Silviase/jgov_v1.4_full_ann huggingface dataset:
集中度の間には負の有意な相関があるが，景気の収縮期にはおおむね相関はなかった。ただし，石油ショック直後の景気収縮期（49/48期）に低成長の階層で，景気拡大期の51/49期に高成長の階層でそれぞれ正の有意な相関があった。ただし，景気の拡張期における負の有意性は全品目のそれよりもおおむね小さかった。

グラフ13によって各階層ごとの平均価格の動向をみると高成長ほど価格の上昇が小さかった。

景気の拡張期における成長率水準別階層の価格変化倍率と生産集中度との間の負の有意性は全品目のそれに比較して若干小さくなる。これは成長率の水準によって区分したために，それぞれの階層の中での品目ごとの成長率の差が小さくなり，成長による価格の抑制効果の差が少さくなったことと関連があろう。

注7．50年/35年期において生産集中度と成長率との間の相関係数は0.2063であり，48年/38年期において成長率と価格変化倍率との間の決定係数は0.2329である。

## I V 多重回帰分析モデルのスペシフィケーション

## 1 モデルの選定のための検討

## (1) はじめに

価格変動要因についての実証分析が米国を始めとする諸外国で数多くの実績があることは周知のとおりである。生産集中度が価格変化倍率に与える効果，あるいは管理インフレーション仮説についての数多くの実証分析が行われてきた。しかし同じデータ・ソースを用いて，類似の手法によって同じ理論に基づいて行われた研究が，往々にして正反対のテスト結果を報告している。このような差異はこの種の研究がデータの統計処理がやっかいなことからくるバイアスのみならず，採用するモデルのスペシフィケーションの相違に起因することが多いとされている。

本研究では出来るかぎり精度の高い計測を行うため，モデルのスペシフィケーションを行うにあたり費用変数のウェイト付けについて検討を行う。

## (２) 費用変数のウェイト付けについて

研究者による分析結果の相違は，データ処理等に起因するものを除けば，多くは費用変数にウェイト付けをしていないワイス型モデルを選定したが，費用変数にウェイト付けをしたダルトン型モデルを選定したかによって生ずるものと考えられる。ダルトンのモデルが理論的スペシフィケーションに合致すると考えるが，二つのモデルによって，生産集中度の係数（t - 值）にどのような差違が生ずるか試算を行った。

イ）費用変動のウェイト付けの理論

ダトルン〔9〕は，1973年に費用変数にウェイト付けをすることによってワイスの開発した価格変動決定要因分析モデルに修正を加えた。彼のモデルはそれぞれの産業の価格変化倍率を費用要因と需給要因の変化倍率および生産集中度の水準によって説明するものであるが，費用変数にウェイト付けをした点以外は基本的にワイス・モデルのスペシフィケーションと変らない。

しかし，彼のこの小さな修正は，この種のモデルのスペシフィケーションの理論性を精緻なものとした。

ダルトンのモデルは次の函数を産業間のクロスセクションによる回帰分析によって解くものである。

$$ \begin{aligned}P(i)&=f(WMC(i)\text{,}WLC(i)\text{,}\overset{\circ}{Q}(i),\\&\quad Loc\text{,}CR(i))\text{( 第 3 式 )}\\P(i)&=f(WMC(i)\text{,}WW(i)\text{,},\\&\quad Loc\text{,}CR(i))\text{( 第 4 式 )}\end{aligned} $$

ただし, P: 価格変化倍率

WMC: 单位原材料費変化倍率（ウェイト付）
WLC：単位労働費変化倍率（ウェイト付）

WW: 賃金率変化倍率（ウェイト付）

Q : 產出高变化倍率

$$ \begin{array}{c}Loc: 地域 ダミー \text{—}(1,0 ダミ \\ \text{—})\end{array} $$

CR：四社生產集中度

ダルトンの論理はこうである。ワイス〔7〕は1966年に価格変動の決定要因についての包括的モデルを開発し，この種の研究の推進の端緒となったが，彼は費用変数にウェイト付けをしなかった。したがって彼のモデルのスペシフィケーションでは各費用変数のウェイトを同一のものとして計測することになる。こういう状況は理論的スペシフィケーションと合致しない。何故なら現実には産業によって，それぞれの費目ごとの重要度は異っているものであり，重要度の大きい投入要素の単位当り費用の増加はそれほど重要でない要素の増加よりも価格に与える影響が大きいと考えられるからである。例えば二つの企業の単位当り労働費がそれぞれ10％増加したとしよう。これらの企業にとって原価合計（資本に還元される利益を含む）に占める労働費用の割合がそれぞれ60％と10％であったとすると，単位当り労働費の変化は二番目の企業よりも一番目の企業の価格に大きい影響を与えるであろう。

このような主張からダルトンは費用要因を構成する費用変数にそれぞれの貢献度にしたがってウェイト付けすることによってワイス・モデルのスペシフィケーションに改良を加えた。

## ロ）ダルトンとワイスのモデルによる生産集中度の係数（t - 值）の差

モデルの選定による回帰分析結果の相違は生産集中度の係数の付号とt-値の大きさの違いに表れる。これは生産集中度が価格変化倍率に及ぼす効果についての指標となるので軽視できない。一般にダルトンのモデルを選定すると，生産集中度のt-値は正の方向にシフトする。これはワイスが，1958年～63年について生産集中度の効果が負でかつ有意でないとしたのを，後でダルトンが正で，有意であることを発見したことが証明している。とりもなおさず，このような計測結果の差はダルトンが費用変数にウェイト付けをしたことに起因する。この件につき検討を進めよう。

第9表はワイスとダルトンの二つのモデルによって試算した生産集中度の係数（t - 值）である。ワイスのモデルで生産集中度の係数の付号が正であるけれどもt - 值が有意でなかったところが，正で有意になったり（37/36期），負で有意であったところが，付号は変らないが有意でなくなったり（39/37期），一般にt - 值が正の方向にシフトする。

