１６ 特許権侵害訴訟のパネルデータ分析－知財高裁法施行による侵害認定の変化に関する定量的分析－（＊）
特別研究員

柚木孝裕

特許制度は、各国における国内法（日本においては特許法）と国際条約である工業所有権の保護に関するパリ条約により、ほぼ世界全体において機能している。パリ条約4条の2に基づき、各国特許独立の原則がある。特許係争に関す経済分析においては、各国特許独立の原則が、各国の特許裁判における各種条件、特に日本と米国との間において裁判費用の開示面で異なるため、分析上配慮する必要がある。米国における特許係争に関し、特許係争を起こすインセンティブに着目した実証分析の先行研究として、Lanjouw and Lerner (2001)、Lanjouw and Schankerman (2001, 2004)がある。先行研究では、費用変数が事前に係争関係者にとり既知のものである。これは米国特許法の特許訴訟に関する手続きと照合すると整合性が保たれているが、日本への分析を試みる場合、そのままの適用が困難である。本論文では、平成16(2004)年改正特許法によって特許権侵害訴訟に関する裁判形態が大幅に変更された事に着目した。その期間における、特許権侵害訴訟の終局判決における裁判官の意思決定に着目し、定量分析を試みた。

Ⅰ．導入(2005)では、特許侵害訴訟と訴訟費用に関する実証分析を行っている。以下に、これら一連の研究成果に関する主な結特許制度は、国内的には特許法1条で「この法律は、発明果を提示する。の保護及び利用を図ることにより、発明を奨励し、もつて産１：特許侵害訴訟を提起される確率において、小規模な特許業の発達に寄与することを目的とする」と明記されているよう

権者に所有されている特許は、大規模な特許権者によっに、研究開発と研究成果の普及とイノベーションの推進を目て所有される特許より高い。そして、訴訟費用負担は、小的にしている。また、国際的に、特許制度は、各国の国内法規模な特許権者の方が比較的重い。

（日本においては特許法）と国際条約である工業所有権の２：特許侵害訴訟の対象特許は、平均より「請求項の数」、保護に関するパリ条約により、ほぼ世界全体において機能し「前方引用件数」が多く、「後方引用件数」が少ない。ている。パリ条約4条の2に各国特許独立の原則が規定され

３：特許侵害訴訟が増加した大部分は、業種別には、医薬、ている。具体的にこの研究に関わる部分は、各国での特許バイオテクノロジー、コンピューター、その他電子分野であに関する紛争が及ぶ範囲が当該国内に限られるという点と、る。常に、特許侵害訴訟提起率が高く、全体の特許付与特許権の登録に関する特許係争に関する経済分析におい件数に対し割合が増加している分野で発生。ては、各国特許独立の原則に基づき、各国の特許訴訟にお４：業種間の訴訟負担の相違は、主に訴訟の発生割合の違ける各種条件が異なるため、分析上配慮する必要がある。米いである。業種間においては、和解率や裁判結果に大き国の分析と比較するためには、訴訟費用に関し全ての費用な差異が観測されなかった。

に関する情報が提供される米国と類似した条件を設定する

産業組織論の観点からは、特許権侵害訴訟は市場競争と必要があるため、この研究では費用に関する客観的な算出紛争の一面を反映している。研究や製品市場で競争にさら基準に基づき設定する必要があった。この研究では、改善されている企業、ベンチャーキャピタル、研究開発を担う個多 項 制 等 の 昭 和 61 年 特 許 法 改 正 (Sakakibara and

人は、しばしば互いの特許権を侵害し、ときには訴訟にまでBranstetter (2001))、平成16年特許法改正、知的財産高等至る。米国特許法の手続を例に取ると、仮処分申請段階で、裁判所設置法に着目した。

彼らは多額の費用を払い本訴に踏み切るか、仮処分段階に米国特許制度における特許訴訟発生のインセンティブ構おける訴訟準備段階で和解に至るかを選択しなければなら造に関する代表的な先行研究として、Lanjouw and Lerner

