我が国製造業における対内直接投資と産業組織

我が国製造業における対内直接投資と産業組織

その他のタイトル Inward Direct Investment and Industrial Organization : Some Evidence from Japanese Manufacturing Industry

著者 田中 茂和

雑誌名 關西大學商學論集

巻 28

号 5

ページ 603‑616

発行年 1983‑12‑25

URL http://hdl.handle.net/10112/00020772

関西大学商学論集第邸巻第

5

( 1 9 8 3

1 2

6 0 3 ) 1  

我が国製造業における対内直接投資と 産業組織

田 中 茂 和

I

外国直接投資の国民経済に及ぼす諸影響のうち，国内の産業組織に及ぽす 影響については最近までなおざりにされてきた。理論的解明は種々試みられ てはいるものの，相対立する議論が併存する現状（拙稿〔1982a]参照）に あっては実証分析に寄せられる期待は大きい。もとよりそれは分析課題の性 格上，すぐれて実証分析になじむ問題である。

この分野の実証分析はローゼンプルース

( 1 9 7 0 ]

された命題を導出するに至っていない（拙稿〔1982b]参照）。

我が国産業については，この方面での実証研究は，わずかに馬場

( 1 9 7 4 J ,

9 8 2 ]を挙げるにとどまる。両者の研究成果は，いずれも外資系企業

シェアと産業集中度に明確な関連はない，という点で一致するが，前者が外 資系企業と寡占産業の関連は見い出せなかったのに対して，後者はその関連 の発見に一応成功している。また，馬場の研究はデーク制約もあって2桁産

＊本稿は，

1 9 8 3

1 0

SPSS

プログラムが用いられた。

2 ( 6 0 4 )  

2 8

5

業レヴェルの分析であり，その限りでは本来の産業組織分析には程遠い。

馬場の分析が何ら明瞭な成果を得るに至っていないのは，著者自らが述べ ているように，資本自由化が進展しはじめて間もない期間

( 1 9 6 71 9 7 0

2

かくして本稿は，我が国製造業における対内直接投資と産業集中の問題を より適切な期間データを用いて，より綿密な実証分析（多変量回帰分析）に よって明瞭な結果を導くことをねらいとする。もっとも対日直接投資につい ては統計上の基礎的不備があり（関ロ・松葉〔

1 9 7

pp.152‑153

さらに外資系企業に関するデータ制約からまぬがれてはいない。

次節以下では，対内直接投資と産業組織に関する実証分析の接近方法につ いて述ぺ，我が国における実証分析の限界について言及する

(I

( 1 1 [

r

r   3

対内直接投資の産業集中，競争秩序に及ぼす影響について，およそ 3つの アプローチが考えられる。

第

1

そして第 2に，対内直接投資（外資系企業参入）の決定因を市場構造諸要素 とのかかわりで検討するアプローチ。第3に，集中度・利潤率分析を国内企業 と外資系企業グループにわたって行ない，いわば利潤率の決定要因としての 直接投資（外資系企業との競争機会）の役割を評価するアプローチである。

我が国製造業における対内直接投資と産業組織（田中） （

6 0 5 ) 3  

日本について一般に利用可能な外資系企業に関する年次デークは，通産省 の『外資系企業の動向』と経済調査協会の『企業別外資導入総覧』の2つで ある。直接投資と産業組織の分野における実証分析にとって不可欠な基礎デ ークは，いうまでもなく，集中度と外資系企業の参入数，もしくは市場シェ アに関する産業別デークである。周知のように，現実の市場にかんがみて最 もそれに近いといわれるのは

4

2

2

' 一方，

4

1 0

外資系企業の利潤率デークの個別利用ができない以上，通常の集中度・利潤 率分析を日本の外資系企業を対象に展開することは断念せざるを得ない。実 際，非上場企業には市場地位も高く，良好な市場パフォーマンスを示す代表 的外資系企業がしばしば見受けられる。