ダルトンのモデルでは生産集中度は生産物－単位当りの利益（資本に還元される利益）の変化倍率の代理変数として用いられる。資本に還元される利益は出荷額から原材料費と労働費の二つの費用を差し引いた残差と等しい。資本に還元される利益のウェイトは二つの費用変数にウェイト付けすることによってインプリシットに定まる。即ちダルトンのモデルでは，二つの費用変数，資本に還元される利益変化倍率（代理変数として生産集中度が用いられるが）は共にウェイト付けされており理論的スペシフィケーションに合致する。

ワイスのモデルでは費用変数にウェイト付けをしないので，二つの費用変数と資本に還元される利益変化倍率のウェイトはそれぞれ1として計測される。しかし生産集中度の高い産業の生産物一単位当りの資本は，生産集中度の低い産業の
第9表 モデル別決定係数と生産集中度の t - 值比較

期間(年)	単相関モデル ディポウトウ イシ・セルデ ンモデル	ワイス・モ デル (第6式)	費用変数 合 算 式	ダルトン・ モデル (第3式)	サンプル数	備 考
1	37/36	- 0.0161 (- 0.14)	0.3250 (0.30)	0.3076 (0.34)	0.5199 (1.96)	68	Down
2	39/37	0.1904 (- 3.98)	0.5527 (- 1.03)	0.5412 (- 1.11)	0.5161 (- 0.18)	64	Up
3	40/39	- 0.0133 (0.25)	0.5274 (- 0.69)	0.5579 (- 0.71)	0.4221 (2.20)	72	Down
4	45/40	0.1151 (- 4.04)	0.6666 (- 2.26)	0.6342 (- 2.56)	0.6160 (- 1.33)	119	Up
5	46/45	- 0.0020 (0.85)	0.4565 (0.48)	0.4729 (0.40)	0.5571 (1.42)	140	Down
6	48/46	0.2127 (- 6.38)	0.7738 (- 3.06)	0.7852 (- 2.90)	0.7415 (- 2.94)	148	Up
7	49/48	- 0.0062 (0.31)	0.7655 (- 1.22)	0.7782 (- 1.29)	0.6985 (0.08)	148	Down
8	51/49	0.0200 (1.99)	0.7169 (1.97)	0.7494 (2.80)	0.6389 (2.82)	147	Up

（注）1．単相関モデルは価格変化倍率と生産集中度を産業間クロスセクションによって回帰分析を行ったものである。

2. ワイス・モデル（第6式）は次式を産業間クロスセクション回帰によって解くものである。

$ P(i) = f(UMC(i), ULC(i), Q(i), CR(i)) $

P : 価格変化倍率

UMC : 単位原材料費変化倍率 (ウェイト付けをしていない)

ULC : 単位労働費変化倍率 (ウェイト付けをしていない)

$ ^{\circ} $ Q : 産出高変化倍率

CR : 四社生産集中度

i : 産業

3. 費用変数合算式は次式による。

$$ P(i)=f(UCO(i)\quad,\quad Q(i)\quad,\quad CR(i)) $$

UCO：単位費用合計（原材料費 + 労働費）変化倍率（ウェイト付けをしていない）

4.（　）の中は四社生産集中度の t - 值

それよりも相対的に大きく，また出荷額に対する資本のウェイトは生産集中度が高いほど高いのが一般的であり，労働のウェイトは生産集中度が高いほど低いのが一般である。したがってワイスのモデルでは生産集中度の高い産業の資本に還元される利益のウェイトを過少に計測し，反対に生産集中度の低い産業ではそれを過大に計測することになる。これがワイスのモデルによって計測される生産集中度の係数およびt-値がダルトンのモデルによるそれと比較して負の方向にシフトする主な原因であるう。なおこの件についてはラストガーテン〔22〕の指摘がある。

なお，ワイスのモデルで用いた単位原材料費変化倍率と単位労働費変化倍率の二つの費用変数にウェイト付けする代りに，それ等の費用を合算した単位費用合計の変化倍率を用いたモデル（費用変数合算式：第9表注3）によって計測を行うと，生産集中度の係数とt-値は，ワイスのモデルによる計測結果と殆ど差がない（第9表）。

したがって原材料費と労働費についての二つの費用変数の間の重要度の相違
は，生産集中度の係数とt - 值に通常大きい効果を与えるものでないことがわかる。

2 モデルのスペシフィケーション

(1) 一定期間の価格変化倍率の定義式

一定期間の価格の変化倍率は次のような式に表わすことができる（Lustgarten〔22〕による）。

$$ \begin{aligned}\frac{P^{1}}{P^{0}}&=\frac{\pi^{1}}{\pi^{0}}\cdot\frac{(\pi^{0}K^{0})}{VS^{0}}\cdot\left(\frac{K^{1}}{K^{0}}\bigg/\frac{Q^{1}}{Q^{0}}\right)\\&\quad+\frac{MC^{0}}{VS^{0}}\cdot\left(\frac{MC^{1}}{MC^{0}}\bigg/\frac{Q^{1}}{Q^{0}}\right)+\frac{WS^{0}}{VS^{0}}\\&\quad\left(\frac{WS^{1}}{WS^{0}}\bigg/\frac{Q^{1}}{Q^{0}}\right)\end{aligned} $$