ない。資産としての知的財産権の特性、知的財産権の権利(2001)、Lanjouw and Schankerman (2001, 2004) がある。

者の特性、そして、産業構造を反映した、彼らのこうした法的Scotchmer (2003、ch7、pp203-204)では、彼らの一連の研究

紛争に関する意志決定の実証分析は、企業間の戦略的相に関しクロスセクション・データの実証分析結果に関する優互関係に対する優れた示唆をもたらす。

れたサーベイを紹介している。また、Bessen and Meurer(＊)

この研究の初期段階で、日本における特許侵害訴訟に関これは特許庁委託平成21年度産業財産権研究推進事業（平成21～23年度）報告書の要約である。

● 16-1 ●

知財研紀要

2011

Vol.20する、広範囲な統計分析を可能とするデータセットを構築し能な行動を被疑侵害者に対して実施する。被疑侵害者はそた。USPTOのデータセットでは、我々は容易に多くの紛争事の時点で和解を行うか拒否するかを選択する。和解を選択し案と訴訟手続に関し、容易に抽出し実証分析が可能である。

た場合、手続は終了する。拒否した場合、特許権者は裁判

特に、米国の特許係争に関する情報は、米国特許法290条所へ提訴する。に基づき、特許侵害に対する事前警告・仮処分申請段階で時点１では、特許権者は、地方裁判所に、民事訴訟に関裁判所から条件なしでの米国特許庁へ通知されるなど、分する申立手数料 c L を払い訴訟を提起する。地方裁判所の析に足る情報が豊富である。しかし、日本では実証分析に耐裁判官は、和解を勧めるか判決を行うかを選択する。特許権

え得る特許紛争のデータベースが裁判所にない。この研究者と被疑侵害者の両方が、和解を選択し、和解内容を了承

では、Goto and Motohashi （2007）のIIPパテントデータベーした場合、手続は終了する。判決を選択した場合、特許権者

スと、日本の裁判所が公開している特許侵害訴訟の終局判と被疑侵害者は、判決を受諾するか、高等裁判所へ控訴す決に関するデータセットを結合させた。

るかを選択する。

一方、日本の現行法上及び運用上、研究目的に取得利

時点２では、控訴を選択した特許権者と被疑侵害者の何用可能なデータには制限がある。特許侵害訴訟に関する裁れかが、民事訴訟に関する申立手数料 cH を払い、訴訟を判所から入手可能なマイクロデータは、特許法についての提起する。高等裁判所の裁判官は、和解を勧めるか判決を民事訴訟が終局判決を迎えるときのものしかない。一方、米行うかを選択する。特許権者と被疑侵害者の両方が、和解を国では、特許法290条で特許に関する全ての特許権に関す選択し、和解内容を了承した場合、手続は終了する。判決をる裁判資料が連邦裁判所及び州裁判所からUSPTOへ提供

選択した場合、特許権者と侵害者は、判決を受諾するか、最さ れ る 。 Lanjouw and Lerner (2001) 、高裁判所へ上告するかを選択する。

Lanjouw andSchankerman (2001, 2004) は、この中から、事前警告として時点３では、上告を選択した特許権者と被疑侵害者の何行われた仮処分申請データを抽出した。日本には同様の法

れかが、民事訴訟に関する申立手数料 cS を払い、訴訟を令及び手続がないため、一貫したデータセットとして整備さ提起する。最高裁判所の裁判官は、和解を勧めるか判決をれていない。それゆえ、米国での先行研究と同様の、訴訟提行うかを選択する。何れが選択されても、この手続は終了す起の確率を測定することができない。そこで、この研究では、る。

特許係争全体をゲームとしたときに、最終局面となる裁判所

この分析では、高等裁判所、最高裁判所の判決による差による終局判決に着目し、そこにおける特許侵害訴訟の勝戻し判決を除外し、下級審から上級審へ審理が一方向に進敗要因に着目した。特に、Hylton (2006) による、非対称情むとする。

