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建設省所管 一般会計 物品増減及び現在額報告書 （65）

分類及び細分類	品目	昭和49年度末現在(A)	昭和50年度間減(B)	昭和50年度末現在(A±B)
増(a)	減(b)	差引(a-b)	価格改定による増又は減(円)
数(個)	価格(円)	数(個)	価格(円)	数(個)	価格(円)	数(個)	価格(円)	数(個)	価格(円)
6 試験及び測定機器	223	520,605,386	41	102,622,111	10	33,088,334	31	69,533,777	88,495,495	254	678,634,658
7 荷役運搬機器	2	1,810,000	1	7,024,100	0	0	1	7,024,100	0	3	8,834,100
8 産業機器	0	0	1	538,000	0	0	1	538,000	0	1	538,000
10 車両及び軌条	17	20,251,365	1	2,100,000	1	1,140,000	0	960,000	0	17	21,211,365
13 雑機器	58	131,673,675	16	53,514,100	8	8,619,500	8	44,894,600	2,111,200	66	178,679,475
不用品	1	500,000	6	3,800,000	0	0	6	3,800,000	0	7	4,300,000
6 試験及び測定機器	1	500,000	5	3,030,000	0	0	5	3,030,000	0	6	3,530,000
13 雑機器	0	0	1	770,000	0	0	1	770,000	0	1	770,000
建築研究所用品
備品	345	794,632,387	63	175,372,645	4	4,267,500	59	171,105,145	4,412,000	404	970,149,532
1 電気機器	1	680,000	0	0	0	0	0	0	0	1	680,000
2 通信機器	1	2,288,123	0	0	0	0	0	0	23,000	1	2,311,123
3 工作機器	3	4,300,250	1	1,070,240	0	0	1	1,070,240	0	4	5,370,490
5 土木機器	1	770,000	0	0	0	0	0	0	0	1	770,000
6 試験及び測定機器	307	730,665,444	54	160,114,505	3	3,365,000	51	156,749,505	4,383,800	358	891,798,749
7 荷役運搬機器	3	4,220,000	0	0	0	0	0	0	0	3	4,220,000
8 産業機器	7	13,300,110	0	0	0	0	0	0	0	7	13,300,110
10 車両及び軌条	5	10,660,320	0	0	0	0	0	0	0	5	10,660,320
13 雑機器	17	27,748,140	8	14,187,900	1	902,500	7	13,285,400	5,200	24	41,038,740
地方建設局庁用品	189	303,312,926	34	93,259,760	37	89,086,610	△	4,173,150	14,155,000	186	321,641,076
備品	187	301,792,926	32	89,884,760	34	85,056,610	△	4,828,150	14,155,000	185	320,776,076
1 電気機器	2	1,088,000	3	3,112,000	1	568,000	2	2,544,000	0	4	3,632,000
2 通信機器	35	63,728,065	5	10,220,000	7	10,568,500	△	2	348,500	0	33
5 土木機器	0	0	7	39,632,480	7	39,632,480	0	0	0	0	0
6 試験及び測定機器	40	82,029,581	1	650,000	4	6,623,940	△	5,973,940	14,155,000	37	90,210,641
10 車両及び軌条	91	128,926,280	14	34,227,780	14	26,673,690	0	7,554,090	0	91	136,480,370
（66）建設省所管 一般会計 物品増減及び現在額報告書

分類及び細分類	品目	昭和49年度末現在(A)	昭和50年度間減(B)	昭和50年度末現在(A±B)
増(a)	減(b)	差引(a-b)	価格改定による増又は減(円)
数(個)	価(円)	数(個)	価(円)	数(個)	価(円)	数(個)	価(円)
13 雑機器	19	26,021,000	2	2,042,500	1	990,000	1	1,052,500	0	20	27,073,500
不用品	2	1,520,000	2	3,375,000	3	4,030,000	△	655,000	0	1	865,000
2 通信機器	1	530,000	1	2,510,000	2	3,040,000	△	530,000	0	0	0
6 試験及び測定機器	0	0	1	865,000	0	0	1	865,000	0	1	865,000
13 雑機器	1	990,000	0	0	1	990,000	△	990,000	0	0	0
建設本部庁用品
備品
10 車両及び軌条	3	3,380,000	1	1,407,500	1	830,000	0	577,500	0	3	3,957,500
北海道開発庁用品
備品	7	6,131,479	1	1,400,000	0	0	1	1,400,000	0	8	7,531,479
2 通信機器	1	845,000	0	0	0	0	0	0	0	1	845,000
6 試験及び測定機器	2	1,311,479	0	0	0	0	0	0	0	2	1,311,479
13 雑機器	4	3,975,000	1	1,400,000	0	0	1	1,400,000	0	5	5,375,000
沖縄総合事務局開発建設部庁用品
備品	2	4,339,000	0	0	0	0	0	0	0	2	4,339,000
6 試験及び測定機器	1	3,039,000	0	0	0	0	0	0	0	1	3,039,000
10 車両及び軌条	1	1,300,000	0	0	0	0	0	0	0	1	1,300,000
合計	1,778	3,740,507,571	349	849,705,842	120	264,506,864	229	585,198,978	112,150,695	2,007	4,437,857,244
品目別内訳
1 電気機器	31	50,213,670	17	17,994,100	2	1,127,750	15	16,866,350	0	46	67,080,020
2 通信機器	291	532,764,110	33	67,570,100	16	24,720,133	17	42,849,967	327,100	308	575,941,177
3 工作機器	7	8,058,750	1	1,070,240	0	0	1	1,070,240	0	8	9,128,990
5 土木機器	16	30,550,430	11	50,129,453	14	51,451,080	△	3	1,321,627	0	13
6 試験及び測定機器	917	2,300,959,163	178	465,018,049	42	125,799,161	136	339,218,888	109,357,295	1,053	2,749,535,346
7 荷役運搬機器	5	6,030,000	1	7,024,100	0	0	1	7,024,100	0	6	13,054,100
8 産業機器	69	183,738,557	7	64,576,300	0	0	7	64,576,300	0	76	248,314,857
建設省所管 一般会計 物品増減及び現在額報告書 （67）