ただし, Pt: t期の価格

にたひ, Pt. t期の価格

$ MC_{t} $ : t期に使用される原材料費

$ WS_{t} $ : t期に支払われる労働費総額

$ Q_{t} $ : t期の産出高

$ VS_{t} $ : t期の名目産出額

$ K_{t} $ : t期の減価償却前の使用総資本として定義される資本

$ \pi $ : 資本が上記のように定義されるとき, 利息支払前で, 減価償却前の稼得として定義される使用総資本還元率。

方程式イ)は, 価格変化倍率のいくつかの構成要素に分割できる。

還元率の変化倍率： $ \left(\pi^{1}/\pi^{0}\right) $

单位原材料变化倍率： $ \left(\frac{MC^{1}}{MC^{0}}\right)/\frac{Q^{1}}{Q^{0}} $

单位劳動費變化倍率： $ \left(\frac{WS^{1}}{WS^{0}}/\frac{Q^{1}}{Q^{0}}\right) $

单位资本费变化倍率： $ \left(\frac{K^{1}}{K^{0}}/\frac{Q^{1}}{Q^{0}}\right) $

それぞれの単位原価は基準年の出荷額の割合によってウェイトされている。

資本ウェイト： $ \left(\frac{\pi^{0}K^{0}}{VS^{0}}\right) $

原材料費ウェイト： $ \left(\frac{MC^{0}}{VS^{0}}\right) $

労働費ウェイト : $ \left(\frac{WS^{0}}{VS^{0}}\right) $

(2) ダルトンのモデル（第3式）

ダルトンのモデルは，一定期間の価格変化倍率を，費用要因および需給状況の変化倍率，生産集中度を説明変数として産業間のクロスセクション回帰分析によって解くものである。

$$ \begin{aligned}\boldsymbol{P}(i)&=f(WMC(i),\quad WLC(i),\quad\stackrel{\circ}{Q}(i),\\&\quad CR(i)) ダルトン ( 第 3 式 )\end{aligned} $$

P: 価格変化倍率

WMC：単位原材料費変化倍率（ウェイト付）

WLC：単位労働費変化倍率（ウェイト付）

Q：產出高变化倍率

CR：四社生產集中度

なお，ダルトンのモデル（第3式）は，方程式イ）を基本として，生産物一単位当りの利益（資本に還元される利益）変化倍率（ウェイト付） $ \left(\frac{\pi^{1}}{\pi^{0}}\cdot\frac{\pi^{0}K^{0}}{VS^{0}}\cdot\frac{K^{1}}{K^{0}}\bigg/\frac{Q^{1}}{Q^{0}}\right) $ の代理変数として生産集中度（CR）を用い，需給状況の変化の指標として産出高変化倍率（Q）を説明変数として新たに加え，産業間のクロスセクション回帰分析によって解くものである。

なお，ダルトン〔16〕のモデルでは，地域ダミーが用いられているが，日本の場合，卸売物価指数のうち地域商品はごくまれなので，本研究では地域ダミーは用いなかった。

ガルブレイズとアクリを創始とするラグおよびキャッチアップ理論によると，使用総資本還元率の変化倍率（$\pi^{1}/\pi^{0}$）は，生産集中度の高い産業ではラグ期間においては相対的に低いであろうし，キャッチアップ期間には相対的に高いことを想定する。それ故に，生産集中度はラグ期間の計測では負の符号を持つであろうし，キャッチアップ期間には正の付号をもつはずである。
なお，産出高変化倍率（Q）は，需給状況の変化の指標として用いられてきたが，むしろ成長率とみなすべきであろう。産出高の変化は，需要と供給のバランスによって定まるものである。産出高変化倍率は価格変化倍率との間に通常，負の有意な相関があり，これは期待した需要の効果に反するものである。

（3）ダルトンのモデル（第3式）の変形式

ダルトンのモデル（第3式）の産出高変化倍率の（Q）の代りに製品在庫率変化倍率（S/VS）を用いるとダルトン（第3式）変形1，労働生産性変化倍率（LP）を用いるとダルトン（第3式）変形2を得る。

$$ \begin{aligned}P(i)&=f(WMC(i)\ ,WLC(i)\ ,\\&\quad S/VS(i)\ ,CR(i))\\&\quad ダルトン ( 第 3 式 ) 变形 1\\P(i)&=f(WMC(i)\ ,WLC(i)\ ,\\&\quad LP(i)\ ,CR(i))\\&\quad ダルトン ( 第 3 式 ) 变形 2\end{aligned} $$

製品在庫率変化倍率（S/VS）は，需給状況の変化の指標として用いるものである。製品在庫率は，一時点における在庫額を売上高で割った比率であるが，一般に景気の収縮期には売上高の伸びが鈍化し，在庫が増大することから増加し，拡張期にはこの逆の逆の現象がおこって低下する。したがって製品在庫変化倍率（S/VS）は価格変化倍率と負の相関が予想される。労働生産性の上昇は単位労働費の低下をもたらすはずであり，したがって労働生産性変化倍率（LP）は価格変化倍率と負の相関があろう。

（４）単位資本経費の変化倍率を用いたモデル（K1式）

ダルトン（第3式）の産出高変化倍率（Q）の代りに，単位資本経費変化倍率（WKO）と製品在庫率変化倍率（S/VS）を用ると，K1式を得る。

$$ \begin{aligned}P(i)&=f(WMC(i)\text{,}WLC(i)\text{,}\\&\quad WKO(i)\text{,}S/VS(i)\text{,}CR(i))K1 式 \end{aligned} $$

単位資本経費変化倍率（ウェイト付）：

$$ \begin{aligned}WKO=&\left(\frac{KO^{0}\times R^{0}+SY^{0}}{VS^{0}}\right)\\&\times\left(\frac{KO^{1}\times R^{1}+SY^{1}}{KO^{0}\times R^{0}+SY^{0}}\right)\Bigg/\frac{Q^{1}}{Q^{0}}\end{aligned} $$

t期における有形固定資産（工業統計表）： $ KO^{t} $

t期における平均利子率（事業債（A格債）の利回りによる）： $ R^{t} $

t期における減価償却費および除却費（工業統計表）： $ SY^{t} $

単位資本経費のウェイト：

$$ \left(\frac{KO^{0}\times R^{0}+SY^{0}}{VS^{0}}\right) $$

t期における製造品出荷額： $ V S^{t} $

単位資本経費変化倍率（WKO）は，通常，企業会計で，損金として処理される支払金利と減価償却・除却費の変化倍率推計するものである。

産業ごとの支払利息についてのデータが得られないので，企業が有型固定資産残高の額だけ純借入金があるという前提で計算する。

したがってK1式では,生産集中度(CR)は,企業会計で税引前利益の変化倍率の代理変数としての働きをする。

## （５）技術水準等を考慮したモデル

技術水準の代理変数として事業所当りの特許件数を，構造変化の代理変数として事業所当り有形固定資産残高の変化倍率を説明変数に加えた。

$$ \begin{aligned}P(i)&=f(WMC(i)\text{,}WLC(i)\text{,}\stackrel{\circ}{Q}(i)\text{,}\\&\quad\stackrel{\circ}{K}/E(i)\text{,}PAT/E(i)\text{,}CR(i))\\PAT/E&: 事業所当りの特許保有件数 \\&(45 年 )\\\stackrel{\circ}{K}/E&: 事業所当り有形固定資産残高 \\& の变化倍率 \end{aligned} $$