報下での原告と被告とが異なる勝訴に対する選好と分散をⅢ．特許権侵害訴訟の経済モデル持つ場合の、裁判に至る分布関数を適用させた。
この研究では、日本と米国の特許統計の違いから、米国における特許侵害の事前警告に関する実証研究である
Lanjouw and Schankerman (2001, 2004) と比較するため、日仮定１：参加者が和解を選択した場合、前の判決が確定したものとする。

本で入手可能なデータである特許侵害訴訟の確定判決に仮定２：各裁判所の裁判官は、観測可能な要素Xと、外部着目した。観測期間の昭和63(1988)年から平成22(2010)年から観察されない各裁判官が持つ私的情報εの下では、同までで、特許法は大きな改正を２度行った。この研究では、

じ侵害認定に関する関数を持つ。

データセットを知財高裁導入前と導入後に分離し、平成この二つの仮定の下、Hylton (2006)のモデルを用いて、16(2004)年特許法改正の影響を実証データから観測するこ

原告、被告が非対称情報を持つことが多い特許侵害訴訟にとを試みる。

関する推定モデルの構築を試みる。一般的に、特許侵害訴
訟において原告である特許権者と被告である被疑侵害者はⅡ．特許権侵害訴訟の概略非対称情報を持っている。この研究では、非対称情報と、原告被告が勝訴に関する異なる選好と分散を持つこと、と設定

日本の特許侵害訴訟の仕組みは原則民事訴訟法により規定される。侵害訴訟の参加者は、１）特許権者、２）特許権者から訴えられた被疑侵害者である。それに、３）訴訟における裁判官、が独立したプレーヤーとして存在する。
時点０では、特許権者は自身の特許が侵害された事実を認識する。そして、事前警告、仮処分申請など本訴前に可した。
Hylton (2006)の設定と同様、以下のように訴訟モデルを設定する。

Ωp ,Ωd は、原告(p)、被告(d)が終局判決に対して自身が訴訟するか、という選好を表す確率変数である。ここで、原告と被告は、訴訟を選ぶか、和解を選ぶかの二択となる。

● 16-2 ●

知財研紀要

2011

Vol.20Prp , Prd は原告被告双方が観測可能な要素である。
ε p , ε d は互いに観測不能な私的情報であり、Jは判決によ

経済活動に関する実証研究では、引用とイノベーションとのって提示される金銭価値である。Costは原告、被告の訴訟

引用は、２種類の指標を持つ。一つは、後方引用で、特許費用の総和である（後述の申立手数料は、この中で公開情公報や学術論文上で引用文献として掲載されているもので報から算出された額である。）。原告被告が和解よりも訴訟をある。特許公報では、過去の特許や学術論文が掲載されて選ぶ条件は以下のように書くことができる。

いる。後方引用件数が確定するのは、特許が特許庁に登録( Pr − Pr ) J > Cost

(10)

Prp = E ⎡ Prp Ωp ⎤ + ε p , E ⎡ε p Ωp ⎤ = 0⎣⎦⎣⎦(11)

Prd = E ⎡⎣ Prd Ωd ⎤⎦ + ε d , E ⎡⎣ε d Ωd ⎤⎦ = 0(12)pd

ここで、原告被告が異なる選好と非対称情報を持つとする。

間に幾つかの関係性が示されている。

された時点である。後方引用件数は、特許出願人が自ら記載するため、操作可能な変数である。もう一つは、前方引用（被引用）で、将来の特許公報で当該特許が引用されることである。このデータセットで前方引用件数が確定するのは、当該特許が権利期間を満了するか、特許侵害訴訟の確定判決によって特許権の権利期間が確定した時である。
後方引用件数は特許公報、前方引用件数はGoto andMotohashi (2007)のIIPパテントデータベースから作成した。

⎞⎛
J−v⎟
⎜df
C=ϕ⎜
⎟
22dv
⎜ σ p + σ d − 2ρ ⎟⎠⎝（２）特許請求項
特許請求項（特許請求の範囲）は、特許が保護される技(21)術的範囲を示した文章である。1988年改正以降、改善多項制により、多くの特許には複数の特許請求項が記載されている。実際の侵害訴訟では、請求の範囲と、その請求の範