以上のデーク制約上の理由から，次節以下では，産業別市場ランキング上 位に属する外資系企業グループ・デークに依拠した4桁産業レヴェルでの，

第

1

2

頂 外資系企業参入の決定因

本節では，対内直接投資の産業特性に関して，次節では，対内直接投資の 市場構造に及ぽすインパクトについて経験的検証が行なわれる。

両分析を通じて観察期間は

197578

4

50

3 5 ,

1 5

(10

5,000  4,500  4,000  2,50.f)  2,000  1,500  1,000  500 

,:,  000

図

1

4(606) 

︵第 5次資本自由化︶

800  600  400 

※いざなぎ景気

︵第 1次資本自由化︶

※岩戸景気

,︑

度 'IIハー／

ーー／

ー

岬第 4^{次資本自由化ー}

lllhh

i'

︶︵第 3次資本自由化︶ ーー

‑︵第 2次資本自由化︶︱

8_ー

︒

︐ 

︵  況 状 資 投 接 直内 対

の

国ヘ

が我

※神武景気 OECD加盟︶

〖

※オリンピック景気

一ー漢 ²⁸ 嘩漠

cn  200 

1950  1955  1960  1965  1970 

14

1981, P.  74

1

(1980

12

1

2.1967

50

3

(1980

為替及び外国貿易管理法の改正により円貨取得は計上不可）

対内直接投資（件数）

4.1971

年度の投資額が異常に高くなっているのは三菱自動車工業圏に対するクライスラー

Corp.

Corp

5.1979

年度の投資額が異常に高くなっているのは、石油関係の投資が大きかったためである。

1975  1980

我が国製造業における対内直接投資と産業組織（田中） （

6 0 7 ) 5  

図

1

1 9 6 7

1 9 7 3

1 0 0

1 9 6 0

1 9 7 0

5 0

9 5

( 1 9 8 3

3

しかし，

1 9 7 3

197374

197980

( 1 9 8 2

さらに

197578

1

( 1 9 8 3

はじめに予備的分析として，全産業

5 0

(SFE)

5

( C R s )

0 . 2 2 6

1 0

以下の回帰分析で用いられる代理変数は次のようである。

SFE

1 0

Jレ・シェアであり，ここでいう外資系企業は外資比率

25%

SWE

CRs

5

6 ( 6 0 8 )  

28

5

済統計月報』である。

GD

1 9 7 5

1 9 7 8

A D

る。

A D

A D

(AD1)

1

0

AD1~20

1 . 0

AD, 1 0

AD1

ADs

AD2

3

ところで直接投資の産業特性としてしばしば指摘されることは，直接投資 は高位集中・高位参入障壁産業に偏っている点であり，水平的直接投資の場 合端的に差別化寡占に要約される。外国企業参入の決定因に関するゴレッキ

‑ ( 1 9 7

1 9 7 6 J

かくして以下の回帰分析では，外資系企業参入の説明変数として，集中 度，需要成長（参入誘因），製品の差別化（参入障壁）の3つをとりあげる ことにする。用いられる検証モデルの誘導形は，

SFE78 o r  SWE78=/3o+/31CR75

AD75o r  AD275 o r  A D s 7 5 )  

SFE78, CR75

1 9 7 8

SFE, 1 9 7 5

CR5

以上の検証結果は需要成長率

GD

我が国製造業における対内直接投資と産業組織（田中）

( 6 0 9 ) 7  

1

( S F E 7 8 ,n=50) 

E N q o u .  a t i o n   CR75  GD  A

5 ADa75  C o n s t .   R2  (1)  0 . 2 0 4 ・   0 . 0 4 0   ‑ 0 . 3 0 7 b   1 4 . 6 1 3   0 . 1 0 4  

( 1 . 3 7 0 )   ( 0 . 2 5 9 )   ( 2 . 0 5 2 )  

(2)  0 , 2 9 6 b   0 . 1 4 9   ‑ ( 0 3  . 4 9 7 ・   3 . 5 5 6   0 . 1 9 5   ( 2 . 0 2 3 )   ( 0 . 9 7 6 )   . 1 4 2 )  

(3)  0 . 2 5 3 °   0 . 0 7 0   ‑ 0 . 3 4 7 b   1 9 . 7 8 4   0 . 1 1 3   ( 1 . 6 5 2 )   ( 0 , 4 4 6 )   ( 2 , 1 7 2 )  