(6) ラストガーテン〔22〕のモデル

使用総資本還元率の変化倍率（ $ \pi_{1}/\pi_{0} $ ）に直接的に焦点を合わせることをねらって，
方程式の両辺から費用変数を控除し，残差と生産集中度を回帰さす方法である。他の多くのスペシフイケーションでは，生産集中度が価格変化倍率に及ぼす影響は，生産集中度を独立変数とし，これと価格変動を決定する他の総ての決定要素を含めてテストされてきた。ここでは前記の一定期間の価格変化の定義式（1）の両辺からこの方程式の数学式を破壊しないで控除しうる単位労働費と単位原材料費の変化倍率を控除する。

$$ \frac{P^{1}}{P^{0}}-\left(\frac{M C^{1}+W S^{1}}{V S^{0}}/\frac{Q^{1}}{Q^{0}}\right)=\frac{\pi^{1}}{\pi^{0}}\cdot $$

$$ \frac{\pi^{0}K^{0}}{V S^{0}}\cdot\frac{K^{1}}{K^{0}}/\frac{Q^{1}}{Q^{0}} $$

使用総資本還元率の変化倍率（ $ \pi_{1}/\pi_{0} $ ）が生産集中度 $ \left(\frac{\pi_{1}}{\pi_{0}}=CR\right) $ とであることを許容しつつ，2式の両辺の $ \log $ をとると次式を得る。

$$ \begin{aligned}&\log\left(\frac{P^{1}}{P^{0}}-\frac{MC^{1}+WS^{1}}{VS^{0}}/\frac{Q^{1}}{Q^{0}}\right)=\alpha\mathrm{log}CR\\ &\quad+log\left(\frac{K^{1}}{K^{0}}\right)+log\left(\frac{\pi^{0}K^{0}}{VS^{0}}\right)-log\left(\frac{Q^{1}}{Q^{0}}\right)\\ \end{aligned} $$

方程式(3)は次のように函数に整理できる。

$ \log(P(i)-\text{weighted cost})= $

$ f(\alpha \log CR(i), \log K(i), \log UPC^{0}, \log Q(i)) $ ..... (4)

ウェイトされた単位費用の変化倍率

(weighted cost): $ \frac{MC^{1} + WS^{1}}{VS^{0}} / \frac{Q^{1}}{Q^{0}} $

資本のウェイト ( $ UPC^{0} $ ): $ \frac{\pi^{0}K^{0}}{VS^{0}} = 1 $

$ -\frac{MC^{0} + WS^{0}}{VS} $

函数（4）を産業間のクロスセリションによる回帰分析によって解くと $ \log CR $ の係数は $ \alpha $ の推定値として得られる。

このモデルの特徴は技術革新による資本係数の変化をフォローできる点にある。ダルトン型の静態的理論モデルでは，生産集中度は製品一単位当りの利益の変化倍率

$ \left(\frac{\pi^{1}}{\pi^{0}}\cdot\frac{\pi^{0}K^{0}}{VS^{0}}\cdot\frac{K^{1}}{K^{0}}/\frac{Q^{1}}{Q^{0}}\right) $ の代理変数と

して用いられているが，単位当り使用総資本の変化倍率については考慮されていない。しかしラストガーテンのモデルでは単位当り使用総資本変化倍率 $ \left(\frac{\pi^{0}K^{0}}{VS^{0}}\cdot\frac{K^{1}}{K^{0}}\right) $ を変数に採用し，かつ生産集中度

は使用総資本還元率の変化倍率 $ \left(\pi_{1}/\pi_{0}\right) $ の代理変数として計測される。技術革新によって資本係数に変化があったとき，このモデルによる計測とダルトン型モデルによる計測では次のような差ができよう。

生産集中度の高い産業に属する企業で技術革新が行われ，同一の資本で二倍の生産量があげられるようになったと仮定しよう。このとき一生産物当りの資本は1/2ですむことになる。価格の変更をしないと

使用総資本還元率の変化倍率 $ \left(\frac{\pi_{1}}{\pi_{0}}\right) $ は2倍となる。しかしこの産業が競争的で，新規の潜在的参入の可能性があり，この企業が使用総資本還元率をもとの水準に落るまで引下げたとしてもこの企業にとって損失はない。

このような状況のとき，ラストガーテンのモデルによる計測では，生産集中度は使用総資本還元率の変化倍率 $ \left(\frac{\pi_{1}}{\pi_{0}}\right) $ の代理変数として加えられているので，価格変化倍率に与える生産集中度の効果は有意でないであろう。

しかしダルトン型のモデルでは単位当り使用総資本の変化を考慮せず，生産集中度は一生産物当りの利益の変化倍率の代理変数として加えられているので，価格変化倍率に与える生産集中度の効果は負で有意な値が計測されよう。
(变数一覧表)

