社会経済研究 №60 2012.6

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電力価格のヘドニック法による分析
Analysis of electricity price by hedonic model
キーワード：電気料金、電力自由化、品質
桑 原 鉄 也木 下 信

依 田 高 典日本の電力産業においては、1995年の卸売市場の自由化に引き続き、2000年には特別高圧(20kV以上)
供給の需要家への小売市場が自由化された。その後の電力料金単価の推移を見ると、小売自由化実施前の1999年度から2007年度の間に、電灯・電力の平均小売単価で9％程度の下落が見られている。日本における電力自由化は、価格の低減という当初の目標に対して一定の成果を挙げたと考えられるが、本稿では、ヘドニック法の考え方を用いて、その価格下落がどのような要因によってもたらされたかを分析した。分析の結果、新規参入者のシェア上昇が小売自由化当初に料金低下に一定の影響を与えていること、その後は電力供給の限界費用にある程度の下落が見られるという示唆を得た。
１．はじめに
２．先行研究およびヘドニック法について
３．データ

４．推計方法と結果
５．結論

１．はじめに

業用で 0.54～0.95 と、懸案であった内外価格差がかなり縮小していることが分かる。 1

日本の電力産業では、1995 年に独立系発電

図 1 は、その中でも、2000 年の小売自由化

事業者(Independent Power Producer=IPP)の当初から自由化範囲であった特別高圧電力の自参入を認めることで卸売(発電)市場が自由化さ

由化後の単価の推移を示したものである。自由れ、 2000 年には特定規模電気事業者(Power

化当初の平成 12 年度第一四半期(4～6 月)と平Prdoducer and Supplier=PPS)の参入による小成 21 年度第三四半期(10～12 月)を比較すると、売市場の開放が行われた。小売市場は、当初特特別高圧電力全体で 11.6％、競争が激しい業

別高圧(20kV 以上)供給の需要家、市場の約 3

務用の特別高圧電力では 31.6％もの単価下落

割が自由化されたが、2004～05 年にかけて高が見られる。

圧(6kV)供給の需要家まで拡大して、約 6 割の本研究の目的は、電力価格のパネルデータを需要が自由化対象となっている。(桑原(2008))

用いて、こうした価格下落の要因を分析するこ

日本における電力自由化は、電気料金の内外とである。また、自由化以降の電力会社が自ら価格差を是正することが最大の目的であった。

の電気を選んでもらうために、どのような「電2006 年度の平均単価を見ると、電灯･電力の合気の品質」向上に取り組んでいるかについても

計で 15.84 円/kWh である。これは、卸売市場検証を行う。具体的には、価格に及ぼす品質の自由化前の 1994 年度の 19.38 円/kWh に比べ影響を推定するヘドニック法を用いて、電気のて 18.0％、小売市場自由化前の 1999 年度の品質や競争状況が小売価格にどのような影響を与17.78 円/kWh と比べると 8.9％安くなってい

えたかを統計的に分析し、それらの影響を除いたる。1999 年には、日本の kWh 単価を 1 とす

品質調整後価格(Quality Adjusted Price=QAP)をると、米国、英国、フランスで、家庭用は推計する。

0.39～0.71、産業用で 0.27～0.45 であったものが、2006 年には、家庭用で 0.61～1.09、産電気事業分科会第 3 回市場監視小委員会配付資料(2007
年 7 月 2 日)

1

26

電力価格のヘドニック法による分析

図 1 特別高圧電力価格の推移

電気という財自体の品質を表す停電時間や周た。自由化後の電力会社の効率化を強化する取波数の安定度といった供給信頼度は、送配電網

組みの効果が明らかになるのに数年を要したとの管理によって確保されるが、送配電網は自然考えられる。(2)PPS との競争は、自由化直後

独占性が強く、一般的に一つの事業者によってに電力価格の低下に繋がった。電力会社がマー管理・運営される。そのため、供給者の違いにクアップを抑制し、競争的な値付けを行ったとよる電気の品質の差は小さく、電力自由化後は考えられる。

純粋な価格のみによる競争が行われるものと考えられていた。しかし、蟻生、後藤(2006)、蟻

２．先行研究およびヘドニック法について

生、後藤(2007)は、電力自由化後の調査によって、消費者が供給者選択を行う際に、価格だけ

2.1 先行研究及び本稿の特徴

でなく、電気の品質や電力会社のブランド等の｢非価格的な特性｣が大きく影響していることを

本節では、まず電力自由化後の電力産業につ明らかにした。このことから、電気の小売価格

いての先行研究と本稿の比較について述べ、そに非価格的な特性が影響を及ぼしうることが分のあとで本稿で用いるヘドニック法について概かり、電力価格にもヘドニック法による分析が説する。日本で電力産業の規制緩和が始まって、有効であることが示唆される。

卸売市場の自由化からは 15 年、小売市場の自

本論文の構成は以下の通りである。第 2 節

由化からは 10 年以上が経過した。その間にどでは、先行研究と比較した本研究の意義を述べのような変化が起こったのか、特に電力の価格

た上で、分析に用いるヘドニックモデルについや費用について計量的に分析した論文がいくつて解説する。第 3 節では、実際に分析で用いか公表されている。伊藤,依田,木下(2004)では、るモデルとパネルデータの内容について記述す

自由化後、電力会社の技術的効率性がどのようる。第 4 節では推計方法と推計結果についてに変化したかを、トランスログ費用関数を用い分析し、第 5 節は結論である。本論文の主要て分析し、規制緩和がなかった場合と比較して、な結論をまとめると次の通りである。(1)品質規制緩和後の費用水準が低下したことを示した。

調整後価格は、期間後半に下落する傾向があっ

服部(2006)では、伊藤他(2004)と同様に、トラ社会経済研究 №60 2012.6

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ンスログ費用関数の推定から、潜在的競争圧力

その財の価格決定に影響する特性で回帰した、が費用削減に寄与していることを示した。また、

以下のような式を推計する。ある特性ベクトル

同時に、電気料金と平均費用の関係を分析し、Ai  (a1 , a2 ,, an ) を持つ財 i に対するヘドニッ

特に自家発からの競争圧力が、費用削減以外にク価格は、下記のような式によって表されるこ

電力価格の引き下げをもたらしたことを示唆しとになる。

ている。Nakano and Managi(2008)は、デー
タ包絡分析(DEA)法を用いて、Luenberger 生

h( Ai )      k ak  (1)k産指数を求め、規制緩和が電力会社の火力発電

この場合、(1)式各説明変数の係数  は、各部門の成長性にプラスの貢献をしていることを｢特性｣1 単位の変化に対する価格の変化、つま示した。一方、電力会社の費用と電気の品質にりその特性 1 単位の価値を示すことになる。