ここで、ψは標準正規分布の確率分布関数である。原告

囲と被疑侵害物件（イ号）との関係に対する判断が示される。と被告の確率分布関数の形状は、原告と被告が異なる選好

実証分析では、Lanjouw (1998)等が挙げられる。Lanjouwと分散を持つ仮定から、形状が異なる。特に異なる分散の下(1998)では、請求項と特許権の経済価値に対する関連性をでは、特許係争において、互いが和解よりも訴訟を選択する

支持する実証結果と、特許請求項数が前方引用と正の相関，可能性が高くなる。(Schankerman and Scotchmer 2001)。

特許請求項数と後方引用件数が負の相関を持つことが示さ推定すべき分布関数 (21) が正規分布ゆえ、推定モデルとして多項プロビットモデルを選択する(Amemiya 1975)。

れた。特許請求項数のデータは、特許公報及びIIPパテントデータベースから引用している。
（３）国際特許分類（International Patent Classification、IPC）

Ⅳ．推定と考察ダミー
Lanjouw and Schankerman (2004) 、

１．Data Description

Galasso andSchankerman (2010)に従い、国際特許分類（International今回の実証では、三つのデータセットから構築した。

Patent Classification、IPC）に従ってデータセット内の特許を一つはGoto and Motohashi （2007）のIIPパテントデー四つの技術分類に分けた。

タベースであり、一つは特許公報であり、一つは裁判所

・ 化学・生物：A01、A21～A24、A41～A47、A61K、B01～

が公開している特許侵害訴訟の終局判決である。観測期

B09、B31、C01～C05、C07～C14、C12N15、C21～C30、間は1988年5月22日から2010年12月31日である。

D01～D07、D21

この期間の中で、2004年特許法改正、知財高裁設置法

・ 機械：A61～A63 (A61Kを除く)、B21～B23、B24～B30、から2010年特許法改正を一つの観測期間として設定した。

B32、B41～B44、B60～B68、C06、E01～E06、E21、当該期間は平成17(2005)年4月21日から平成22(2010)年

F01～F04、F15～F17、F21～F28、F41～F42

12月31日である。このデータセットには、特許権侵害訴

・ 電子：G01～G08、G21

訟で終局判決を迎えた特許が277件含まれている。この中・ 情報：G09～G12、H01～H05、B81～B82

で、147件は一審で確定、121件は二審で確定、9件は最高裁で確定した。

これらのデータは、IIPパテントデータベースから引用している。

（１）前方引用件数と後方引用件数（４）特許権者ダミー

特許公報では、特許庁における審査過程で当該発明のLanjouw and Schankerman (2001, 2004)と同様、このデー新規性及び進歩性を判断するために引用された論文、特許、タセットでは特許権者に対し３種類のグループ分けを行った。

他の文献が掲載されている。Hall et all (2005)など、特許権と一つは日本国籍企業、一つは非日本国籍企業、もう一つは● 16-3 ●

知財研紀要

2011

Vol.20個人である。

づき二つの設定を行った。侵害訴訟における損害賠償請求

これらのデータは、IIPパテントデータベースから引用しては、所有権ルールに基づく請求として、民訴費用法4条1項いる。

により算出し、特許法100条に基づく差止めは民訴費用法4（５）サブクラス数条2項によった。侵害差止めのみの場合は、責任ルールにLanjouw and Schankerman (2001, 2004)と同様、このデー基づく請求とし、申立手数料は一定にとした。侵害差止めのタセットは、特許の技術範囲の指標の一つとして、特許技術みの場合においては例外的に費用が一定となるものの、特がどのサブクラスに該当しているか、という点と該当サブクラ許権者による事前想定の侵害額がこの申立手数料に反映スの種類数を設定した。