分類及び細分類	品目	昭和49年度末現在(A)	昭和50年度間減(B)	昭和50年度末現在(A±B)
増(a)	減(b)	差引(a-b)	価格改定による増又は減(円)
数(個)	価(円)	数(個)	価(円)	数(個)	価(円)	数(個)	価(円)
9 船舶用機器	1	557,620	0	0	0	0	0	0	0	1	557,620
10 車両及び軌条	292	340,681,345	41	71,342,000	33	48,159,490	8	23,182,510	349,900	300	364,213,755
13 雑機器	149	286,953,926	60	104,981,500	13	13,249,250	47	91,732,250	2,116,400	196	380,802,576
昭和50年度自治省所管一般会计物品增减及び現在額報告書
分類及び細分類	品目	昭和49年度末現在(A)	昭和50年度間增減(B)	昭和50年度末現在(A±B)
増(a)	減(b)	差引(a-b)	価格改定による増又は減(円)
数量(個)	価格(円)	数量(個)	価格(円)	数量(個)	価格(円)	数量(個)	価格(円)
自治本省
庁用品
備品	32	40,172,400	6	12,970,600	1	800,000	5	12,170,600	0	37	52,343,000
8産業機器	2	2,440,000	0	0	0	0	0	0	0	2	2,440,000
10車両及び軌条	21	26,063,500	1	3,729,000	1	800,000	0	2,929,000	0	21	28,992,500
13雑機器	9	11,668,900	5	9,241,600	0	0	5	9,241,600	0	14	20,910,500
消防庁
庁用品
備品	195	337,332,272	25	22,995,550	11	16,663,260	14	6,332,290	0	209	343,664,562
1電気機器	9	30,495,000	6	8,094,100	7	5,264,100	△1	2,830,000	0	8	33,325,000
2通信機器	18	18,100,800	0	0	0	0	0	0	0	18	18,100,800
3工作機器	6	7,730,000	0	0	0	0	0	0	0	6	7,730,000
6試験及び測定機器	99	187,814,268	13	11,430,600	2	2,234,000	11	9,196,600	0	110	197,010,868
7荷役運搬機器	1	865,000	0	0	0	0	0	0	0	1	865,000
8産業機器	10	7,834,829	6	3,470,850	0	0	6	3,470,850	0	16	11,305,679
10車両及び軌条	19	36,689,350	0	0	0	0	0	0	0	19	36,689,350
11医療機器	1	630,000	0	0	0	0	0	0	0	1	630,000
13雑機器	32	47,173,025	0	0	2	9,165,160	△2	9,165,160	0	30	38,007,865
合計	227	377,504,672	31	35,966,150	12	17,463,260	19	18,502,890	0	246	396,007,562
品目別内訳
1電気機器	9	30,495,000	6	8,094,100	7	5,264,100	△1	2,830,000	0	8	33,325,000
自治省所管 一般会計 物品増減及び現在額報告書 （69）

分類及び細分類	品目	昭和49年度末現在(A)	昭和50年度間減(B)	昭和50年度末現在(A±B)
増(a)	減(b)	差引(a-b)	価格改定による増又は減(円)
数(個)	価(円)	数(個)	価(円)	数(個)	価(円)	数(個)	価(円)
2 通信機器	18	18,100,800	0	0	0	0	0	0	0	18	18,100,800
3 工作機器	6	7,730,000	0	0	0	0	0	0	0	6	7,730,000
6 試験及び測定機器	99	187,814,268	13	11,430,600	2	2,234,000	11	9,196,600	0	110	197,010,868
7 荷役運搬機器	1	865,000	0	0	0	0	0	0	0	1	865,000
8 産業機器	12	10,274,829	6	3,470,850	0	0	6	3,470,850	0	18	13,745,679
10 車両及び軌条	40	62,752,850	1	3,729,000	1	800,000	0	2,929,000	0	40	65,681,850
11 医療機器	1	630,000	0	0	0	0	0	0	0	1	630,000
13 雑機器	41	58,841,925	5	9,241,600	2	9,165,160	3	76,440	0	44	58,918,365
# 維持年金平準化と特許のオプション価値 $ ^{*} $

山田 節夫**

## <要旨>

本稿の目的は、1998年に実施された維持年金の大幅改訂がどのような経済効果をもたらしたのかを実証的に明らかにすることにある。日本では、登録更新の際に特許権者に課される維持年金が頻繁に改訂されている。なかでも、1998年の料金改定では、登録期間が10～12年目以降の特許に適用される維持年金が平準化され、大幅な料金引下げが実施された。こうした改訂は、過去の日本や他の主要国の維持年金の構造と比較してかなり大胆な改訂であった。維持年金平準化は、特許権者の年金負担を軽減して研究開発のインセンティブを刺激する目的や、改正当時に増大の一途をたどっていた特許特別会計の黒字を抑制する目的を持っていた。特許権者に維持年金を課す制度は、経済厚生に大きく影響すると考えられているにも関わらず、日本ではこうした料金政策がどのような経済効果をもたらしたのかを実証的に検討した研究はほとんど行われていない。