P : 卸壳物価变化倍率

$$ P=\frac{WPI^{1}}{WPI^{0}} $$

WPI は卸売物価指数

CR : 四社生産集中度

UMC：単位原材料費変化倍率（ウェイトなし）

$$ UMC=\frac{M\ C^{1}+I\ C\ D^{1}}{Q^{1}}/\frac{M\ C^{0}+I\ C\ D^{0}}{Q^{0}} $$

MCは原材料使用総額（工業統計表）

ICDは製造品出荷額等に含まれる内国消費税（工業統計表）

$ Q^{t} $ は製造品等産出高（実質）， $ Q^{t}=VS^{t}/WPI^{t} $ ，ただしVSは製造品出荷額等（名目）（工業統計表）

ULC：単位労働費変化倍率（ウェイトなし）

$$ ULC=\frac{WS^{1}}{Q^{1}}/\frac{WS^{0}}{Q^{0}} $$

WS は現金給与支給総額（工業統計表）

LP ：労働生産性変化倍率

$$ LP=\frac{Q^{1}}{L^{1}}/\frac{Q^{0}}{L^{0}} $$

Lは生産労働者数合計（工業統計表）

LC：賃金率変化倍率

$$ LC=\frac{WS^{1}}{L^{1}}/\frac{WS^{0}}{L^{0}} $$

Q：產出高變化倍率

$$ \stackrel{\circ}{Q}=\frac{V S^{1}}{W P I^{1}}/\frac{V S^{0}}{W P I^{0}} $$

S / VS : 製品在庫変化倍率

$$ S/VS=\frac{S^{1}}{VS^{1}}/\frac{S^{0}}{VS^{0}} $$

S は製造品年末在庫額（工業統計表）

WMC ：単位原材料費変化倍率（ウェイト付き）

$$ \begin{aligned}WMC&=\frac{MC^{0}+ICD^{0}}{VS^{0}}\times\frac{MC^{1}+ICD^{1}}{Q^{1}}\\&\quad\\&\quad\frac{MC^{0}+ICD^{0}}{Q^{0}}\end{aligned} $$

ただし $ \left(\frac{MC^{0} + ICD^{0}}{VS^{0}}\right) $ はウェイト変数で

ある。

WLC：単位労働費変化倍率（ウェイト付き）

$$ WLC=\frac{WS^{0}}{VS^{0}}\times\frac{WS^{1}}{Q^{1}}/\frac{WS^{0}}{Q^{0}} $$

ただし$\left(\frac{WS^{0}}{VS^{0}}\right)$はウェイト変数である。

UPC $ ^{0} $ ：資本のウェイト

$$ UPC^{0}=\frac{\pi^{0}K^{0}}{VS^{0}}=1-\frac{MC^{0}+WS^{0}+ICD^{0}}{VS^{0}} $$

πは使用総資本還元率

K は使用総資本（有形固定資産残高（工業統計表））

K：使用総資本（有形固定資産残高）变化倍率

Weighted Cost：单位費用合計变化倍率

$$ Weighted Cost=\frac{MC^{1}+WS^{1}+ICD^{1}}{VS^{0}}/\frac{Q^{1}}{Q^{0}} $$

PAT / E .. 事業所当りの特許件数

PAT は特許件数（45年）

E は事業所数

K/E：事業所当りの有形固定資産残高変化倍率

$$ \stackrel{\circ}{K}/E=\frac{K^{1}}{E^{1}}/\frac{K^{0}}{E^{0}} $$

WKO：単位資本経費変化倍率（ウェイト付き）

$$ \begin{aligned}WKO&=\frac{KO^{0}\times R^{0}+SY^{0}}{VS^{0}}\times\frac{KO^{1}\times R^{1}+SY^{1}}{KO^{0}\times R^{0}+SY^{0}}&\\ &\quad\frac{Q^{1}}{Q^{0}}\\ \end{aligned} $$

KOは有形固定資産（工業統計表）

Rは平均利子率（事業債（A格倍）の利回り）

SYは減価償却費および除却費（工業統計表）

$ \left(\frac{KO^{0}\times R^{0}+SY^{0}}{VS^{0}}\right) $ は単位資本経費のウェ

イト

注 $ ^{5} $ . なお, WMC の計算式で MC に ICD (製造品出荷額等に含まれる内国消費税) を加えたのは, 卸売物価が市場の価格で調査されているため, これに合わせて費用変数に工業統計表における“製造品出荷額等に含まれる内国費消税”を加算するものである。単位費用合計に占める ICD の割合は, 砂糖, ビール, 清酒, 蒸留酒・混成酒, 石油精製等の産業では, おおむね大きいウェイトを占めていることと, これらの産業の生産集中度が非常に高いものと低いものが混在しているため, ICD を算入しなかった場合標本の選び方によっては
生産集中度の t - 値を正にシフトさせたり，逆に負にシフトさせたりする。

## V ダルトン型モデルによる計測結果

1 全産業についての計測(ダルトンの第3式による)

## イ）計測結果の概要

石油ショック前の景気変動別の計測では，景気拡張期には，計測したほとんどの期間で，生産集中度の付号は負で，かつt - 值は有意だった。景気収縮期には反対に付号は正でt - 值は有意だった。

しかし, 石油ショック後の51年／49年期は，緩慢な回復期ではあるが，景気の拡張期としては初めて生産集中度の係数は正で，t - 值は有意であった（第10表）。

この期は石油ショック後の価格調整期に当たり，個々の産業ごとの市場構造，価格決定メカニズム等を綜合的に考慮しつつその背景について充分検討する必要があり，この回帰分析結果だけで判断し得るものではないが，石油ショックを契機として企業の価格決定ビヘイビアが変化した可能性が推測されよう。

## ロ）ラグとキャッチアップ理論との適合

石油ショック前において，景気の拡張期には，ほとんどの期で生産集中度の係数は負でt-値は有意であったが，収縮期には正で有意であった。

費用要因の変化等を考慮に入れても，生産集中度の高い産業の価格の上昇率は，生産集中度の低い産業のそれに比して景気の拡張期には相対的に低く，景気の収縮期には相対的に高いことを示している。

このような生産集中度による価格動向の差は，生産集中度の高低による価格形成メカニズムの相違が，需給関係が変化したとき，その変化が価格の変化に移行するメカニズムの中で，価格調整に差を生じさせるものと考えられる。