注：括孤内の数字は

t

有意水準： a=l¾v ヴェ Iレ， b=5%V ヴェ Iレ， C ＝ 10%v ヴェル。

表

2

(SWE78,n=46)  E N q o u .  a t i o n   CR75  GD  AD75  AD275  A

7 5 C o n s t .   R2  (1)  0 . 2 6 4 0 5 3 ) •   0 . 1 4 1   ‑ 0 . 0 7 7   4 . 8 6 7   0 . 1 0 1  

(L  ( 0 . 8 8 8 )   ( 0 . 5 0 7 )  

(2)  0.385• 0 . 3 Q 4 b   -0.491• ‑ 8 . 2 4 4   0 . 2 6 9   ( 2 . 6 4 9 )   ( 2 . 0 2 2 )   ( 3 . 1 5 9 )  

(3)  0 . 3 0 0 b   0 . 1 9 1   ‑ 0 . 2 1 6 ・   6 . 0 5 0   0 . 1 3 2   ( 1 . 9 2 2 )   ( 1 . 1 9 5 )   ( 1 . 3 3 3 )  

まずはじめに指摘されることは，決定係数

R2の値が示すように， SWE

の説明力が

SFE

GD

(AD75, AD275,  ADs75)

AD75

しかし，ここで両サンプルをつうじて，

2

(AD2)

8 ( 6 1 0 )  

28

5

る，とはいえそうもない。そしてこの我が国対内直接投資の特異な産業特性 は，欧米先進諸国に比して，もともと消費財の輸入比率が極めて低いことと も関連していると思われる。

GD

産業集中度

CR

要するに，我が国製造業における外資系企業の参入はその市場シェアでみ るかぎり，集中度が高く，差別化参入障壁の高くない部門において活発であ る。欧米先進諸国，とくにアメリカにおいてみられる差別化寡占と対照的に 我が国の対内直接投資は非差別化寡占産業と密接に関連している。さらに表

1 ,

2

最後に，外資系企業の参入決定因が産業間で一様であるか否か，とくに産 業の性格によって異なるかについて検討してみた。全産業サンプルを

・ 1 5

3 5

W 

本節では対内直接投資の市場構造に与えるインパクトを吟味する。用いら れる検証モデルの誘導形は

CR78 =  f 1 o  +  f 1 1  (SFE78 o r   SWE78)

GD+f1s(AD78o r   AD278 o r   A D s 7 8 )  

3 ,

4

我が国製造業における対内直接投資と産業組織（田中） （

6 1 1 ) 9  

3

(n=50) E N q o u .  a t i o n   SFE78  GD  AD78  AD278  AD378  C o n s t .   R2 

(1)  0 . 1 8 9 ・   0 . 2 2 8 ・   0 . 1 9 6 ・   5 6 . 8 8 9   0 . 1 3 8   ( 1 . 3 3 3 )   ( 1 .  5 6 8 }  ( 1 .  3 0 7 )  

(2)  0 . 2 7 3 h   0 . 0 8 5   ( Q 2  .429• 6 0 . 4 5 6   0 . 2 3 0   ( 1 . 9 7 5 )   ( 0 . 5 5 7 )   .  7 2 1 )  

(3)  0 . 2 1 8 ・   0 . 1 4 6   0 . 3 4 8 b   4 8 . 6 2 8   0 . 1 9 9   ( 1 . 6 0 5 )   ( 0 . 9 9 6 )   ( 2 . 3 1 7 )  

表 4 対内直接投資の市場構造に与えるインパクト：ワールドエンタープライズ (n=46） 

~Nqou. ! ! t i o n   SWE78  GD  AD78  AD278  AD378  C o n s t .   R2 

(1)  0 . 2 4 5 ・   0 . 2 1 8 ・   0 . 0 5 2   5 5 . 6 4 5   0 . 1 3 8   ( 1 . 6 7 1 )   ( 1 . 4 3 2 )   ( 0 . 3 5 1 )  

(2)  0.377• 0.448• 6 0 . 1 4 8   0 . 2 7 5  

( 2 . 8 4 8 )   ( 3 . 3 8 7 )  