関して分析した論文は余り多くないが、ヘドニック法では、消費者は特性の束としてのAssaf,Barros and Managi(2011)では、ベイジ

財を需要すると考える。

アンフロンティアモデルを用いて、発電事業者

一方、供給側から見ると、これらの特性は、の火力発電所における費用効率性を計測し、その特性を向上させるために追加の費用がかか

CO2 排出規制が総費用の減少をもたらすことるものである。この場合、(1)式の各係数  k は、を示した。

この企業がその財の特性 ak を 1 単位向上させる

本稿の特徴は、これらの先行研究とは異なり、費用関数の分析は行わず、電力価格が自由化以のに必要となる限界費用を表すことになる。
(Feensta(1995)、Triprett(2004))

降どのように変化しているかについてヘドニッ

ヘドニックモデルは、基本的に市場が競争下ク法を用いて分析することである。電気の品質にあることを前提としている。そのため、もしや競争の度合いの違いが価格に及ぼす影響を推市場が競争的でなく寡占的である場合、係数に計し、それらの影響を除いた QAP を推定する

理論的な制約が課されないヘドニック関数の推ことによって、電力会社が自由化以降、電力価

定には、より注意が必要となる。市場が不完全格引き下げのために費用削減を行ったかどうか

競争下にある場合、価格は限界費用と一致せず、を検証することができる。

限界費用に何らかのマークアップが上乗せされたものとなるからである。

2.2 ヘドニック法と市場支配力

Pakes(2003)に基づき、市場ではベルトラン競争が行われ、各消費者の特性に対する選好の物価の推移を算定する際には、同一の物品

分布 A は判明しているものとし、その分布 A(群)の価格を経年的に調査することになる。しに基づいて導かれる財 i の需要関数をかし、特に技術進歩の早い分野においては、随qi  D( pi , Ai ; A) と表すものとする。財 i の価格

時、性能・品質・仕様の異なる新製品が発売さがその特性 Ai に依存すると考えると、ヘドニ

れ、旧製品が市場から退場するケースが多く、ック法によって求められた価格は、特性 Ai の

しばしばそれが困難になる。そこで、様々な品

下での財 i の価格の期待値を示すものとなる。

質が価格に及ぼす影響を推定し、その影響を除いた後の新製品と旧製品の実質的な価格水準を比較する方法として開発されたのがヘドニック法である。

 D()h( Ai )  E ( Pi Ai )  E ( MCi () Ai )  E Ai  D() p

(2)

ヘドニック法によって価格水準を計算する際には、様々な仕様を持った財の実現した価格を、

このヘドニック価格は、効用を一定に保つ生計28

電力価格のヘドニック法による分析

費の補償額を示すものである。(Pakes[2003])

上ある重回帰モデルの場合は、それぞれの特性

寡占市場におけるマークアップは、｢特性｣向

が価格に与える影響を、線形と考えることも対上にかかるコストのみでなく、市場構造や代替数形であると考えることもできるため、説明変性のある財の価格等複雑な要因に依存する。ヘ数に対数形を取るものと取らないものを混ぜた

ドニック関数は誘導型で推計されるため、マーmix 型の関数を用いる場合もある。

クアップ部分が大きい場合、推定結果の各係数

また、これらの関数型には交差項が含まれては特性の価値及び品質向上に応じた限界費用のいないため、価格が各特性に対して分離可能な増加を正確に表さなくなり、各係数には経済学関数であることを前提としている。

的な意味がなくなってしまう。寡占市場においヘドニック法は関数型の選択に余り反応しなてヘドニック関数の推定を行う際、結果としていともいわれており、関数型の選択は、論理的の QAP のみを推計する場合は a priori な仮定な基礎を持つものではなく、きわめて実証的なを置かない誘導型で問題ないが、特性が価格にものであるといえる。(Triplett(2004))

及ぼす影響自体が関心事である場合はマークア

本稿では、過去のヘドニック法の論文においップが推計に及ぼす影響はより大きくなる。

て一般的に多く用いられている double-log 型

この不完全競争下でのマークアップの問題にの関数を採用する。ただし、百分率で示される

対して、Feensta(1995)は、独占マークアップ

説明変数およびダミー変数については線形結合変数を導入することによる影響の排除を提案しを用いるものとする。2
電力会社 i の t 期における価格 pit を下記の式ている。(2)式の第二項の大きさ、つまり市場支配力を表す代理変数を用いることで、価格とで推計する。

限界費用の差をコントロールすることにより、lnpit      k lnaitk   l aitl   m Dm   it

特性に対する消費者の価値と企業の費用をとも

k

l

(3)

に反映した(インプリシットな)価値を推計することができるようになる。Austine(2004)では、

a k ;下記 2 種類以外の説明変数

この考え方に基づいて、ケーブルテレビサービ
スにおいて、視聴できるチャンネルの種類がサ

al ;百分率で表される説明変数
Dm ;m 四半期までの推定をする際に、m 四ービス価格に与える影響を推計している。同論

半期のみ 1 の値を取る時間ダミー変数

文では、市場支配力の有無を示す代理変数として、企業所有の形態及び地上波のチャンネル数

このモデルによって、m 期の QAP がサンプルを導入して推計している。

期間のうち m-1 期までの QAP よりどれだけ変化したかを推計する。

2.3 推計モデル
３．データ
Triplett[2004]によると、ヘドニック法の推定において主に用いられる関数型は、被説明変

本節では、推定に用いるデータについて説明

数である価格と説明変数である特性がともに全する。ヘドニック関数の推定においては、特性て自然対数を取る double-log(log-log)型関数、を示す説明変数の選び方が重要となる。
被説明変数は、特性によって変化する価格で被説明変数のみが自然対数を取り、説明変数は線形結合となる semi-log(もしくは log-lin)型、
被説明変数、説明変数ともデータの数値がそのまま用いられる線形関数である。特性が複数以

double-log 関数では、係数は弾力性を表すことになるが、百分率で示される説明変数を線形結合にすることによって、その係数は、説明変数が 1 ポイント変化した時の価格の変化率を近似的に表すことになる。