一方、特許の登録更新を「コール・オプション」として捉え、確率的に変動する特許価値に対し、特許権者は将来の特許価値に関する予想を形成しながら登録更新を計画するという仮定に基づいた「特許オプションモデル」は、現実に観察される特許権の不規則な消滅率をよく再現することが知られている。そこで本稿では、日本の特許制度の特徴を考慮して構築した特許オプションモデルを「数値シミュレーションによる最尤法(simulated maximum likelihood method)」を用いて推計し、維持年金平準化の経済効果を検出した。その結果、維持年期平準化は、権利期間をある程度長期化させるが、特許のオプション価値にはほとんど影響しないことが明らかとなった。ただし、特許料収入に対しては相対的に大きな減少効果が認められた。

JEL Classification Number: O31, O32, O34

Key Words: 特許のオプション価値、維持年金、最適停止問題
# The Effects of Smoothing of the Renewal Fees on Patent Option Value

By Setsuo YAMADA

## Abstract

This paper aims to construct a patent option model suitable for the Japanese patent system, and then to explore empirically the economic effects caused by the significant revision of the Japanese patent maintenance fees in 1998. The revision of patent law in 1998 fundamentally changed the fee schedule so that payments peaked in ten to twelve year after patent registration, followed by a level off, which resulted in major fee reductions. This was a very bold change in the patent fee structure compared to historical structures of patent maintenance fees in Japan and other major countries. The leveling-off of patent maintenance fees was aimed to reduce cost burden on patent holders and to give incentives to their R&D activities. In addition, it served to contain the special patent account’s rising surplus. The simulation results based on the patent option model show that the introduction of the leveling-off maintenance fees enables the patent to hold the patent term longer, while minimizing the influence on the patent option value. However, it is confirmed to have a relatively substantial effect on reducing patent fee revenues.

JEL Classification Number: O31, O32, O34

Key Words: patent option value, renewal fees, optimal stopping problem
### 1. はじめに

本稿の目的は、日本の特許制度に則した特許オプションモデルを考案し、1998年に実施された維持年金の大幅改訂がどのような経済効果をもたらしたのかを実証的に明らかにすることにある。

特許制度は、発明創出に対するインセンティブを刺激する目的で、発明の創出者に排他的独占権を付与する。しかし他方で、排他的独占権の付与は後続発明の阻害や死荷重の発生をもたらし、経済厚生の損失を伴う。とくに、排他的独占権を付与する期間の長さ（特許の保護期間）は経済厚生に大きく影響する（Nordhaus（1969），Gilbert and Shapiro（1990），klemperer（1990））。そこで現代では、特許の保護期間に最適な制限を課す必要があると考えられている。

特許の保護期間に制限を課す方法には、「法定満了制度」と「登録更新制度」がある。主要国の特許制度ではこれら2つの制度が併用されている。日本を含む主要国の法定満了制度では、特許権の存続期間を出願日から20年と定めている。登録更新制度は、特許権者に登録更新料（日本ではこれを維持年金という）を定期的に課し、登録更新料が納付されなければ特許権の存続を認めないという制度である。主要国の登録更新制度では、登録期間が長くなるにつれて特許権者の金銭的負担が幾何級数的に増加するように料金体系が設計されている。

特許権者に登録更新料（維持年金）を課す合理的な根拠を理論的に模索した Cornelli and Schankerman（1999）は、企業（特許権者）のモラルハザード、およびパテントオフィスと企業の間に存在する情報の非対称性に着目した。彼らの理論モデルによると、高い潜在価値を持つ特許には長い保護期間を、そうでないものには短い保護期間を適用することが経済厚生の最大化を実現するので、最適な特許保護期間を設定するには、企業に発明の潜在価値を正確に申告させる必要がある。ところが、情報の非対称性が存在するとき、企業は特許保護の利益をできるだけ多く得られるように、発明の潜在価値を偽って過大に申告してしまう。そこで彼らは、登録期間が長くなるにつれて企業の金銭的負担が増加する登録更新料（維持年金）を課せば、パテントオフィスは企業に適切な保護期間を適用することができ、経済厚生の最大化が実現されると考えた。

日本では、「収支相償の原則」や出願人からの負担軽減の要請などにより、維持年金の改訂が頻繁に行われている。とくに1998年には、登録期間が10～12年目以降の特許に適用される維持年金が平準化され、大幅な料金引下げが実施された。主要国が依然として登録更新料を幾何級数的に増加させる構造を採用し続けていることを考えれば、1998年に実施された日本の維持年金平準化はかなり大胆な改訂であったといえよう。

ところが、維持年金に係わる制度設計は経済厚生に大きく影響すると考えられているにも関わらず（Cornelli and Schankerman（1999），Scotchmer（1999），Gans, King and Lampe（2004））、日本ではこうした料金政策がどのような経済効果をもたらしたのかを実証的に
検討した研究はほとんど行われていない。

一方、Pakes（1986）や Baudry and Dumont（2006）は、特許の登録更新を「コール・オプション」として捉え、確率的に変動する特許価値に対し、特許権者は将来の特許価値に関する予想を形成しながら登録更新を計画するという仮定に基づいた推計モデルを考案した。そして、そうした特許オプションモデルは現実に観察される特許権の消滅率の不規則な経時変化を比較的よく再現することが証明された。特許オプションモデルによれば、維持年金の構造が特許のオプション価値や権利存続期間などを規定する要因の1つとなっているので、制度変更の効果を検証するモデルとして最適であると考えられる。実際、Deng（2007）はPakes（1986）と同じ特許オプションモデルを用い、EPO（European Patent Office）設立による統一的特許制度への移行が、特許のオプション価値に与えた影響をシミュレーションによって明らかにし、EPO設立後の経済効果を検討している。