(3)  0 . 2 7 6 b   0 . 1 1 3   0 . 2 8 3 b   4 9 . 8 7 2   0 . 2 0 2   ( 1 . 9 4 6 )   ( 0 . 7 3 1 )   ( 1 . 8 6 8 )  

に，

GD

決定係数

R 2 ,

2

市場構造を規定する参入障壁のうち，差別化参入障壁は，市場構造に不連 続なインパクトを与えることが確駆される。広告集約度

AD

ズ・サンプルについては有意な結果が得られていない。また 3分 位 ダ ミ ー

AD3

2

AD2

GD

1 0 ( 6 1 2 )  

28

5

していない。それに対して，外資系企業の市場シエア

( S F E 7 8 ,   SWE78) 

はすべての方程式にわたって正の回帰係数値を示し，有意である。とくに

2

t

要するに，外資系企業の国内市場への参入は国内の産業集中を強化するイ ンパクトを与える。前節の分析から，外資系企業は高位集中・低位差別化部 門に主として参入する傾向にある事実が指摘された。本節の分析では，高い 差別化障壁・需要成長，そして活発な外資系企業の参入が行なわれている産 業で集中度が引上げられる傾向にあることが明確にされた。外資系企業は参 入障壁の低い部門に主として参入しながら，なおかつ集中度の強化に貢献す る以上，外資系企業が国内市場へ参入後，親会社の巨大性，その多国籍性を 背景として新たな参入障壁を創出するか，もしくは参入障壁を引上げうるも のと解釈できるかも知れない。

ここで外国企業の存在が消費財産業と非消費財産業との間で市場構造（集 中度）の決定要因に及ぼすインパクトの差異をつうじて，対内直接投資の市 場構造に及ぽすインパクトが種々の産業部門で必ずしも一様でない可能性を 考慮し，前節と同様に

2

F

本節での分析結果に従えば，対内直接投資が国内市場において競争をむし ろ阻害し，産業の集中を促進させる作用をする，という先験的な予想に対し て経験的裏付けが得られたことになる。しかし，ひるがえって考えてみる と，外国企業との競争機会と産業集中との間にそもそも連続的な関係が期待 できうるのであろうか。

第

2

我が国製造業における対内直接投資と産業組織（田中） （

6 1 3 ) 1 1  

そして参入障壁・集中度がともに低い産業部門にば潜在的参入者が絶えず 存在し，外資系企業のみならず，国内企業にも充分新規参入の機会が開かれ ている，と考えて良い。それとは逆に，参入障壁も高く，集中度も高い産業 にあっては，巨大性と多国籍性といった国内企業にない優位性を保持した多 国籍企業は国内企業よりもすぐれて新規参入者たりえる，という議論も存在 する。

かくして最後に集中度のちがいが，いかに外資系企業参入の市場構造に与 えるインパクトに相遮をもたらしうるか，を検証してみよう。実際，対内直 接投資の市場構造・成果に及ぽすインパクトに閲する理論分析にあっては，

相対立する先験的予想が併存するが，外資系企業はその親会社の巨大性・多 国籍性に伴う優位性を保持する以上，とくに高位集中産業で競争促進的作用 をするものと期待されうる。この仮説を高位集中産業を対象とした単回帰分 析によって検証しよう。上位

5

70%

CR78~70 彩

CR78 =  9 2 .  661‑0 .  0 6 9  SEE78  R 2  =  0 .  0 0 5   ( n  =  3 2 )   ( 0 .  3 7 9 )  

CR78=92. 783‑0. 0 8 4  SWE78  R2=0. 0 0 7   (n=28)  ( 0 .  4 6 4 )  

CR78<70

CR78 =  3 7 .  809+ 0 .  5 5 1   • SFE78  R 2  =  0 .  3 0 4   ( n  =  1 8 )   ( 2 .  6 4 1 )  

CR78 =  4 1 .  2 5 7  +  0 .  5 3 4 h  SWE78  R 2  =  0 .  2 8 5   ( n  =  1 8 )   ( 2 . 5 2 4 )  