2

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29ある。自由化後の電力市場においては、競争に入し、マークアップをコントロールすることとよって需要家が供給者及びその供給する財を、する。

その特性に応じて選ぶと考えられるため、各供給者が供給する財の特性に応じて価格が変動す

よって、説明変数には以下のような変数が含まれることになる。

る。小売分野においては、2000 年から特別高
圧需要家、2004 年から契約電力 500kW 以上

1. 限界費用の変動を直接的に表す説明変数の高圧需要家、2005 年からすべての高圧需要

2. 限界費用に影響を与える質的な特性を表す

家の市場が自由化されているが、データの一貫性を保つため、特別高圧需要家の市場のみを分析対象とすることとする。

説明変数
3. マークアップの代理変数となる競争強度を表す説明変数

電力価格は、自由化以降経済産業省資源エネ
ルギー庁が四半期毎に行っている電力需要調査
アンケートにおいて、沖縄電力を除く 9 電力

1.としては、発電種別に関する説明変数を導入する。

会社エリア毎に、平均電力単価(支払い金額÷

日本では、火力発電の燃料となる化石燃料の使用電力量)を調査したもので、2000 年度第一

ほとんどを輸入に頼っているため、電力会社だ

四半期から 2006 年度第二四半期までの 26 四

けでなく新規参入者等も含む電気事業者の限界

半期分、234 サンプルを用いる。この調査はア

費用は、例外なく化石燃料の価格に影響される。

ンケートによるものであるが、全国の特別高圧

これらのことから、発電種別の構成や燃料価格

需要家 6000 軒以上の全数を調査対象としておを、限界費用の変動要因として説明変数に加えり、回答率も毎回 90％を超えているため、かなる。

り母集団に近いデータ数が確保されている。3

電気は、ほとんどが水力発電、火力発電、原

説明変数は、電力の限界費用に影響を与える

子力発電によって賄われている。水力発電は、ことを通じて、被説明変数である価格を変化さ

国内の水力資源を利用するため、ほとんど可変せる特性である。

費用はかからない。水力発電については、流れ

また、日本の電力市場は、2000 年まで地域

込み式の水力がベースとして使われる一方で、独占であったし、自由化以降も電力会社によるダム式水力及び揚水発電は、ピーク時の供給力

各事業者の供給エリアをまたいだ販売は 1 件として稼働し、可変費用の高い火力発電の稼働に止まっているため、現状では市場が地域毎にを抑えることができる。一方、原子力発電では、分割されていると言えるだろう。電力会社の各

ウラン燃料を加工して発電するため、可変費用

地域毎でのシェアは非常に高く、その意味で地は水力発電よりは大きくなるものの、化石燃料

域の電力市場は独占的であると考えられる。つと比較すると小さい。原子力発電は、主にベーまり、日本の電力市場においては、部分自由化

ス電源として稼働しているため、その比率が主以降も電力会社が市場支配力を有している可能にミドル・ピークの需要を賄う火力発電の利用性があるため、マークアップを考慮する必要が率に影響する。つまり、原子力発電、水力発電ある。そこで、Austine(2004)で導入されたよ

は、それぞれ電力各社の限界費用を下押しする

うなマークアップを示す代理変数を推計式に導ものと考えられる。そこで、説明変数として「水力発電比率」および「原子力発電比率」を

3

なお、2006 年度第三四半期以降は、自由化を開始したばかりの高圧需要家を対象としたアンケート(標本調査)が開始されており、個別需要家の情報を保護するため、電力会社エリア毎の単価開示は行われなくなった。よって、データの連続性の観点から、それ以前のデータのみを分析対
象とする。

導入する。
次に、化石燃料の価格変動を直接的に表す変数として「平均燃料価格」を導入する。平均燃30

電力価格のヘドニック法による分析

料価格は、燃料費調整制度における調整額を決

時間は大きな変動がないものと見なして「電気定する基となる値であり、各社の燃料別火力発事故統計」の作業停電時間平均値を事故停電時

電による発電電力量に応じて決まる。

間に加えて算出する。また、これらは年度単

これらの変数を導入することで、電力会社の位 の数値のみの公表であるため、各四半期の限界費用に与える燃料価格変動の影響を抽出す数値としてはその 1/4 を用いることとする。停ることができると考えられる。各社の水力発電

電時間の増加は品質の低下を表すため、この変比率、原子力発電比率は、資源エネルギー庁の数にかかる係数符号は負であることが予想され

電力調査統計に掲載されている。「平均燃料価

る。

格(円)」は、各社 HP で四半期毎の数値が公表

1997 年の COP3 で京都議定書が採択されたされている。 4 「水力発電比率」「原子力発電こと等を契機に、近年電気の品質としての環境比率」に対する係数符号は、負であると考えら価値への注目度が高まっている。京都議定書にれる。

基づく排出権取引やクリーン開発メカニズム

2.の特性については、供給信頼度や企業イメージ、環境への貢献度を表す変数を用いる。
供給信頼度を考慮するに当たって重視されるのは「停電しないこと」である。

(CDM)の取引だけでなく、国内でも RPS 法や太陽光発電の固定価格買い取り制度等により、環境価値は顕在化し、電力会社は費用をかけてその向上を目指している。

蟻生,後藤[2006]の調査でも、特に事業所の「環境価値」を表す変数として、「CO2 排

需要家は供給信頼度を価格の安さよりも重視す

出源単位」および「風力・太陽光発電導入(購る傾向がある。また、米国では停電により年間入)比率」を導入する。

1500 億ドルもの被害が出ているとされ、停電

2008 年から京都議定書の第一約束期間に入の な い 電 力 供 給 へ の 要 求 は 強 い 。 (US.

