －くは財と共に提供される技術支援を通じた生産性スピルオー (10)列に示している. 水平バー効果は完全子会社によるものと考えることができる. 外スピルオーバーについて資系企業が完全子会社を選択する理由としては国内企業へのは, 輸出売上高比率が技術漏洩を避けることが挙げられ, つまりそれまで他の国内 50%未満であるサンプル企業が保持している技術や経営手法等とは違うものを保持しの係数が正で有意となっていると考えられるので, この外資系企業と産業間関係を築ており, また係数も 50% くことで, それまで得られなかったものから新たに生産性ス以上のサンプルと比較しピルオーバー効果が生じていると解釈することができる. て大きいということが分かる. つまり, 50%以上で 5. おわりにある企業は既に海外市場 5.1. 結論において外資系企業と接本研究の分析結果に基づけば, 外資系企業による日本への点を持っているため, 国直接投資は, 全体として国内企業の生産性を高める効果があ内で外資系企業によってること思われる. これは既存研究で様々な結果が得られてい新たに生産性スピルオーたことに対して新たな視点を与えたと言える. つまり, これバー効果が生じる余地がまでは経済全体に与える影響を分析していたために国によっ少ないのに対し, 50%未満ては違う効果が見られたが, 国内の企業や直接投資の特性にである企業は国内におい注目することで, 生産性スピルオーバー効果が生じる要因をてでしか外資系企業との明らかにすることができるということである. 本研究でこれ接点を持たないため生産らの要因を解明できたことは, 今後の直接投資に関する政策性スピルオーバー効果がを考える上での重要な示唆を与えたと思われる. 生じたと解釈することが 5.2. 今後の課題できる. 第一に, 非製造業も対象とした分析の必要性が挙げられる. 最後に直接投資特性別対日直接投資の特徴として, 非製造業が大きな割合を占めてに推定を行った結果についる. また製造業と非製造業は多くの部分で密接に関係していて見ていく ( 表 4.2). いるため, それを考慮することで日本経済全体としてより包 shared (1/3 < 外国資本比括的な政策評価ができると考えられる. 第二に, より細かい率 ≦ 99%)と 100% (外国資本比率 = 100%)は, それぞれ部分産業分類を用いて分析することが挙げられる. 本研究ではデ子会社, 完全子会社を表している. 各指標は外国資本比率別ータの制約のため細分類を使用しての分析ができなかった. に作成している. 産業連関表からは, 同産業内での調達・供給が大きな割合を Observations R-squared 5,489 0.113 Robust standard errors in parentheses, which have been corrected for clustering for each industry in each year. Industry and year dummy are included but not reported. *** p<0.01, ** p<0.05, * p<0.1 水平スピルオーバーについては, 部分子会社について 1 期占めていることが分かる. そこには中分類だと水平スピルオラグが負で有意, 2 期ラグが正で有意となった. 一方, 完全子ーバーとなるが細分類だと垂直スピルオーバーとなるケース会社については 1 期ラグ, 2 期ラグ共に正であるが有意な結果も考えられるため, その違いを考慮する必要がある. とはならなかった. ここから表 4.1(2)列において 1 期ラグで有意ではないが負となったことと, 2 期ラグが正で有意となって主要参考文献いることは, 部分子会社による生産性スピルオーバー効果と [1] Aitken, B. and Harrison, A. (1999). “Do domestic firms benefit from いうことができる. 1 期ラグが負で有意となっていることにつ direct foreign investment? Evidence from Venezuela”. American いては, 深尾他(2006)において外資系企業は生産性が高い国 Economic Review, 89-3, 605–618. 内企業に対して M&A を行う傾向があることを指摘している [2] Javorcik, B. S. (2004). “Does foreign direct investment increase the ことから, 競争力がある外資系企業によって国内企業は負の productivity of domestic firms? In Search of spillovers through 生産性スピルオーバー効果を受けると考えることができる. backward linkages”. American Economic Review, 94 -3, 605–627. また完全子会社については, 係数を見ると有意な結果が得ら [3] 深尾京司・権赫旭・伊藤恵子 (2006) . 「対日直接投資は日本の生れていないことから, 外資系企業は技術漏洩を防ぐことがで産性向上をもたらすか？ ―『企業活動基本調査』個票データきていると考えることができる. に基づく実証分析―」, 『フィナンシャル・レビュー』, 財務次に垂直スピルオーバーについて見ていく. 後方連関スピ総合政策研究所, 81, 125-153.