ラグとキャッチアップの理論はガルブレイズ（1957年） $$ 2 $$ とアクリイ（1959年） $$ 3 $$ に論拠を置くものであるが，石油ショック前の価格動向は，おおむねこの理論に適応した動きが計測された。

なお，ガルブレイズ等のラグの理論にはラグの期間についての説明はないが，ラストガーテン〔22〕によるとラグのおこる理由が寡占的協調の不完全さとか，情報収集の

第10表 ダルトン（第3式）による回帰分析結果

$ \overline{R}^{2} $	constant	WMC	WLC	$ \stackrel{\circ}{Q} $	CR	サンプル数	備 考
1	37/36	0.5199	63.298 (8.98)	0.426 (5.87)	1.043 (6.81)	-0.068 (-2.27)	0.063 (1.96)	63	Down
2	39/37	0.5161	77.987 (9.47)	0.374 (5.81)	0.549 (2.95)	-0.062 (-2.28)	-1.006 (-0.18)	64	Up
3	40/39	0.4221	86.543 (10.43)	0.318 (5.19)	0.527 (3.69)	-0.158 (-3.50)	0.057 (2.20)	72	Down
4	45/40	0.6160	61.803 (10.65)	0.593 (10.58)	0.783 (7.02)	-0.012 (-2.20)	-0.054 (-1.33)	119	Up
5	46/45	0.5571	74.736 (11.40)	0.296 (5.64)	0.732 (6.95)	-0.037 (-1.02)	0.034 (1.42)	140	Down
6	48/46	0.7415	62.165 (9.33)	0.703 (14.62)	0.990 (7.86)	-0.044 (-2.40)	-0.109 (-2.94)	148	Up
7	49/48	0.6985	46.170 (4.97)	0.890 (16.49)	1.158 (9.14)	-0.108 (-2.18)	0.003 (0.08)	148	Down
8	51/49	0.6389	42.222 (5.69)	0.715 (12.70)	1.100 (8.42)	-0.056 (-1.83)	0.099 (2.82)	147	Up

（注）1．上段は係数，（　）の中は t - 値であ。
年	$ \overline{R}^{2} $	constant	WMC	WLC	$ \dot{Q} $	CR	サンプル数
1	36/35	0.2922	93.287 (12.24)	0.153 (3.03)	0.766 (4.08)	-0.103 (-2.34)	0.003 (0.07)	63
2	37/36	0.5199	63.298 (8.98)	0.426 (5.87)	1.043 (6.81)	-0.068 (-2.27)	0.063 (1.96)	63
3	38/37	0.4562	83.024 (9.21)	0.331 (5.03)	0.372 (2.02)	-0.067 (-1.65)	-0.012 (-0.39)	63
4	39/38	0.2497	75.812 (9.93)	0.262 (4.76)	0.518 (3.81)	-0.006 (-0.13)	0.035 (1.48)	63
5	40/39	0.4221	86.543 (10.43)	0.318 (5.19)	0.527 (3.69)	-0.158 (-3.50)	0.057 (2.20)	72
6	41/40	0.5413	72.886 (10.59)	0.424 (7.80)	0.534 (3.64)	-0.057 (-2.10)	0.025 (0.86)	72
7	42/41	0.4053	81.412 (14.78)	0.251 (4.86)	0.641 (5.52)	-0.019 (-1.00)	-0.019 (-0.76)	72
8	43/42	0.5865	71.292 (14.26)	0.359 (8.76)	0.957 (10.66)	-0.060 (-2.40)	0.035 (1.62)	119
9	44/43	0.2788	111.253 (56.15)	-0.008 (-0.55)	-0.019 (-0.33)	-0.086 (-6.95)	0.007 (0.36)	119
10	45/44	0.3033	85.662 (20.90)	0.242 (5.75)	0.418 (4.44)	-0.005 (-0.80)	-0.053 (-2.62)	119
11	46/45	0.3104	74.736 (11.40)	0.296 (5.64)	0.732 (6.95)	-0.037 (-1.02)	0.034 (-1.42)	140
12	47/46	0.3189	84.905 (16.77)	0.265 (5.76)	0.485 (5.16)	-0.056 (-2.83)	-0.024 (-1.08)	148
13	48/47	0.6598	78.440 (11.15)	0.573 (11.90)	0.695 (5.69)	-0.067 (-2.27)	-0.123 (-3.72)	148
14	49/48	0.6955	46.170 (4.97)	0.890 (16.49)	1.158 (9.14)	-0.108 (-2.18)	0.003 (0.08)	148
15	50/49	0.6311	46.328 (6.83)	0.684 (13.17)	1.031 (9.25)	-0.083 (-2.19)	0.080 (2.59)	148
16	51/50	0.3709	76.815 (12.08)	0.388 (8.00)	0.471 (4.57)	-0.057 (-2.08)	0.010 (0.41)	147

限界であるとするとせいぜい数ヶ月と解訳するのがもっともらしいのではないかという。景気変動のどの段階でラグが生じ，キャッチ・アップ現象が起こるか詳細に観察するため，同じモデルによって年次ごとに計測を行った（第11表）。

45/40期においてラグの現象が計測されているが，昭和40年から45年までの期間中，ラグの認められるのは45/44期だけである。また46年から48年の期間では，47/46期ともにラグは認められるものの後の期の方が係数とt-値は大きかった。価格の動向をみてみると，40～45年の間で最も価格の上昇率が高かったのは44年で45年がこれに続く。47年から48年までの期間は価格が高謄した時期で，48年は石油ショックの影響もあって持にその上昇率が高かった。これから推測すると45/44期には1年のラグがあるように見えるが，47/46期と48/47期については当期のラグか1年のラグか確認できない。