り、電力の低炭素化が求められている。そのた

Department of Energy[2009])日本の電力会社

め、電力会社は、CO2 排出量の低い電気を作は、供給信頼度の向上に特に力を入れ、世界でるために追加的費用をかけていると考えられる。

もトップクラスの停電の少なさを実現してきた。

「CO2 排出源単位(g-CO2/kWh)」については、

また、停電が起こった場合に、制限中止割引と2004 年度までは各社 CSR リポートの記載等いう価格割引を行っており、停電が起きればそから、2005 年度以降は環境省のホームページ

れに応じて収受する料金が低下する。5

で公表されている「電気事業者別排出係数」を「停電時間」は、各電力会社の「作業停電時
間＋事故停電時間(分)」によって算出する。

用いる。これも年度単位の公表数値であるため、同年度の各四半期全てに適用する。62000 年度～2002 年度に関しては原子力安全保「風力・太陽光発電導入(購入)比率」につい安院が「電気事故統計」の中で調査数値を公表て、まず風力発電の導入量は資源エネルギー庁

し て い る 。 2003 年 以 降 に つ い て は、 各 社 のの「電力調査統計」の数値を用い、太陽光発電

CSR レポートに記載がある。ただし、その公の導入量は原則として各電力会社の HP 等に記

表数値が事故停電のみである場合は、作業停電

載されている数値を用いる。 7 太陽光発電につ

4「燃料費調整制度」自体は、非自由化範囲の電気料金に対する制度であり、自由化範囲の需要家に対して適用されている訳ではないが、ほぼ同様の価格調整を自由契約の条項に含んでいることが多いようである。
5 制限中止割引は、1 日 1 時間以上の供給停止が発生した
場合、基本料金の一定割合を次月の電気料金から控除する仕組み。東日本大震災後の計画停電において、東京電力は基本料金 4％/日の制限中止割引を実施した。このことによる東京電力減収は数十億円に達したものと見込まれている。

6 データのソースが異なるのは、環境省が電気事業者別の排出係数をまとめて発表するようになったのが 2005 年度以降であるため。ただし、環境省が集計したデータも各電気事業者からの申請に基づく数値であり、各社の CSR レ
ポートでも 2005 年度以降は各社が環境省に報告したデー
タに基づいた記載がなされているため、データの連続性は担保されていると考えられる。
7 ただし、太陽光発電の導入量は、容量(kW)で示されている場合と、発電量(kWh)で示されている場合があるため、容量のみのデータしかない場合、富士経済研究所「電力・社会経済研究 №60 2012.6

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いては年度データであるため、その 1/4 を四半

自家発との競争を行ってきたため、地域ごとの期の風力発電データに加えたものを用いる。こ

需要電力量シェアに基づく HHI を代理変数との太陽光発電および風力発電の導入量合計を、して用いるのも適切ではないと考えられる。

販売電力量で除することで比率を算出する。

そこで、電力会社エリア毎の「PPS 電力供

CO2 排出源単位の係数符号は負、風力・太陽給比率(対エリア毎の特別高圧電気需要全体の光発電導入(購入)量の係数符号は正となること比率)」及び「自家発自家消費比率(対エリア内が予想される。

の総需要電力量の比率)」をマークアップに影企業イメージおよび企業の提供する製品のイ響する競争強度を表す変数として導入する。

メージを高める手法として、広告宣伝を中心と「PPS 電力供給比率」は、経済産業局の HP

した PR 活動が重要であることは実証されてい等に記載されている PPS の電力供給量を特定る(Berndt(1990))。PR 活動によってブランド

規模電気需要で割ることで算出するが、存在しが形成され、企業および製品のイメージが上がないデータは審議会資料等で示される数値を採り、消費者が高い価格を支払うようになるため用し、それ以外の欠損値は推計によって求めるである。企業イメージの代理変数として、PRこととした。8を行うための普及開発費を導入する。｢普及開PPS や自家発のシェアが高ければ競争強度

発費(百万円)｣については、有価証券報告書にが強くなり、マークアップが小さくなると考え

年度毎のデータがあるため、各四半期はそのられる。つまり、二つの変数にかかる係数の符1/4 であるとする。この変数に対する係数符号号は負であると考えられる。
これらの変数に加えて、時間ダミー変数を導は、正であると予想される。
最後に、3.として、電力市場における市場支入する。ヘドニック法によって QAP の時系列

配力(競争強度)の代理変数となる説明変数を加的な変化を推計する場合、他の説明変数の影響える。

を除いた時間ダミー変数の係数が、その期の前節において述べたように、少なくとも分析

QAP が基準となる期の QAP に対してどれだ

対象の初期である 2000 年度はほぼ地域独占状

け変化したかを表すことになる。例えば、2 期態であるため、電力価格には何らかのマークアをプールした推計において、第 2 期にダミーップが存在し得たと言える。そのため、(2)式を付けて推計すると、そのダミー変数の係数は、の第二項に当たるマークアップの大きさを表す

第 1 期の QAP に対して第 2 期の QAP がどれ

代理変数として、競争強度を示す変数を導入すだけ変化したかを表す。

る。競争強度を表す変数としては、ハーフィン

ヘドニック関数の推定において大きな課題とダール･ハーシュハイザー指数(HHI)が用いらなるのは、多重共線性の問題である。 9 ヘドニれることが多いが、日本の電力市場において需ック法においては、説明変数が製品の「特性」

要電力量のシェア(各社需要電力量/日本全国のであることから、本質的に変数間に相関が出や

需 要 電 力 量 ) か ら を 計 算 す る と 、 1300 前 後

すい傾向があると言える。高価格かつ高品質な(2006 年)とそれほど寡占度は高くない。また、電力会社は自由化以前においても完全に地域独
占で電力を供給していた訳ではなく、特に今回分析対象となるような大規模需要家については、

エネルギーシステム新市場 2007 下巻」にあるように、双方のデータがある場合の kWh/kw 比率(421kWh/kW)を用いて計算している。

データのソースがない欠損値は、234 サンプル中 28 サ
ンプルであった。2000 年度から 2006 年度第二四半期ま
での PPS による電力供給比率(特別高圧)は、電気事業分
科会 市場監視小委員会資料等によると、およそ二次関数的に逓増している。各社の欠損値の推定には、存在するデータを時間の二次関数として推定する。ただし、特に値の小さいエリアにおいては当てはまりが悪くなるため、一次関数と二次関数双方で推計しフィット(R2)が高い方を採用した。
9 ヘドニック関数の推定における多重共線性の問題については、Triplett(2004)に詳しい。
8