そこで本稿では、日本の特許制度に則した特許オプションモデルを構築し、維持年金平準化がもたらした経済効果を実証的に分析する。1998年の維持年金平準化は、特許権者の年金負担を軽減して研究開発のインセンティブを刺激する目的や、改正当時に増大の一途をたどっていた特許特別会計の黒字を抑制する目的を持っていた。しかし、特許オプションモデルによるシミュレーションの結果、維持年期平準化は、権利期間を長期化させるが、特許のオプション価値にはほとんど影響しないことが明らかとなった。ただし、特許料収入に対しては相対的に大きな減少効果が認められた。

### 2. 維持年金平準化の目的

日本では、登録更新の際に特許権者に課される維持年金が頻繁に改訂されている。なかでも、1998年6月1日の改訂は、登録後10～12年目以降の維持年金を平準化するという大幅な改訂であった。図2-1は、改訂前と改訂後の維持年金のプロファイルを観察したものである。維持年金の引下げ率は、登録後13～15年で50%、16～18年で75%、19～20年では87.5%にも及んでいる。こうした改訂の結果、日本の維持年金の構造は主要国の中でかなり特徴的なものとなった。図2-2は、日本、英国、ドイツ、フランス、中国の維持年金の構造を2010年について観察したものであるが、日本を除く主要国のすべては依然として登録期間とともに幾何級数的に年金負担を増加させる構造を採用し続けている $ ^{1} $ 。このように、1998年の維持年金平準化は、過去の日本や他の主要国の登録更新料の構造と比較してかなり大胆な改訂であったといえよう。

維持年金平準化の目的として、平成10年法律改正（平成10年法律第51号・特許法等の一部を改正する法律）の第6章では、「特許料は、財産権の付与に対する対価として徴収し
ており、その金額は特許法の目的である発明の奨励を考慮し政策的に決められているものであるが、特許料については、国内外から特に後年期の特許料が高いという多数の指摘をうけていたところである」とし、「現在、取得しているデータから、特許権を有する製品の利益曲線を予測すると、多くのケースでは最初の数年はあまり利益が出ないが、その後売れ始めると加速がつき利益が急速に増加しはじめ、10～13年目頃に利益の天井が来ると予想される」ので、登録後10～12年目以降の年金負担を軽減する必要があると指摘されている。すなわち、発明を奨励し研究開発のインセンティブを高めるためには、特許価値の経時的な変化から考えて、後年期の維持年金を平準化させることが効果的であると考えられており、その意味では一種の「プロパテント政策」が意図されていたといえよう。

図2－1 維持年金の平準化（1998年）

注） グラフは単項制に適用される維持年金

図2－2 主要国の維持年金（2010年）

資料）特許庁『特許行政年次報告書』
また、同改正理由では、特許権の早期権利化・実施が行われるようになってきており、出願・登録ラグが短縮されると維持年金の支払い期間が長期化するため、現行の維持年金の構造を維持したままでは、特許権者への年金負担が過大となる問題が顕在化してきている、とも指摘されている $ ^{2} $ 。さらに、「特許特別会計が収支相償のもとで運営できる歳入が、長期的に確保できる料金である」 $ ^{3} $ 必要性を指摘し、改正当時の大幅な特許特別会計における前年度余剰金の抑制も目的とされている $ ^{4} $ 。

ただし、後年期の維持年金の平準化はさまざまな経済効果を生む可能性があり、料金改定の帰結は必ずしも自明ではない。

第1に、10～12年目以降の維持年金平準化の「恩恵」を受ける特許はそれほど多くはない。日本の特許制度では、特許権の存続期間が出願日から20年間と定められているので、出願・登録ラグが長い特許ほど登録からの最大限可能な登録更新回数は減少する。維持年金平準化の恩恵は、権利設定からカウントして登録更新回数を13回以上 $ ^{5} $ 重ねることのできる特許に限定されるので、出願・登録ラグが7年以下の特許にしか料金改定の効果は及ばない。たとえば、1985年出願の登録特許についてみると、出願・登録ラグが7年以下の特許は、全体の32%に過ぎず、残りの68%の特許は平準化の影響を受けない。さらに、出願・登録ラグが短く、たとえ13回以上登録更新を重ねることのできる特許でも、現実には13回の登録更新を待たずに権利が消滅してしまうものも少なくない。

第2に、平準化の影響を受ける特許が限定的であったとしても、それらに対する特許価値増加効果は非常に大きいものなのかもしれない。それは、以下で述べるように、特許をオプションとして捉えたとき、平準化は単に維持年金の節約をもたらすだけでなく、登録更新確率を向上させ特許の期待価値自体を増加させる効果が存在するからである。また、後年期の維持年金平準化により、前年期の特許のオプション価値を高める効果も期待される。すなわち、出願・登録ラグが短く13回以上の更新機会が与えられてはいるものの、およそそこまでは更新を重ねる可能性の無い特許についても、維持年金平準化は特許のオプション価値を高める可能性がある（補論参照）。さらに、平成10年法律改正（平成10年法律第51号）で予見されたように、2001年10月1日より施行された審査請求期間の短縮（平成11年法律第41号・特許法の一部を改正する法律）等により、出願・登録ラグは著しく短期化しているので、維持年金平準化の恩恵を受ける可能性のある特許が大きく増加していることは間違いない。

第3に、維持年金の引下げは、必ずしも特許特別会計の歳入を減少させるとは限らない。
維持年金の引下げは、登録更新回数を増やす作用をするので年金収入を増大させる効果もある。したがって、維持年金の引下げという「価格効果」が登録更新回数増加という「数量効果」を凌駕していなければ、特許特別会計の歳入は減少しない。