上位

5

7 0

t

7 0

1 2 ( 6 1 4 )  

集中度を引上げる，という先の検証結果と一致する。かくして仮説は若干の 支持を得たにすぎない。

V

本稿の目的は，対内直接投資の市場構造的決定因の考察をふまえて，その 市場構造に及ぽすインパクトを経験的に検討することであった。我が国製造 業について適用された多変量回帰分析の主要な結果は，我が国における対内 直接投資パターンが欧米先進諸国のそれと若干異なり，高位集中ではある

（この点は植草〔

1 9 8 2 J

うる（この点はケイヴズ

C l 9 8 0 J

とはいえ，国内企業の参入と外資系企業の参入とを充分に識別していない ことは本稿で得られた結論の有効性を弱めるであろう。外資系企業と国内企 業との相対的参入率を説明変数として用いることが考えられるが，残念なこ

とにそのデータの利用可能性は欠如している。

産業の集中をもたらした要因と外資系企業の活発な参入をひきおこした要 困とは同一かも知れない，と主張する企業成長論的考えに立脚すれば，産業 集中の高まりが外資系企業の参入によって固有に生じたものである，という 強い意味で，対内直接投資が産業集中の強化に貢献している，とは本稿の分 析結果から主張することはできないかも知れない。

またこの種の回帰分析を成長率タームで展開することも考えられるが，市 場構造の安定性の観点からみて，本稿での観察期間は成長率タームで分析す

るには余りにも短期間であろう。

我が国製造業における対内直接投資と産業組織（田中） （

6 1 5 ) 1 3  

本稿で用いられた外資系企業サンプルは通産省の定義に基づき，外資比率

2 5

5 0

定義しなおされた

S F E ' 7 8 , SWE'78

CR78

スピアマン順位相関係数はそれぞれ一

0 . 2 7 6 ( n : C C 3 1 ) , ‑0.352 (n=27)

5

S F E ' 7 8 , S W E ' 7 8 ,   CR78

4

S F E ' 7 8 , SWE'78

CR75

CR78

S F E ' 7 8 , SWE'78

t

さらに，上位

5

7 0

7 0

引 用 文 献

馬場正雄

( 1 9 7 4 ] ,

183‑210.

C a v e s ,  

E . ,   M i c h a e l  E .  P o r t e r ,   A. Michael Spence with John T .   S c o t t .   ( 1 9 8 0 ] ,   C o m p e t i t i o n   i n   t h e   Open  Econmy;  A Model  Applied  t o   Canada,  Harvard  U n i v e r s i t y  P r e s s ,   c h a p .  4 .  

G o r e c k i ,   P .  K ( 1 9 7 5 ] ,   "The  Determinants. o f   Entry  by  New and  D i v e r s i f i n g   E n t e r p r i s e s  i n   t h e   U K Manufacturing  S e c t o r   1958‑1963:  Some  T e n t a t i v e   R e s u l t s , "  Applied E c o n o m i c s ,   7 ,   1 3 9 ‑ 1 4 7 .  

.〔

1 9 7 6 ] , "The D e t e r m i n a n t s  o f   Entry by Domestic and F o r e i g n  E n t e r ‑

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R e s u l t s , "  Review of Economics and S t a t i s t i c s ,   5 8 ,   485‑488 

1 4 ( 6 1 6 )  

2 8

5

楠 貞 義 〔1

9 8 2

3 2 , 137‑163

R o s e n b l u t h   ( 1 9 7 0 ] ,   "The R e l a t i o n  between F o r e i g n   C o n t r o l   and  C o n c e n t r a t i o n   i n   C a n a d i a n  I n d u s t r y , "  Canadian J o u r n a l  of E c o n o m i c s ,   3 ,   1 4 ‑ 3 8 .  

関口末夫•松葉光司 Cl974J, 「日本の直接投資」，日本経済新聞社，第 7 章。

田中茂和〔1

9 8 2a  J ,

2 7 , 23‑40

. 

2 7 ,   214‑232

.〔

1 9 8 3 ] ,

2 7 ,499‑521

植章益〔1

9 8 2 ] ,

139‑148