32

電力価格のヘドニック法による分析

製品は、全てにおいて好ましい｢特性｣を持つこ推移を推計しているが、同時に全期間(5 年間)とが多いためである。

を通じて係数が安定的かどうかについても検証

ヘドニック法を用いて、物価指数つまりしている。

QAP の 水 準 を 計 測 す る よ う な ケ ー ス で は 、電気という財の特性に鑑みると、需要側によ「価格に影響を与えうると考えられる特性」をる特性に対する嗜好の変化や技術革新等によるできるだけモデルに入れて、モデル全体のフィ供給構造の大きな変化が急速に起こることは考ットを高めることが求められる。しかし、そのえにくく、ある程度の期間各特性の価値(各説

結果多重共線性が生じやすくなる傾向があるた

明変数の係数)が変化しないとすることには一め、説明変数の推計に当たっては、多重共線性

定の妥当性があると考えられる。そこで、推定を検証し、それを避けるようなモデルにするこを行うに当たって、何四半期をプールして計算とが重要となる。

すべきかを、構造変化が起こりうる期間とする

本推定においては、分散拡大要因(Variance

よう、F 検定で検証することとした。最初に 1

Inflation Factor=VIF)を用いて多重共線性の年(4 四半期)毎のプールデータである 4 四半期

検証を行った。(Chatterjee and Price(1977))と続く 4 四半期での構造変化の有無に関する F

各説明変数の全期間における VIF を計測した検定を行った。

ところ、多重共線性の存在が疑われる 10 を超

まず、2000 年度第一四半期～2000 年度第四える値を示す説明変数は存在せず、今回のデー

四半期の 4 四半期と続く 2001 年度第一四半期

タセットにおいては、多重共線性の影響は小さ～2001 年度第四四半期までの 4 四半期をそれ

いと考えられる。

ぞれ推定して F 検定を行い、以降、四半期を一 つ ず つ ずら し て 、 2004 年 度 第 三四 半 期 ～４．推定方法と結果

2005 年度第二四半期と 2005 年度第三四半期～2006 年度第二四半期の推定結果までを F 検

4.1 推定方法

定で検定した。この場合、検定は 19 組の推定について行われることになるが、構造変化がな

個々の「特性」が価格に与える影響は、需要いという帰無仮説は、そのうち 17 組において側の嗜好の変化や費用構造の変化を通じ、時間5％の有意水準で棄却できず、4 四半期では続の経過に従って変動すると考えられる。長期間

く 4 四半期との合計 8 四半期間で構造的な変に亘るパネルデータを用いて、ヘドニック法で化は十分見られないことが分かった。次に、1

QAP の推移を推計する際には、各特性が価格

年半(6 四半期)毎のプールデータで、同様に検に与える影響が変動しない程度の期間のデータ定を行ったところ、15 組の検定を行ったうちをプールし、その最終期間にダミー変数を導入

10 組で、続く 6 四半期との間で構造変化がな

して、QAP の変動を見るのが適切である。変いという帰無仮説を棄却できた。これらの結果

数データをプールする期間中は、式の係数つまより 6 四半期と続く 6 四半期の間では構造変り特性の価値は同じであるという仮定を置くこ化がある程度起こるものと考えられる。

とになる。(Pakes(2003))そのため、プールする期間は、それ以上の期間ではヘドニック関数

よって、6 四半期(1 年半分)のデータをプールすることとした。

に構造変化が起きうるが、その期間では構造変また、各電力会社の価格は、各社の地勢、人化が起きない程度の長さが妥当ということにな

口、電源比率など各社および供給エリアの特徴

る。Pakes(2003)では、2 期分のデータをプーに左右される。各社の特徴による価格への影響

ルし後半期のデータにダミーを付加して価格のを取り除くためのモデルの選定を行うために、

社会経済研究 №60 2012.6

33

ハウスマン検定を行ったが、その結果ハウスマ

る。特に期間後半には、QAP が前 5 四半期とン統計量が負値を取った。Schreiber[2008]は、比べ下落している四半期が多くなっていること

サンプルサイズが十分に大きい場合でも、ハウが分かる。

スマン統計量が負となり得ること、また、その伊藤他[2004]の推計では、1995 年の卸売自時にハウスマン統計量を 0 とみなし、帰無仮

由化以降最大で▲7.5％、2000 年の小売自由化説を棄却できないとするのが誤った判断である以降最大で▲11.8％の費用水準の低下が見られことを示した。その対応として、朴[2009]では、たとしている。推計期間は異なっているが、本有意でない係数を落とした式を推定して、ハウ稿の推計と同様、小売自由化後、電力会社におスマン検定を行っている。本稿でも、全サンプ

いて費用水準が低下していることが示唆されてルで(3)式の推定を行った際に有意な値を取らいる。

なかった「自家発自家消費比率」「水力発電比

時間ダミー変数の係数は、循環的な動きを見率」｢普及開発費｣を除いた式を固定効果モデルせている。2001,2003,2005 年度の夏季であると変量効果モデルで推計し、ハウスマン検定を第二四半期は有意な正の値を取っており、第二行ったところ、ハウスマン統計量は 211.49 と四半期で有意に負の値を取っている年はない。

なり、自由度 6 の下で、固定効果モデルが選一方、その他の四半期では有意に正の値を取っ択される。この結果、(3)式に各社の個別効果ている期はなく、有意に負の値となっている期

Di を付加した固定効果モデル(4)式を推定するも見られる。これは夏季の昼間時間帯に料金単こととした。

価が高くなる料金メニューの特徴を表しており、lnpit      k lnaitk   l aitl   i Di   m Dm   it

これが他の期と比べた場合に夏季の単価を引きk上げる要因になっていると考えられる。一方で、

l(4)