このように、維持年金平準化の経済効果についてはさまざまな可能性が考えられので、料金改定の政策効果を評価するには、実証的な数量分析による他はない。1つの方法として、1998年前後における特許権者の行動変化を分析することにより、政策効果を評価する方法が考えられる。しかし、すべての特許の権利存続期間は権利満了日まで確認することができないし、登録更新回数の意思決定には非常に多くの要因が作用していると考えられる。そもそも、こうした事前・事後分析では、最も重要となる特許価値の変化を検出することができない。そこで本稿では、以下で説明する「特許オプションモデル」を推計し、維持年金平準化が特許のオプション価値・権利期間・年金収入に対して与えた影響をシミュレーションにより分析する。

### 3. 特許オプションモデル

Pakes（1986）や Baudry and Dumont（2006）では、特許保護のフロー価値に関する経時変化は、単調減少や単調増加、あるいは山型や谷型などある時点でピークやボトムを持つような決定論的な変動を示すものではなく、確率的な上昇・低下を繰り返し、こうしたプロセスが経時的に累積されて特許保護のフロー価値に関する時系列が形成されていくと考えられている $ ^{6} $ 。ここで、特許保護のフロー価値とは、特許保護が生み出す新たな価値で、特許保護がなければ、決して生じることがなかったであろうフロー価値を意味し（Schankerman（1998））、以下では単に「特許価値」と呼ぶ。

特許の取得により発明の内容は広く社会に公開されるが、発明の公開は補完的・代替的後続発明を促し、特許価値の経時的振る舞いを複雑なものにしていると考えられる。たとえば、補完的な後続技術は特許価値を高める要因となるし（good news）、代替的な後続発明はそれを低下させる要因となりやすい（bad news）。

また、企業の取得した特許権のすべてが実施されているわけではない。特許庁が平成14年度より毎年実施している「知的財産活動調査」の平成21年版によれば、国内で権利を取得した特許の47.6%が実施されているに過ぎず、残りの52.4%の特許は防衛目的などの未実施特許として権利が保有されている。実施されていない特許の価値は、実施されている特許よりも一層高い不確実性を有していると考えられるので、そうした特許の価値変動に決定論的な経時変化を想定するのはさらに難しい。

特許価値は確率的に変動し、特許権者は将来の特許価値に関する予想を形成しながら登
録更新を計画するという仮定に基づいて推計モデルを構築すると、現実に観察される特許権の消滅率の経時変化がかなりよく再現されることが知られている。これに対し、特許価値の経時変化を決定論的にとらえた場合、実際に観察される消滅率の不規則な変動はとうてい説明されない。実際、Pakes（1986）はフランス、イギリス、ドイツの特許権の消滅率データを用いて確率論的な登録更新モデルを推計し、そうしたモデルが良好な説明力を持つことを実証している。また、Baudry and Dumont（2006）は、Pakes（1986）のモデルを簡素化したモデルでも、フランスの特許権の不規則な消滅率の推移をうまく追跡できるとしている。

もし、日本においてもこうした登録更新モデルの有用性が実証され、特許価値が確率的な振る舞いを示すものなら、維持年金平準化の際に前提とされた「登録から10年後に特許価値（利益）は天井を向える」という仮定は必ずしも適切ではないことになり、後年期の年金負担を軽減しても特許価値を大きく向上させる効果は期待されない $ ^{7} $ 。そこで、日本においても確率論的な登録更新モデルの有用性を実証することが必要となるし、そうしたモデルが有用であるならば、料金改定に関するシミュレーションを通して政策評価を行うことも可能となる。ただし、日本の特許制度を考慮した特許オプションモデルを構築するためには、以下の点に配慮しなければならない。

第1は、出願・登録ラグの問題である。先行研究が推計の対象としたフランスでは出願・登録ラグが著しく短いが、日本では出願から登録に至るまでの期間が10年を超える特許も数多く、出願・登録ラグの分散も大きい。日本でもフランスでも特許権の存続期間は出願から20年と定められているが、日本では特許によって出願・登録ラグが著しく異なっているため、登録日から予定される権利満了日までの期間も著しく異なっている。すなわち、出願・登録ラグが長い特許ほど最大限可能な登録更新回数は減少する。

ある年に出願された登録特許について、登録年からデータをカウントすると、登録日から権利満了日までの期間が異なったデータが含まれてしまうため、消滅率のデータには特許権者の意思決定によって消滅したものと、権利満了日を迎え強制的に権利が消滅したものが混在してしまう。たとえば、出願・登録ラグが10年の特許は、登録から10年で強制的に権利が消滅してしまう。一方、出願・登録ラグが3年の特許は登録から17年後が権利満了年となるので、同じように登録から10年後に権利が消滅した特許でも、それらのすべては特許権者の意思決定によって権利が消滅したものとなる。

また、先行研究のように同じ出願年の特許の権利消滅データを出願時からカウントしたとしても、さらに、出願年は異なるが登録年の同じ特許の権利消滅データをカウントしたとしても、最大限可能な更新回数の異なった特許データが混在してしまうという問題が生
じることに変わりはない $ ^{8} $ 。このように、出願・登録ラグが諸外国より長くその分散も大きい日本では、特許オプションモデルを用いる際、先行研究のように同出願年の集計された権利消滅データを単純に用いるわけにはいかない。したがって、登録日から権利満了日までの期間の違いを考慮した推計モデルを構築しなければならない。

第2は、設定納付金制度の問題である。日本の特許制度では、1年ごとに登録更新の機会が与えられるが、特許権の登録に際してはあらかじめ3年分の維持年金を納付しなければならず、これを「設定納付金」と呼んでその後の維持年金とは区別している。設定納付金制度のもとでは、登録から3年間はたとえ特許価値が年金を下回ることがあっても、年金を未納とすることができず、権利の消滅はあり得ない。設定納付金は、維持年金の前払いという性質を持っているので、一種のサンク・コストとなり、登録更新回数が制約され特許のオプション価値を低める要因となる。したがって、推計モデルにおいても特許権者が年金未納というオプションを選択できない期間を設定しておかなければならない。