するため、侵害規模の代理変数となると考えられる。また、一これらのデータは、特許公報から引用している。

件の訴訟で複数の特許が対象になった場合、一特許当たり（６）訴訟費用（申立手数料）の費用は、各訴訟での申立手数料を均等に按分した。

今回、日本の裁判制度で公開対象となっていない費用のこのデータは、最高裁判所の判決文及びウェスト・ロー・ジ代理変数として、申立手数料を推計したものを用いた。計算ャパン所収の判決文からのものである。の論理は、民事訴訟費用等に関する法律（昭和四十六年四（７）特許侵害訴訟の終局判決月六日法律第四十号）（以下、「民訴費用法」という）3条及び日本の裁判所は三審制を採用しているため、原告、被告4条そして別表１によった。この研究で行った推計に関するが下級審判決を受け入れるか、最高裁判所の判決又は判データは、各特許権侵害訴訟に関する判決文に記載されて断が出るまでは、確定したものとしてデータ化することができいる、特許権者からの申立内容に基づいた。具体的には、ない。そのため、このデータセット構築時には、侵害訴訟のKaplow and Shavell (1996)のproperty ruleとliability ruleに基判決の中で、確定判決のみを用いた。

Table 1 基本統計量 – 変数 2005-2010

変数
前方引用件数
後方引用件数
特許請求項数サブクラス数特許審査期間（年）申立手数料（円）平均4.10
4.78
5.89
2.58
14.65
95,504.60

標準偏差7.80
4.99
6.31
1.80
5.47
324,837.20

最大値
7240
44
1228.28
39955920

最小値
001
12.212413

Table 2 基本統計量 – ダミー変数 2005-2010

特許権者
日本国籍企業
非日本国籍企業
個人

特許数
213
26
34

業種分類
化学・生物・医薬
機械
電気
情報工学

特許数
64
110
40
63

Table 3 基本統計量 – 確定判決 2005-2010

確定判決時の裁判所
地方裁判所
高等裁判所
最高裁判所

判決特許数 うち原告勝訴
うち原告敗訴147
40(27.2%)
107(72.8%)
12131(25.6%)90(74.4%)
93(33.3%)
6(66.6%)● 16-4 ●

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Vol.20２．変数と推定式

い経済学的な価値がある特許であると推定された。しかし、Lanjouw and Schankerman (2004)の設定と同様、この研究

この二つの説明変数に関しては、符号が逆となった。

では、変数として、前方引用件数、後方引用件数、特許請求

前方引用件数が多い特許は、引用されやすい技術である。

項数、訴訟費用、特許審査期間、サブクラス数、の６つを用Hall, Jaffe and Ziedonis (2005) などの一連のcitationに関すいた。先行研究と異なるのは、訴訟費用、特許審査期間である研究成果より、技術そのものの先進性が、より技術的に先る。訴訟費用に関しては、日本では情報が開示されないた進性の強い特許と比較して弱いと考えることができる。また、め、全費用ではなく、観測可能な申立手数料に置き換えた。

特許請求項に関しては、特許侵害訴訟で侵害認定を受ける特許審査期間を変数に加えた理由が二つある。一つは、特特許請求項は、特許公報に記載されている全ての特許請求許審査期間に関し、知財高裁設置法施行後、知財高裁、東項ではなく、特定の特許請求項に限られている場合も多い。

京地裁、大阪地裁でコントロールされているため、有意な差そのため、前方引用件数、特許請求項数に関しては、閾値が事前に見いだせない点である。二つ目は、現在のデータを超えたものに関しては、侵害の事後認定を受けるものとしセットで時間に関するデータを日単位で計測可能なものが、てノイズになったものと思われる。

特許存続期間と、特許審査期間であり、時間の定量的な影響を観測するためである。

特許請求項数に関する推定結果は、六件以下ダミーに関して、Lanjouw and Schankerman (2001, 2004)と整合的な結後方引用件数、特許請求項数、特許審査期間、サブクラ果であった。引用が少ない特許ほど基礎技術に近く、法学ス数の四つは特許登録時点で確定している外生変数で、前の議論での「発明の本質的部分」と評価することができる。一

方引用件数と申立手数料は、終局判決時点で確定する内方、7項目以上で推定が有意でなかったものは、侵害認定に生変数である。

おいて、全ての特許請求項を判断しないためであるという解釈が可能である。特許出願時に、特許請求項の数を多くし、侵害認定時に該当する範囲を広くするという戦略が特許権P(侵害認定|終局判決)者にあると想像できるが、裁判所が侵害認定を行う場合には、＝前方引用件数＋前方引用件数（五件以下ダミー）