夏季には総じて使用量が大きくなり負荷率も上がるので、料金に占める基本料金の割合が下が4.2 推計結果

り、平均単価の上昇はその分緩和されることになる。両者の効果のうち前者が大きいため、第推定の結果は、表 1 の通りである。

二四半期の単価が高くなっていると考えられる。

そのうち、ヘドニック推定における最大の関マークアップの代理変数である「PPS 電力

心事である QAP の推移を示す時間ダミーの係供給比率」の係数は、2000 年 4 月の小売自由数については、図 2 に示されているように、化により PPS の参入がもたらした競争の効果

負値ものと有意でないもの及び正値で有意であを示している。この係数が 10％水準で有意にるものが混在しており、必ずしも一方的に下落負であるのは、期間最初の 2001 年度第二四半し続けているとは言えないが、期間を通じて下期と 2003 年度第二四半期および 2004 年度第落傾向にあることが分かる。

三四半期から 2005 年度第一四半期、2006 年

6 四半期をプールして推定を行っているため、度第一四半期である。一方で、2001 年度第一最後の四半期に係るダミー変数は、最初の 5四半期から 2002 年度第二四半期、2005 年度

四半期を基準とした 6 四半期目の価格水準を第二四半期は有意に正の値となっている。

示す。例えば最初の推計で、時間ダミー変数は、小売自由化から少し経った時期と小売自由化

2000 年度第一四半期～2001 年度第一四半期ま範囲が拡大されて半年程度の時期に PPS のシ

での 5 四半期を基準として、2001 年度第二四ェア拡大に応じて料金が下がっている。自由化

半期の価格水準がどれだけ変化しているかを示から少し経って実質的な競争が激化したこと、しており、推計結果から変化率は＋6.5％とな電力会社が PPS の参入に対抗するまでに多少᥎ᐃᮇ㛫᭱⤊ᮇ

PPS ẚ⋡t್๓ 5 ᮇẚኚ໬⋡
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2006/1q
2006/2q.
0.24154*** 0.86558*
3.06
1.5
0.03069** -0.01268
1.87
-0.43
0.01665
0.008800.15
0.06-1.0842-2.6855-0.35-0.93-0.01690
0.06370-0.22
0.72
0.20109-0.19198
0.91-1.16-0.06163-0.15035
-0.58
-1.42
-0.36966-2.2920***
-0.66
-1.95
-0.02926-1.2931-0.02-0.76-0.04320** 0.01045
-1.69
0.61
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2004/1q.
2004/2q.
2004/3q.
2004/4q.
2005/1q
2005/2q.
2005/3q.
2005/4q.
0.71392*** 0.80764*** 0.59144*** 0.090160-0.48677-0.043122-0.19441** 0.093873
3.02
3.65
3.54
0.92
-0.64
-0.45
-1.8
0.73
-0.00256
0.012070.00482
0.00501-0.00351
0.07404** 0.04331
0.05122
-0.21
1.23
0.61
0.6
-0.35
1.84
1.03
1.45
-0.17653∗-0.14033-0.04800
0.03356-0.08270.13446
0.019780.09723
-1.53
-0.76
-0.25
0.17
-0.78
0.83
0.12
0.64
-4.1977-4.7577-2.28491.6271-1.0168-2.7960-1.20710.95029
-1.06
-1.23
-0.59
0.41
-0.23
-0.72
-0.31
0.31
0.03384-0.03108-0.05295
0.040650.07951
0.33906
0.31319*0.09597
0.62
-0.42
-0.69
0.49
1
1.66
1.52
0.52
-0.13078-0.02394
0.21215-0.26320-0.31238*-0.30495-0.28449
0.08723
-0.73
-0.16
1.14
-1.22
-1.56
-1.27
-0.95
0.37
-0.14553*-0.07596-0.14924*-0.12068-0.20306** -0.13374-0.11936-0.04079
-1.6
-0.89
-1.57
-1.31
-1.83
-1.02
-0.89
-0.35
-1.5509*** -1.1752-1.8368*** -1.8364*** -0.43991-1.1007*-0.76436-0.87518
-2.43
-1.36
-2.2
-2.13
-0.9
-1.64
-1.03
-1.45
-0.67598
0.274161.4019-0.52021-0.70478-0.95928
0.24965
1.3359
-0.53
0.17
0.76
-0.29
-0.47
-0.58
0.14
0.98
0.015400.02560-0.08895*** -0.04396*** -0.04832*** 0.05101*** 0.01333
0.02361
0.46
1.29
-3.12
-2.03
-2.11
2.56
0.57
0.91

2001/2q.
2001/3q.
2001/4q.
2002/1q.
2002/2q.
2002/3q.
2002/4q.
2003/1q.
2003/2q.
2003/3q.
2003/4q.
0.22719*** 0.19651*
0.12865
0.00745-0.17070*-0.27772*** 0.20482*
0.38953*** 0.40527*** 0.60090*** 0.59275***
2.61
1.54
1.41
0.07
-1.48
-2.45
1.58
4.12
2.81
3.37
2.9
-0.01912
0.00804
0.01187-0.01508-0.00985-0.00675-0.00054
0.02148-0.04506-0.01299-0.02792
-0.62
0.27
0.6
-1.23
-0.76
-0.48
-0.03
-1.1
-1.08
-0.32
-0.97
-0.54763*-0.28965
0.12315-0.12092-0.35896*** -0.30986*** -0.16796-0.20270-0.11897-0.03818-0.16759
-1.47
-0.83
0.59
-1.04
-3.55
-2.69
-1.1
-1.35
-0.51
-0.15
-0.99
-31.927*** -4.3166
3.3862
1.3829-4.1828
0.23994
3.1395-0.54549-4.1085-7.1051-0.10562
-2.39
-0.43
0.52
0.19
-0.79
0.04
0.42
-0.07
-0.66
-0.93
-0.02
-0.11797
0.136130.35133*** 0.30713*** 0.66767*** 0.58497*** 0.53828** -0.03140-0.03603-0.04277
0.05683
-0.6
0.76
2.83
2.47
3.83
3.1
1.86
-0.38
-0.35
-0.42
0.75
0.12086-0.08112-0.18119-0.16038-0.37856*** -0.47172*** 0.23119
0.22377-0.03564-0.03408
0.02734
0.55
-0.36
-1.35
-1.36
-3.32
-3.05
1.31
1.15
-0.19
-0.14
0.17
-0.46518*** -0.47051*** -0.15315** -0.15948** -0.14282** -0.25657*** -0.15550*-0.13654-0.12241-0.11306-0.13764
-3.02
-2.86
-1.73
-1.78
-1.82
-2.98
-1.48
-1.22
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-0.81
-1.35
-3.0938*** -3.6989*** -2.4217*** -1.8038*** -2.6634*** -2.1549*** -2.5088*** -2.0565*** -2.1669*** -2.2006*** -1.5728***
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-3.82
-3.85
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-3.25
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-2.63
-2.58
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-2.36
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2.812411.315*** 7.0000*** 5.5686*
2.7573-5.9302-2.9328-5.4089*** -2.7883-1.7497
-1.99
0.38
2.69
2.03
1.6
0.68
-1.1
-0.95
-2.1
-1.2
-1.04
0.06458*** 0.00888-0.01660-0.02821** 0.01237-0.10707*** -0.03159*-0.04380*** 0.04911*** -0.01404
0.00206
2.59
0.38
-1.25
-1.83
0.98
-6.8
-1.68
-2.07
2.61
-0.65
0.14