第3は、法定満了期間の問題である。かつての特許制度では、特許権の存続期間を公告日から15年、ただし出願日から20年を超えることはできない、としていたが、1995年の特許法の改訂で出願日から20年に一本化された。後に述べる理由で、本稿では1985年に出願された特許データを用いるので、法定満了期間について旧制度が適用されていたことになる。そのため、出願・公告ラグが4年以下のものは、公告日から15年が法定権利満了年となるので、出願からの最長権利期間は19年以下となってしまう。したがって、出願・登録ラグの問題とは別に、この点においても推計モデルは公告日から権利満了日までの期間の違いを取り扱えるように工夫されなければならない。

第4は、維持年金平準化の問題である。本稿で利用する期間の特許消滅データの中には、維持年金の平準化に直面した特許データが含まれてしまう。特許オプションモデルでは、出願時に入手できる維持年金の構造を所与として特許価値に関する予想が形成されるので、権利存続期間の途中で維持年金が改訂されると、特許価値の確率的な振る舞いを説明する構造パラメータの推計にバイアスが生じてしまう可能性がある。とくに、1998年に実施された維持年金の平準化は、10～12年以降の権利存続期間において、きわめて大きな維持年金の引き下げを意味するので、そうした期間における権利消滅データには無視できないイレギュラーが含まれていると考えられる。

そこで本稿では、これらの問題点に対処しうる推計モデルを以下のように工夫した。
### 4. 推計モデル

特許価値は「補償金請求権」 $ ^{9} $ により出願時（公開日）から発生するとし、その経時的な振る舞いは標準的なランダム・ウォーク（random walk）に従うと仮定する $ ^{10} $ 。

$$ \ln x_{_{t}}=\ln x_{_{0}}+\varepsilon_{_{1}}+\cdots+\varepsilon_{_{t}} $$

ここで、 $ \ln x_{t} $ は t 期における特許価値の対数値、 $ \ln x_{0} $ は出願時における特許価値の対数値を意味する。確率変数 $ \varepsilon $ は時間に関して独立で、

$$ \Pr[\varepsilon=g]=p\ ,\ Pr[\varepsilon=-g]=q\ ,p+q=1 $$

を満たす。g は 1 期間当りの特許価値の変化率、p は変化率 g で特許価値が上昇する確率（good news が起きる確率）、q はそれが下落する確率（bad news が起きる確率）を意味する。このとき、t 期における特許価値の実現値は、

$$ x\big(t,i_{t}\big)=x_{0}\exp\big\{\big(2i_{t}-t\big)g\big\}\quad,\quad i_{t}\in\big(0,1,\cdots,t\big) $$

と表される。 $ i_{t} $ は t 期における特許価値の上昇回数で、 $ 0\sim t $ の範囲の値をとる。t 期において上昇回数が $ i_{t} $ のとき、低下回数は $ t-i_{t} $ となる。たとえば、t 期までの上昇回数が t のとき特許価値の実現値は $ x(t,t)=x_{o}\exp(tg) $ となり、上昇回数がゼロのとき $ x(t,0)=x_{o}\exp(-tg) $ となる (Cox et al. (1979))。

特許価値の時系列が（1）式で表されるようなランダム・ウォークに従う時、特許価値の実現値 $ x(t,i_{t}) $ が生起する確率は、次の二項分布で表されることが知られている（Dixit and Pindyck（1994））。

$$ \Pr\big[x_{t}=x\big(t,i_{t}\big)\big]=\binom{t}{i_{t}}p^{i_{t}}q^{t-i_{t}} $$

特許権者は、出願時から将来におけるネットの特許価値（特許価値－維持年金）に関する予想を形成して各期の登録更新の意思決定を計画する。ただし、先の第2の問題点（設定納付金制度の問題）で指摘したように、設定納付金制度により登録後3年間の維持年金は前払いされるので、この期間における権利の消滅はあり得ない。また、出願から登録ま
での期間には維持年金は課されない。さらに、先の第1の問題点で指摘したように、出願・登録ラグの違いによって、登録年から最大限可能な登録更新回数は異なるし、適用される年金テーブルの範囲も異なる。したがって、出願・登録ラグ $ t^{*} $ によって特許のオプション価値の形成プロセスが差別化されなければならない。これらの点を考慮すれば、特許のオプション価値の系列 $ v_{i}^{*}(t,i) $ は次のよう表される $ ^{11} $ 。

$$ \nu_{t^{*}}\big(t,i_{t}\big)=\left\{\begin{aligned}&\max\Big\{x\big(t,i_{t}\big)-f_{t-t^{*}}\;,\;0\Big\}\quad&for\quad t=T\\&\max\Bigg\{x\big(t,i_{t}\big)-f_{t-t^{*}}+\frac{p\nu_{t^{*}}\big(t+1,i_{t}+1\big)+q\nu_{t^{*}}\big(t+1,i_{t}\big)}{1+\widetilde{r}_{t}}\;,\;0\Bigg\}\quad&for\quad t^{*}+3\leq t
る $ ^{12} $ 。出願時点における特許のオプション価値 $ v_{t}^{*}(0,0) $ は、第Ⅳステージから第Ⅰステージに向かって逐次代入を繰返し計算される。

次に、特許権者が登録更新の意思決定を行う場合は1、年金を未納とする場合は0となるバイナリー変数を次のように定義しよう。

$$ s_{_{t^{*}}}\big(t,i_{_{t}}\big)=\left\{\begin{aligned}&1if v_{_{t^{*}}}\big(t,i_{_{t}}\big)>0\\ &0if v_{_{t^{*}}}\big(t,i_{_{t}}\big)\leq0\end{aligned}\quad for\right.t^{*}+3\leq t\leq Tand t=0 $$