裁判官は、特許請求項のそれぞれが独立して同じ質ではな＋後方引用件数＋後方引用件数（化学生物系ダミー）＋く、技術内容を精査していると判断できる。

後方引用件数（機械系ダミー）

訴訟費用に関しては、有意な結果が得られなかった。また、＋後方引用件数（電気系ダミー）

定数項に関しても有意な結果が得られなかった。

＋特許請求項数＋特許請求項数（六件以下ダミー）

後方引用件数、サブクラス数に関しては、業種別に推定＋サブクラス数+サブクラス数（化学生物系ダミー）＋サブクラス数（機械系ダミー）

結果が異なった。
後方引用件数の推定結果に関しては、化学・生物系、機＋サブクラス数（電気系ダミー）

械系、電気系と、情報系で異なる符号となった。負の値で有＋申立手数料意となった化学・生物系、機械系、電気系に関しては、＋特許審査期間

Lanjouw and Schankerman (2001)の推定結果と整合性がとれ＋定数項＋誤差項

る。一方、正の値で有意となり、先行研究と異なる結果となった情報系に対しては精査する必要がある。後方引用件数で誤差項は、平均０、分散σ2の正規分布と仮定する。

正となるのは、特許公報に引用件数がより多く記載されている特許の方が、侵害であるとの認定がされやすいということで３．推定結果ある。出願人引用にせよ、審査官引用にせよ、特許公報に推定結果は、大きく、「前方引用件数、特許請求項数」、引用特許が多く記載されていると、自身の技術の先進性、新「申立手数料、定数項」、「後方引用件数、サブクラス数」「特規性を狭めることとなる。技術範囲が狭いと思われる特許の許審査期間」に分類できる。

侵害認定率が高いのは、情報系の技術の特徴と考える。特

前方引用件数、特許請求項数は、特定の値に関する閾値を示す結果となった。に、情報系の分野は他の分野よりも技術分野として新しく、技術範囲が全体的に曖昧で広い、と定結果から捉えることが前方引用件数では5件以下、請求項数は6件以下で負にできる。

有意な推定結果となった。この結果は、先行研究である

サブクラス数に関しては、化学・生物系、情報系と、機械Lanjouw and Schankerman (2001, 2004)と異なる。訴訟に関系、電気系で異なる符号となった。IPCでのクラス分類でサブする事前確率を扱った先行研究では、前方引用件数が多い

クラスの設定においては、従来の技術分野区分では定義で特許、請求項数が多い特許ほど、訴訟に遭遇する確率が高きない技術内容が含まれる場合に新たにサブクラスが設定さ● 16-5 ●

知財研紀要

2011

Vol.20れ、従来技術分野の範疇にある技術内容では、サブクラスは組合せによる研究成果の製品化が行われる機械系、電気系、設定されず従来のサブクラス分類が割り振られる。サブクラス

新規技術の定義が難しい情報系、と後方引用件数、サブク数が負に有意であった、化学・生物系と情報系は、従来技術ラスの推定結果から分類することができた。の延長線上に特許技術が進歩している分野と解釈できる。ま

特許審査期間は、負に有意であり、業種による差が認めた、機械系、電気系は、技術分野が拡散しながら特許技術られなかった。特許審査に関する変数（出願書類の修正と訂が進歩している分野と解釈できる。

正、無効審判、に関する有無、審査開始日、など）を変数としこの両方を組み合わせると、以下のように分類できる。て加えていないため、特許権侵害訴訟における侵害認定の・後方引用件数で負、サブクラス数で負となった化学・生物系

有無と特許審査過程との関係が明確ではない。しかし、特許・後方引用件数で負、サブクラス数で正となった機械系、審査期間が強く負に有意というのは、よりスムーズに特許審電気系査を受けた特許が侵害認定を受けやすいといえ、そのことか