景気の局面が収縮期から拡張期に転換したとき転換時点ですぐ価格が急上昇するわけではないので，景気拡張期間中に価格上昇率の高かった年または，価格上昇が前年から引続き高かった年にラグの現象が観測された。景気転換とともに即ちにラグの現象がおこるとは限らず，また景気拡張期間を通しておこるものではないことがわかった。
IKE F 1 - 1 WPI[KISETUTYOOSEIZUMI-KEIRETU TAIZENGETUHI] W1 = 1 WPI[TOTAL/:SUTCI/EPA[*]
51/49期には，景気拡張期にもかかわらず生産集中度の付号が正でかつ有意である。年次回帰分析結果をみると，50/49期に正で有意な相関ははあるが51/50期には有意でない。これは48年，49年の価格高謄に対する価格調整の遅れによるラグが50/49期にキャッチアップとして表われたのであろうと推測される。

## ハ）価格決定要因の重要度について

製造業の価格決定要因のうちもっとも重要なのは，単位原材料費の変化である。次いで労働生産性の向上，単位労働費の変化が続く。また製品出荷高の伸び（成長率）も重要な要因である。このうち労働生産性の向上と製品出荷高の伸びは価格を抑制する方向に働く。

単位原材費と単位労働費を加えたいわゆる単位費用の変化倍率は，製造業の価格変化倍率のおおむね半分以上を説明する。とくに価格の上昇率の高い時期にはその説明力は大きい。

単位費用の変化倍率の重要さについては，生産集中度の低い産業についても高い産業と同様に重要であり，かえって生産集中度の低い産業についての説明力が大きい傾向がみられさえする。

需給関係の変化の指標として，製品在庫率の変化倍率を用いたダルトン（第3式）変形1よって計測を行うと（第12表），製品在庫の変化倍率の付号は負となったものの，殆んど有意な結果は得られなかった。しかしウェイト付けをしていないワイス型モデルを用いて同様な計測を行うと（第38表），負で有意な結果を得た。しかし，係数および，t-値の大きさは単位費用の変化倍率のそれにとても及ばない。

従って，製造業の価格変動の要因は費用要因の変化が最も重要な変動要因であり，需給関係の変化はそれに比較して重要度は小さい。

労働生産性の変化倍率は，総ての期間を

（参考）価格変化倍率と費用要因の変化倍率の単相関結果

年項	39/36	39/37	40/39	45/40	46/45	48/46	49/48	51/49
決定係數	0.2923	0.4971	0.5356	0.5454	0.4533	0.7745	0.7762	0.5406

第12表 ダルトン（3式）変形1にたる回帰分析結果

$ \overline{R}^{2} $	constant	WMC	WLC	S/VS	CR	サンプル数	備 考
1	37/36	0.4791	55.360 (7.92)	0.420 (5.56)	1.110 (7.07)	0.010 (0.45)	0.040 (1.25)	63	Down
2	39/37	0.4750	68.204 (9.22)	0.398 (6.01)	0.707 (3.94)	-0.010 (-0.43)	-0.016 (-0.47)	64	Up
3	40/39	0.3177	65.792 (9.82)	0.377 (5.89)	0.658 (4.39)	-0.011 (-0.39)	0.051 (1.81)	72	Down
4	45/40	0.5997	58.139 (9.82)	0.608 (10.69)	0.832 (7.45)	0.002 (0.10)	-0.071 (-1.75)	119	Up
5	46/45	0.3089	71.012 (15.34)	0.311 (5.95)	0.771 (7.62)	-0.014 (-0.87)	0.033 (1.38)	140	Down
6	48/46	0.7398	56.391 (9.96)	0.753 (16.58)	1.071 (8.69)	-0.053 (-2.18)	-0.110 (-2.95)	148	Up
7	49/48	0.6885	30.802 (4.80)	0.924 (17.57)	1.259 (10.38)	0.002 (0.10)	0.007 (0.16)	148	Down
8	51/49	0.6304	32.138 (6.23)	0.759 (14.48)	1.225 (10.66)	-0.002 (-0.08)	0.090 (2.56)	147	Up

（注）1．上段は係数，（　）の中はt-値である。
期間(年)	$ \overline{R}^{2} $	constant	WMC	WLC	LP	CR	サンプル数	備考
1	37/36	0.5813	81.750 (9.15)	0.360 (5.17)	0.963 (6.62)	-0.184 (-3.80)	0.060 (2.06)	63	Down
2	39/37	0.5342	87.535 (8.87)	0.350 (5.40)	0.566 (3.21)	-0.115 (-2.78)	-0.032 (-0.99)	64	Up
3	40/39	0.4079	86.154 (9.94)	0.335 (5.49)	0.570 (4.01)	-0.142 (-3.22)	0.027 (1.01)	72	Down
4	45/40	0.6789	83.817 (11.95)	0.521 (9.76)	0.799 (7.98)	-0.101 (-5.30)	-0.057 (-1.56)	119	Up
5	46/45	0.3885	103.063 (11.72)	0.222 (4.23)	0.593 (5.77)	-0.233 (-4.29)	0.026 (1.15)	140	Down
6	48/46	0.7569	80.025 (9.15)	0.654 (13.25)	0.912 (7.31)	-0.157 (-3.89)	-0.100 (-2.77)	148	Up
7	49/48	0.7670	105.025 (8.79)	0.709 (12.90)	0.793 (6.42)	-0.460 (-6.94)	-0.010 (-0.28)	148	Down
8	51/49	0.6761	59.839 (7.71)	0.645 (11.80)	0.962 (7.95)	-0.203 (-4.48)	0.094 (2.86)	147	Up