ただし、第Ⅰステージと第Ⅱステージにおいて特許権の消滅はあり得ないのでこのバイナリー変数は常に1となる。また、出願時（t=0）において特許のオプション価値が負の場合、そもそも特許出願は行われない。(6)式で定義されたバイナリー変数を用いれば、t期における登録更新確率 $ h(t) $ を次のように表すことができる。

$$ h_{_{t}^{*}}\big(t\big)=\begin{cases}s_{_{t}^{*}}\big(0,0\big)&\quad for\quad0\leq t
出願・登録ラグが $ t^{*} $ の特許で、t期に権利が消滅した特許数の観測値を $ n(t,t^{*}) $ と表せば、パラメータ $ x_{0},p,g $ を推計するための対数応度が、

$$ l_{_{t^{*}}}=\sum_{t=t^{*}+3}^{T+1}n\big(t,t^{*}\big)\ln\big\{z_{_{t^{*}}}\big(t\big)\big\} $$

と書ける。また、すべての特許出願に関する対数応用は、

$$ l\big(x_{0},p,g\big)=\sum_{t^{*}=t_{a}}^{t_{b}}\sum_{t=t^{*}+3}^{T+1}n\big(t,t^{*}\big)\ln\big\{z_{_{t^{*}}}\big(t\big)\big\} $$

となる。ここで、 $ t_{a} $ は最短の出願・登録ラグ、 $ t_{b} $ は最長の出願・登録ラグを意味する。ただし、（11）式を用いて構造パラメータを推計すると、先にみた第3・第4の問題（法定満了期間の問題・維持年金平準化の問題）が生じてしまう。これらの問題は次のようなセンサリング処理によって解決することができる。

特許権者は、登録設定から13回目以降の更新時に平準化された年金支払いに直面することになる。また、そうした特許は出願・登録ラグが $ T-12\geq t^{*} $ という条件を満たす特許に限定される。したがって、次の権利消滅データには構造パラメータを推計するうえで障害となる維持年金平準化によるイレギュラーが含まれている。

$$ n\Big(t^{*}+12+k,t^{*}\Big)\quad\text{for}T-12\geq t^{*}\text{and}0\leq k\leq T-12-t^{*} $$

もちろん、出願時点において制度変更があらかじめ予見されていれば問題はないが、本稿で利用する特許データの出願時点は1985年、維持年金平準化は1988年なので、1985年時点で13年後の制度変更が予見されていたとは考えにくい。そこで本稿では、そうした権利消滅データをセンサードデータ（censored data）とみなし、次のような対数尤度を設定する。

$$ \begin{aligned}l_{t^{*}}^{\prime}&=\sum_{t=t^{*}+3}^{t^{*}+11}n\Big(t,t^{*}\Big)\ln\Big\{z_{t^{*}}\big(t\big)\Big\}\\&\quad+\sum_{k=0}^{T-12-t^{*}}n\Big(t^{*}+12+k,t^{*}\Big)\ln\Biggl\{1-\sum_{t=t^{*}+3}^{t^{*}+11}z_{t^{*}}\big(t\big)\Biggr\}\quad&for t_{a}\leq t^{*}\leq T-12\\l_{t^{*}}&=\sum_{t=t^{*}+3}^{T+1}n\Big(t,t^{*}\Big)\ln\Big\{z_{t^{*}}\big(t\big)\Big\}\quad&for T-12
$$ l\big(x_{0},p,g\big)=\sum_{t^{*}=t_{a}}^{T-12}l_{t^{*}}^{\prime}+\sum_{t^{*}=T-11}^{t_{b}}l_{t^{*}} $$

となる。本稿では、数値シミュレーションによる最尤法（simulated maximum likelihood method）を用いて、（14）式の対数尤度を最大化する構造パラメータ $ x_{0}, p, g $ を推計する $ ^{13} $ （Pakes（1986）、Baudry and Dumont（2006））。

### 5. データ

先に示した特許オプションモデルを用いて構造パラメータを推計するためには、少なくともデータ観測時点から20年は遡及して、すべての特許データについて権利消滅情報を取得しなければならない。本稿では、整理標準化データ2010年第9回配布分に基づき、インテクストラ株式会社の“ストラビジョン”が1985年から検索した特許数値データを利用する。したがって、出願時点を1990年より前としてデータベースを構築する必要がある。また、本稿の推計モデルは改善多項制による複数クレームに対処できるようには設計されていないので、単項制時代に出願された特許データであることが望ましい。改善多項制が導入されたのは1988年なので、出願時点をそれ以前に遡及させなければならない。さらに、先に示した第4の問題があるので、データベースは1998年の年金平準化に直面していないデータができるだけ多くなるように構築しないと、センサードデータを増加させざるを得なくなり望ましくない。

こうした理由から、本稿では日本の主要産業（医薬、化学、電気、精密、機械、輸送）に属する東証1部上場企業512社が1985年に出願した登録特許データ4万1626件の各種経過情報を利用して推計を行う $ ^{14} $ 。だだし、分割出願による権利満了期間の違いに対処するため、データは出願日ではなく基準日に基づいて検索した $ ^{15} $ 。収集した経過情報は、出願日、基準日、公告日、登録日、権利消滅日、権利満了日、本権利抹消識別である。ここで、本権利抹消識別とは、権利消滅の事由を示したものであり、その事由には、存続期間満了、年金不納、付与後異議申立成立、無効審判請求確定、などがある。このうち、付与後異議申立成立と無効審判請求確定による事由で権利が消滅した特許については、特許権者の意思決定による権利消滅を意味しないので、データベースから除外した。