・後方引用件数で正、サブクラス数で負となった情報系

ら、より技術範囲に関し明確な特許が訴訟に強い特許と判

この分類は、研究開発に関する経済分析の結果と近いも断することができる。のである。垂直的な研究ラインの化学・生物系、複数技術のTable 4 Estimation Result of 2005-2010
マクファーデンの決定係数=0.1245、対数尤度 = -141.91121 観測個数= 278
説明変数

推定値

標準偏差

前方引用件数
前方引用件数 （五件以下）
ダミー▲0.00420.0098▲0.14480.1635

特許請求項数

0.00510.0163

特許請求項数（六件以下）
ダミー▲0.1403

0.0540

後方引用件数

0.0989

後方引用件数（化学・生物）ダミー
後方引用件数（機械）ダミー
後方引用件数（電気）ダミー

Prob

説明変数

推定値

標準偏差

Prob

特許審査期間▲0.1156

0.0386***

サブクラス数▲0.2884

0.1110***

サブクラス数（化学・生物）ダミー▲0.1260

0.1203******

サブクラス数（機械）ダミー

0.3606

0.1121***0.4766ｓ***

サブクラス数（電気）ダミー0.41470.1480***▲0.1475

0.4830**申立手数料▲0.0206

0.0146▲0.15120.1289*定数項

0.2476

0. 2839▲0.1076

0.1597**

Prob: ***: <0.001 significance level, ** <0.05 significance level, *<0.1 significance level.
小数点第５位以下は切り捨て

Ⅴ．結論る案件ではなく、確定判決を実証分析の対象として事後確率を取り扱った。

この研究では、日本における特許権侵害訴訟のデータベ

知財高裁導入前に関する、特許権侵害訴訟の終局判決ースを作り、特許権侵害訴訟の実証分析を試みた。特許権を取り扱ったYuzuki(2010)では、先行研究と整合性の取れるに関する法と経済学分野を用いた実証分析は少なく、その推定結果となった一方、今回の推定では先行研究と異なる中で離散選択分析を用いて、米国における特許権侵害の事推定結果となった。ダミー変数に関しては、特許権登録者属

前 警 告 ・ 仮 処 分 の 発 生 確 率 を 取 り 扱 っ た Lanjouw and性によるダミー変数が有意であった推定結果となった

Schankerman (2001, 2004)をベンチマークにした。彼らが特Lanjouw and Schankerman(2001, 2004)、特許権登録者属性許権侵害訴訟の事前確率を取り扱ったのに対し、今回の分と特許技術分類属性をダミー変数として有意であった

析においては、特許権侵害訴訟の結果、それも上級審のあYuzuki(2009)と異なり、この研究では、特許技術分類属性を● 16-6 ●知財研紀要

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後方引用件数、サブクラスに関する先行研究と整合性が取れた結果、前方引用件数、請求項数における件数での切断の存在、訴訟規模に侵害認定結果が左右されないこと、特許審査期間と侵害認定との強い負の関係は、この研究における成果といえる。日本の特許侵害訴訟は、米国におけるLanjouw and Schankerman (2001, 2004)、Atkinson, Marcoand Turner (2009)などと異なり、特許権者の属性、裁判所の属性による推定結果に差が出なかったことは、日本の特徴といえる。そして、知財高裁設置法施行後に関しては、切断ダミーが有意だという点が、知財高裁設置法施行後前と大きく異なる点といえる。
一方、先行研究との整合性がとれない部分に関する点、そして特許侵害訴訟に関する事前確率と事後確率に関するより詳細な議論が、まだ残されている。特に、事前確率を日本で扱うには公開情報が乏しく現実的ではないため、無効審判と特許侵害訴訟を構造モデル化した分析が必要となる。
そして、Galasso and Schankerman (2010)での訴訟期間に関する推定は日本でも可能であることが判明したため、訴訟期間を変数として取り扱うことも可能であると考えられる。
特許権の経済分析はこれまで、イノベーションの成果としての実証分析が主であり、侵害訴訟に関しては、民事訴訟に関する理論モデルの拡張で止まっていた。この研究により一定の推定結果を示すことができた上、若干ながらも政策による推定結果の差を見いだせたことは、大きな成果であると考えられる。

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