表 1 推定結果

34
電力価格のヘドニック法による分析

社会経済研究 №60 2012.635

図 2 QAP の推移の時間を要したことが考えられる。10ことが考えられる。遊休土地を利用したり、残一方、自由化(範囲拡大)当初、PPS の参入は渣油や副次生成ガス等を燃料としたりしている

電力会社の電気料金引き下げに影響を与えるが、一部の PPS を除き、競争力を持った PPS が多

暫くすると逆に PPS シェアの増加が却って料く出現する可能性が低くなれば、価格を引き下金が上昇している。PPS シェアの上昇によるげなくても、大幅なシェア喪失には至らないこ

競争圧力が、電気料金の値下げに与える影響はとになる。また、2003 年に東京電力管内で全余り長続きしていないことが分かる。

原子力発電所が停止し、電力の安定供給が議論

このことから、電力会社の料金戦略は、自由となったことも関連しているかも知れない。自化(範囲拡大)の当初は、「価格を抑えて、新規

由化以降専らコスト削減に力を入れ、料金引き

参入者に対抗する」方向であったものが、ある下げを達成した電力会社が、こうしたことを受程度時間が経つと料金が下がったこともあって、けて安定供給にコストを掛ける方向に少しずつ「無理に新規参入者に対抗するよりは多少シェ変わっていった可能性がある。 11

アを許しても価格水準を守る」という方向に転同じくマークアップの代理変数として導入し換したものと推察することができる。特に、た「自家発自家消費比率」の係数については、

2005 年半ば以降は、ほとんどの四半期で PPS

2004 年度まではほぼ全て有意に負の値を取り、シェアの係数は、有意に正か有意ではなく、そ後半になるにしたがってその絶対値が小さくなの傾向が伺える。

っている。2005 年度以降はほとんどの期間でこうした方向転換が生じた原因としては、有意な結果となっていない。2004 年度頃まで

2004 年頃からの原油価格の高騰によって、化石燃料主体である PPS が価格競争力を失った

10 2003 年は特に東電管内で急激なシェア上昇が見られる
が、一旦小さくなった料金への影響が、これによって再び強くなったのかも知れない。

11 その後、2007 年 4 月の中越沖地震によって柏崎刈羽原
子力発電所が停止し、再び安定供給が大きな課題として浮上した。その中で、電力業界に「コスト削減・値下げから安定供給へ」という空気が強まっている、という報道がなされている。[日本経済新聞･2007 年 10 月 20 日朝刊]2011
年 3 月 11 日の後には、供給力不足が全国で問題となったため、今後この点は更に重視されると考えられる。

36

電力価格のヘドニック法による分析

はマークアップの削減に自家発のシェア拡大がたと言える。

貢献しているが、2005 年頃からはマークアッ

環境特性を表す二つの変数の係数は、ほとんプの削減効果がなくなってきているということ

どの期間で有意でなく、環境特性が価格に明確になる。服部(2006)は、2004 年までの推計で、な影響を及ぼしたとは言えない。2003 年度の自家発からの競争圧力に対して、電力会社が料

RPS 法施行やその後の環境意識の高まりによ金引き下げで対応してきた可能性があることをり電気の｢環境価値｣が注目を集めるようになっ示しており、Nakano and Managi(2008)でも、ているが、まだ電力会社が、環境特性向上のた

2003 年までの推計で、自家発電の比率が電力

めだけに料金に影響するほどのコストをかけて会社の火力発電の生産性を高めていることが検はいないことが分かる。ただ、CO2 排出原単証されている。これらの結果は、本稿の推計で、位の係数は、2002 年度第二、第三四半期に有期間前半には自家発比率がマークアップ削減効

意に負となっている。これは、CO2 排出量の果を示していることと整合的である。しかし、減少が料金の引き下げを促すという推定前の予その後自家発の競争圧力によるマークアップ削

想に反する結果であるが、Assaf,Barros and

減効果は喪失したと推察される。

Managi(2011)の結論とは整合があるとも考え

特別高圧供給の電力価格は、自由化当初からられる。

一貫して下落しているが、当初は PPS や自家限界費用に直接的に影響すると考えられた発からの競争圧力が価格に影響を与える傾向が「燃料価格」の係数については、かなりの期間見られた一方で、自由化してから数年経った頃

で有意に正であった。水力発電比率に関しては、

からは、PPS のシェアの動向に関係なく各電2002 年第二四半期と第三四半期に有意に負で力会社が効率化を進めてきたものと考えることあった他はほとんどの期間で有意ではなかった。

ができるだろう。

大規模な水力開発は余り行われなくなっておら

次に、導入した各｢特性｣に関する変数が、価ず、水力発電の比率は比較的小さいため、料金格に及ぼす影響について概観する。供給信頼度との相関は小さくなっているものと考えられる。

を表す変数である「停電時間」の係数は、ほと原子力発電比率に関しては、期間を通じて有意んどの期で有意ではなく、後半に一部有意に正に負である期が多かった。限界費用の低い原子の値を取っている時期がある。予想とは異なっ力発電が、料金引き下げに一定の影響を及ぼした結果が出たが、日本の電力会社は安定供給をていることが分かる。