第14表 ダルトン（第3式）による回帰分析結果（CR0-50）

$ \overline{R}^{2} $	constant	WMC	WLC	$ \dot{Q} $	CR	サンプル数	備 考
1	37/36	0.6522	24.266(1.62)	0.671(5.31)	1.557(6.20)	0.057(0.89)	0.154(1.71)	23	Down
2	39/37	0.4943	57.451(3.23)	0.571(4.37)	1.015(2.58)	-0.045(-0.75)	-0.046(-0.47)	24	Up
3	40/39	0.3779	57.253(2.84)	0.519(4.18)	1.063(3.25)	-0.034(-0.26)	-0.060(-0.57)	27	Down
4	45/40	0.8418	35.459(5.28)	0.792(13.76)	1.493(9.88)	0.022(1.42)	-0.174(-1.86)	43	Up
5	46/45	0.1823	65.092(4.87)	0.300(2.97)	0.714(3.58)	0.060(0.70)	0.023(0.27)	47	Down
6	48/46	0.8275	46.895(4.43)	0.841(13.43)	1.181(5.62)	0.011(-0.27)	-0.144(-1.21)	53	Up
7	49/48	0.8328	42.593(2.59)	1.009(12.98)	1.446(6.16)	-0.255(-2.34)	-0.092(0.61)	53	Down
8	50/49	0.7604	3.732(0.29)	0.944(12.35)	1.489(7.24)	0.132(1.81)	0.061(0.58)	53	Up

通して価格の変化倍率とは負の強い有意な相関がある（第13表）。これは労働生産性は価格の上昇を抑制する働きのあることを示しているが，ここでは単位労働費の変化倍率を賃金率と労働生産性の変化倍率に分割する形で計測を行っていないので，労働生産性が賃金率の上昇を吸収しているかどうかの判別はできない。

2．階層別計測（ダルトンの第3式による）

## （1） 生產集中度水準別

最も決定係数が高いのは生産集中度が低い階層（CR0-50）であった。次いで中位の階層（CR50-75）で，高い階層（75-100）が最も低かった。これは価格変化倍率の最も重要な決定要因である単位原材料費と単位労働費の変化倍率等の費用要因の変化倍率が生産集中度の低い階層ほど有意性が高いためである。価格変化倍率と産出高変化倍率との間の相関は，生産集中度の高い階層ほど負の相関が強い。生産集中度の中高位の階層では，ほとんどの期間で産出高の変化倍率は負で有意であったが，低い階層では産出高の変化倍率の係数の付号は
あろう。

$ \overline{R}^{2} $	constant	WMC	WLC	$ \dot{Q} $	CR	サンプル数	備 考
1	37/36	0.6871	54.349 (2.57)	0.535 (3.32)	1.334 (3.75)	-0.102 (-0.63)	0.127 (0.44)	16	Down
2	39/37	0.5271	81.825 (3.70)	0.490 (3.38)	0.706 (1.82)	-0.112 (-2.70)	-0.114 (-0.42)	16	Up
3	40/39	0.4349	94.466 (6.49)	0.286 (2.94)	0.269 (1.45)	-0.161 (-2.09)	0.007 (0.05)	21	Down
4	45/40	0.4432	70.912 (3.63)	0.468 (3.33)	0.517 (2.97)	-0.028 (-2.30)	0.050 (0.20)	43	Up
5	46/45	0.3988	77.665 (6.97)	0.261 (3.30)	0.682 (5.02)	-0.040 (-0.93)	0.030 (0.24)	48	Down
6	48/46	0.6483	61.224 (4.11)	0.591 (5.97)	0.843 (4.43)	-0.064 (-2.75)	0.067 (0.53)	50	Up
7	49/48	0.7200	21.446 (1.16)	0.722 (8.02)	1.119 (6.86)	-0.018 (-0.26)	0.474 (2.61)	50	Down
8	50/49	0.3663	70.786 (2.90)	0.438 (2.82)	0.572 (2.11)	-0.102 (-2.05)	0.130 (0.62)	50	Up

第16表 ダルトン（第3式）による回帰分析結果（CR75-100）

$ \overline{R}^{2} $	constant	WMC	WLC	$ \dot{Q} $	CR	サンプル数	備 考
1	37/36	0.2094	90.048 (8.71)	0.016 (0.17)	0.184 (0.87)	-0.060 (-2.65)	0.119 (1.07)	24	Down
2	39/37	0.1612	67.750 (3.92)	0.212 (2.09)	0.438 (1.47)	-0.009 (-0.18)	0.148 (0.97)	24	Up
3	40/39	0.6804	116.723 (9.36)	0.120 (1.49)	0.391 (2.07)	-0.257 (-5.64)	-0.004 (-0.04)	24	Down
4	45/40	0.4952	51.113 (2.77)	0.486 (5.10)	0.681 (2.32)	-0.010 (-1.87)	0.150 (0.79)	33	Up
5	46/45	0.2806	67.330 (3.51)	0.315 (3.12)	0.805 (3.51)	-0.079 (-0.98)	0.144 (0.94)	45	Down
6	48/46	0.4089	114.646 (5.94)	0.360 (3.56)	0.517 (2.17)	-0.021 (-0.55)	-0.407 (-2.55)	45	Up
7	49/48	0.4933	65.725 (2.16)	0.778 (6.16)	0.808 (3.10)	-0.133 (-1.51)	-0.019 (-0.08)	45	Down
8	50/49	0.8119	43.709 (2.26)	0.611 (7.09)	1.224 (5.88)	-0.088 (-3.54)	0.180 (0.97)	45	Up

## 期間によって正と負があり一致しない。

生産集中度の高い階層ほど産出高の増加が恐らくは規模の拡大や技術革新をとおして価格抑制の効果と結びつくものと考えられよう。

生産集中度と価格変化倍率との間の有意性は，全産業の回帰分析結果と比較して各階層とも小さくなる。それはもともと生産集中度によって階層別分割を行ったため，各階層の範囲内での生産集中度と価格変化倍率との間の関係として計測されるからで

## (2) 用途別

投資財，生産財および消費財の三つの階層に分けて回帰分析を行ったが，消費財では51/49期を除く総ての期間で生産集中度の係数の付号が負で，多くの期で有意であった。消費財については景気変動をこえて生産集中度と価格変化倍率は負の有意な相関が計測された。したがって生産集中度の高い産業の生産する消費財の価格上昇は景気変動をこえて昭和36年から49年までの期