かつての日本の特許制度には異議申立制度が設けられており、異議申立期間は権利付与前に設定され、異議申立期間の初めを「公告日」と呼んでいた。そして、維持年金の支払
い期限はこの公告日からカウントされていた。ところが、1996年の権利付与後異議申立制度の導入に伴い、公告日は廃止され維持年金の支払い期限は登録日からカウントされるようになった。そのため、本稿で収集したデータには、公告日が刻まれているものとそうでないものが混在するので、公告日の刻まれていない特許については登録日から維持年金支払い期限をカウントし、正確に権利満了日までの期間を計算した。

先の第1の問題点で指摘したように、日本の場合、特許出願によって出願・登録（公告）ラグが大きく異なっている。本稿で収集した4万1626件のデータにおいて、最短の出願・登録（公告）ラグは2年、最長は18年であった。ただし、出願・登録（公告）ラグが2年の特許は48件、14年以上のものは62件と非常に数が少なく、十分な権利消滅情報が得られなかったので、これらの特許データは利用せず、出願・登録（公告）ラグが3～13年の4万1516件のデータを用いた。維持年金については、本稿のデータ期間中において、1993年改訂版の単項制適用の年金テーブルが最も利用頻度が高いと考えられるので、この年金テーブルを用いて推計を行った。割引率を計算するための利子率の条件付き期待値の系列は推計が困難なので、静学的期待を仮定して1985年における長期国債の利回りを用いた。

表5-1は、本稿で利用するデータベースの基本統計量を示したものである。本稿の特許オプションモデルでは、特許のオプション価値などが出願・登録ラグごとに推計される。出願・登録ラグの度数が最も多いのは、それが9年の特許で、全登録特許の25.9%を占めている。出願・登録ラグが1年長期化するにつれ、登録年から権利満了年までの期間が1年短縮されるが、出願・登録ラグが3年と4年の特許は、旧制度により、いずれも15年が法定権利満了期間となる。平均登録期間は、出願・登録ラグが長期化するにつれ低下する。たとえば、出願・登録ラグが3年の特許の平均登録期間は11.9年であるが、それが13年の特許は6.1年にすぎない。

表 5－1 データベースの基本統計量

公告・登録年	出願年_公告・登録ラグ(年)	登録特許数(件)	ウェイト(%)	登録年・公告年から権利満了年までの期間(年)	平均登録期間(年)	センサリング処理の有無	法定権利満了期間
1988	3	350	0.843	15	11.920	有	公告日から15年
1989	4	890	2.144	15	11.202	有
1990	5	1928	4.644	15	10.182	有
1991	6	4435	10.683	14	9.666	有
1992	7	5600	13.489	13	9.187	有
1993	8	8070	19.438	12	8.584	無	出願日から20年
1994	9	10754	25.903	11	8.162	無
1995	10	6367	15.336	10	7.900	無
1996	11	2296	5.530	9	7.426	無
1997	12	691	1.664	8	6.964	無
1998	13	135	0.325	7	6.141	無

资料）“StraVision”

注）1985年出願，登錄特許総数は41516件.
## 6 ．推計結果とシミュレーションの結果

表 6-1 は、先の対数尤度（14）式を最大化するパラメータの組合せを推計した結果を示したものである。特許価値の1期間当りの上昇確率は$p=0.6538$、特許価値の1期間当りの上昇・下落率は$g=0.5308$と推計された。フランスのデータを用いた先行研究のBaudry and Dumont（2006）は、$p=0.486731$、$g=0.252756$と推計しているので、日本の推計結果は先行研究より高いものとなっている。これは、権利が法定満了年まで存続する特許の割合を示す満期率がフランスより日本の方が高いことなどによると考えられる。先行研究によるとフランスの満期率は8％程度に過ぎないが、日本の場合、出願・登録ラグによる加重平均で30％を超えている（32.416%）。

表6－1 特許オプションモデルの推計結果

p	0.6538	(0.08189)
g	0.5308	(0.12016)
x_{0}	9384.62	(31.694)
log likelihood	-83119.82
E[ $ \ln x_{t}-\ln x_{t-1} $ ]	0.16327
S[ $ \ln x_{t}-\ln x_{t-1} $ ]	0.50506
平均オプション価値(円)	3,210,000
権利減率に関するMSE	平均登録期間(年)
0.00025	実績値	推計値	乖離率(%)
8.440	8.154	-3.398

注） $ E[\ln x_{t}-\ln x_{t-1}] $ は特許価値の平均成長率， $ S[\ln x_{t}-\ln x_{t-1}] $ は標準偏差を意味する。MSEは平均二乗誤差。（）内は推定量の標準誤差。

推計された構造パラメータから特許価値の期待上昇率を計算すると0.163（先行研究では0.08）、標準偏差は0.51となった。また、出願時における特許価値（特許保護のフロー価値） $ x_{0} $ は9384.62円と推計され、特許のオプション価値（特許保護のストック価値）は出願・登録ラグによる加重平均で321万円と推計された $ ^{16} $ 。

次に、本稿の特許オプションモデルの権利消滅率に関する再現力をみてみよう。現実に
観察されたデータから、出願・登録ラグのウェイトで加重平均した平均登録期間は8.440年、モデルが再現した平均登録期間は8.154年であったので両者の乖離は非常に小さい（乖離率−3.398%）。図6-1は、出願・登録ラグごとに、現実に観察された特許権の消滅率とモデルが再現した消滅率を比較したものである。出願・登録ラグが3年（1988年登録）や4年の（1989年登録）ケースでは、後年期に大幅な過小推計がみられるが、それ以外は先行研究と遜色なく、概ね現実の不規則な消滅率をうまく追跡しているといえよう。これらの推計結果から、特許価値は日本においても確率的な振る舞いを示す可能性の高いことが示唆される。

図6－1 特許権消滅率の推計値（破線）と現実値（実線）