基本的な命題として、いずれの会社もコストをかけていること、また日本では、停電時間が事

５．結論

故ではなく自然災害に起因することも多く事業者がかけたコストと必ずしも相関しないことな電力産業においては、自由化後も送配電は全どから、「停電時間短縮にかけたコストで事業て電力会社が担っており、届けられる電気自体

者間の電気料金に差が出る」という現象は生じの「品質」は変わらないため、純粋に価格のみていないようである。企業イメージおよび製品で競争を行われると考えられていたが、サービの PR を行うための費用である「普及開発費」

スも含めた電力の品質や企業のブランドといっの係数は、主に期間前半の 2001、2 年度は有たものが供給企業選択ひいては電力価格に影響

意に正の期が多く、その後の期ではほぼ有意でを及ぼしうることが分かってきた。

ない。自由化初期には、品質やブランド価値向

本稿では、電力価格を電気の特性を表す変数

上にコストをかけた分が電気料金に反映されてによって回帰し、また寡占市場において価格にいたが、その後は料金への影響はなくなってき

上乗せされうるマークアップを調整して、ヘド社会経済研究 №60 2012.6

37

ニック法で推計を行った。その結果、季節的なは、時間とともに大きく変化し続ける。特に、変動の影響を除くと、電力価格の QAP が徐々

先般の東日本大震災が電力供給に与えたインパに下がっている可能性が示唆された。

クトは大きく、需要家の電力の品質や価格に関

この結果から、自由化後の電力市場では競争する意識は大きく変わっていくと考えられる。

がある程度有効に機能し、電力価格は実質的にこうした分析を継続することで、電力の品質と下がってきたと言える。欧米諸国・諸州では電価格の関係を検証していくことは、電力市場の力自由化後価格の上昇が見られたことに鑑みる

制度設計に役立つだけでなく、電力の供給者にと、日本の電力自由化はその最重要課題であっとって「どのような料金メニューを設計すればた内外価格差の是正、高コスト体質の改善に対よいか」といった戦略策定にも一定の示唆を与して、一定の成果を収めたと言えるだろう。

えるものとなるだろう。

また、自由化前に存在したと考えられるマー
クアップは、PPS や自家発との競争圧力により、自由化後ほぼ数年かけて、かなり縮小したと考えられる。

最後に、今回の分析に関して、今後解決すべき課題を三点を挙げておきたい。
一点目は、ヘドニックモデル固有の特性と実際の電力市場が持つ特徴との整合性である。ヘ

小売自由化された電力市場においては、需要

ドニックモデルは、規模に対する収穫一定を前

家は、サービス等の充実も含めた品質のより高提として構築されている。電力市場には規模のい電力やそれを提供してくれそうな企業に、よ経済性が存在すると考えるのが一般的であるたり高いコストを払う可能性は十分にある。そうめ、検討対象となる財や期間において、この前であれば、供給者は、電力の品質及び企業・商提と整合するかの分析が必要であろう。また、品イメージの差別化を図ることで、より高いシ電力市場は規制されていた時代から平均費用にェアを確保することができることになる。

基づく料金水準の設定を行ってきたため、限界

本稿の研究では、電気の特性に関して、自由費用をベースにした料金設定を行っていない。

化初期においては PR が価格に影響しているこ

電力の場合の限界費用を考える際にはどれくらとが推定されたが、停電時間や環境特性の影響

いの期間を考慮するのか、その設定によって燃を明確に観察することはできなかった。ただし、料費のみを考慮するのか固定費を考慮するのか蟻生、後藤(2006)、蟻生、後藤(2007)が示すよ

が課題となる。さらに、代理変数でマークアッ

うに、停電時間の短さは、需要家から見ると電プの効果を十分調整できていなければ特性の価

気の品質として非常に重要な要素であり、海外値は正確に計測されないことになる。こうしたとの比較及び自由化の今後の進展によっては、ことから、電力市場へのヘドニック法の適用及日本でもこの品質と料金の相関が明確化するか

びモデルの適切性について、実際の政策や戦略も知れない。また、研究対象とした 2006 年度に応用する際には、より慎重な検証が必要とな

第二四半期以降現在に至るまでに、京都議定書ってこよう。

の第一約束期間が開始され、民主党政権による二点目は、それに関連して、変数の選定方法

野心的な CO2 削減目標の提示、太陽光固定価である。電力の自由化は、導入されてからそれ

格買い取り制度の導入や再生エネルギー特別措ほど長い時間を経過していない。そのため、需置法の成立といった事象が起こっている。今後

要家が電力の品質として何を重視しているかは

は、環境特性を踏まえた契約メニューの導入な

まだ余り分析されていない。電力の品質としてど、環境特性の電力価格への影響が強まってい

どのような変数をヘドニックモデルに入れるべくことが予想される。

きかについては、今後の需要家へのアンケート

このように、価格に影響を与える電力の品質や研究の進展でより明らかになってくるだろう。

38

電力価格のヘドニック法による分析

また、価格に影響する品質は、時間を通じて変化すると考えられるため、検証は継続的になされるべきである。
三点目は、データ収集の問題である。例えば、
被説明変数である特別高圧需要の価格について、
電力需要調査では 2006 年度第三四半期から全国データしか公表されなくなった。本調査のように電力会社別の調査を行うことができなくな
り、データ数を確保するのは困難である。また、品質を表すデータの多くが、年次データしか得られなかった。推計は 6 四半期をプールして行ったため、結果にその年の特徴は反映されたと考えられるが、より正確な品質調整を行うた
めには、4 半期データであることが好ましい。
震災後、電力の品質と価格の関係がどのように変化したか、といったことを把握するためには、データ収集が大きな課題となろう。
本研究での電力価格に関するヘドニック法による分析は、価格の動向や電力の品質に関する評価について一定の傾向を示した点で意義があったと考えるが、より実効性の高いものとしていくために、これらを今後の研究の課題としたい。

原稿受付日

２０１１年７月１５日

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くわはら

てつや
関西電力株式会社
きのした しん
龍谷大学経済学部講師
いだ たかのり京都大学大学院経済学研究科教授