Silviase/jgov_v1.4_full_ann huggingface dataset:
$ \overline{R}^{2} $	constant	WMC	WLC	$ \stackrel{\circ}{Q} $	CR	サンプル数	備 考
1	37/36	0.6749	64.554 (5.72)	0.406 (2.99)	1.355 (4.30)	- 0.079 (- 1.83)	0.058 (0.67)	17	Down
2	39/37	0.0091	0.008 (4.85)	0.243 (1.90)	0.080 (0.19)	- 0.257 (- 0.11)	0.061 (0.70)	17	Up
3	40/39	0.6562	90.523 (6.09)	0.290 (2.52)	0.439 (1.37)	- 0.213 (- 3.76)	0.117 (2.22)	18	Down
4	45/40	0.2213	82.648 (5.22)	39.350 (2.41)	41.453 (1.93)	- 0.010 (- 0.99)	- 0.070 (- 0.54)	38	Up
5	46/45	0.4208	51.023 (3.23)	0.392 (3.14)	1.121 (3.95)	- 0.094 (- 0.11)	0.186 (2.93)	38	Down
6	48/46	0.6020	71.431 (3.23)	0.668 (4.69)	0.882 (2.36)	- 0.085 (- 1.36)	- 0.119 (- 1.09)	39	Up
7	49/48	0.8050	36.716 (3.33)	0.663 (6.31)	1.233 (5.95)	- 0.107 (- 2.00)	0.227 (3.45)	39	Down
8	51/49	0.8159	43.190 (3.50)	0.515 (4.11)	1.161 (5.02)	- 0.101 (- 3.69)	0.320 (3.87)	39	Up

第17表 ダルトン（第3式）による回帰分析結果（生産財）

$ \overline{R}^{2} $	constant	WMC	WLC	$ \dot{Q} $	CR	サンプル数	備 考
1	37/36	0.3227	69.815 (4.78)	0.412 (3.55)	0.555 (1.85)	-0.107 (-1.50)	0.099 (2.02)	30	Down
2	39/37	0.6338	63.595 (3.71)	0.489 (4.11)	0.876 (2.29)	-0.048 (-1.01)	0.022 (0.36)	30	Up
3	40/39	0.3910	76.297 (4.89)	0.374 (4.24)	0.418 (1.77)	-0.102 (-0.99)	0.096 (2.30)	34	Down
4	45/40	0.8006	48.812 (6.74)	0.683 (10.97)	1.256 (6.76)	-0.015 (-1.83)	-0.023 (-0.50)	53	Up
5	46/45	0.3002	72.316 (7.73)	0.251 (3.63)	0.695 (4.93)	0.012 (0.23)	0.018 (0.59)	66	Down
6	48/46	0.8411	58.101 (7.00)	0.768 (13.73)	0.988 (5.71)	-0.044 (-2.04)	-0.091 (-1.85)	70	Up
7	49/48	0.7525	48.543 (2.98)	0.957 (12.67)	1.049 (4.86)	-0.179 (-1.79)	0.024 (0.37)	70	Down
8	51/49	0.7406	35.012 (3.75)	0.804 (11.85)	1.160 (6.43)	-0.033 (-0.82)	-0.044 (0.99)	70	Up

間で生産集中度の低い産業のそれよりも相対的に低かったことを示している。ただし景気拡張期における生産集中度の係数とt - 値は，景気収縮期のそれらよりも大きかった。

このような現象は消費財の需給状況が他の財に比較して相対的に景気変動の影響を受けにくいことを示しているのであろうが（グラフ15，16），これに加えてこの階層の生産集中度の高い産業が特に規模の拡大や技術革新による利益を多く享受し，価格抑

制の効果を相対的に多く受けたことが推測されよう。

## （3） 広告宣伝費比率別

広告宣伝費の販売高比率（45年産業連関表から推計）が，0.748％より高い産業と低い産業とに分割し，階層別計測を行った。広告宣伝費比率が低い産業では景気拡張期にはおおむね生産集中度と価格変化倍率との間には負の有意な相関あり，景気収縮期には，逆の関係があった。しかし，51/49期において，非常にゆるやかな回復期で
グラフ15 生産者製品在庫率指数（対前期比）

F 1-9 SEISANSYA SEIHINZAIKORITU-SISUU[YOOTOBETU](TAIZENKIIH)

（注）季節調整済の生産者製品在庫率指数の対前期比をグラフに画いたものであるが，景気の局面の転換による消費財の指数の変化が他の財と比較して相対的に小さいことがわかる。
## グラフ16 生産者 出荷 指数

F 1-8 SEISANSYA SYUKK-SISUU [YOOTOBETU]

S1 = SHUKKA SHISUU TOOSHI ZAI TCI/EPA[*]

（注）景気局面の転換による消費財の出荷指数の変化は，他の財のそれよりもおおむね相対的に小さい
$ \overline{R}^{2} $	constant	WMC	WLC	$ \textdegree Q $	CR	サンプル数	備 考
1	37/36	0.6136	83.299 (5.78)	0.267 (1.92)	0.868 (4.15)	- 0.066 (- 1.19)	- 0.049 (- 1.23)	17	Down
2	39/37	0.3643	76.692 (5.81)	0.340 (2.50)	0.604 (2.03)	- 0.007 (- 0.13)	- 0.051 (- 0.98)	17	Up
3	40/39	0.1596	94.621 (5.80)	0.142 (0.90)	0.576 (2.42)	- 0.079 (- 0.69)	- 0.021 (- 0.48)	20	Down
4	45/40	0.7471	52.883 (4.84)	0.674 (6.77)	0.992 (4.95)	- 0.04 (- 0.29)	- 0.095 (- 1.85)	31	Up
5	46/45	0.3339	101.008 (12.30)	0.201 (2.48)	0.473 (3.25)	- 0.129 (- 2.83)	- 0.051 (- 1.58)	36	Down
6	48/46	0.5040	101.683 (9.63)	0.2007 (2.04)	0.529 (2.93)	- 0.019 (- 0.71)	- 0.180 (- 3.74)	39	Up
7	49/48	0.7087	68.345 (4.67)	0.686 (7.07)	1.126 (6.33)	- 0.084 (- 1.36)	- 0.111 (- 1.84)	39	Down
8	51/59	0.2811	53.760 (3.35)	0.534 (3.98)	0.849 (3.08)	0.028 (0.46)	0.045 (0.74)	39	Up

第19表 ダルトン（第3式）による回帰分析結果（広告宣伝費比率：AD/VS 0.748%以上）

$ \overline{R}^{2} $	constant	WMC	WLC	$ \dot{Q} $	CR	サンプル数	備 考
1	37/36	0.7968	38.823 (2.82)	0.711 (6.06)	1.241 (4.98)	-0.035 (-0.51)	0.066 (1.10)	18	Down
2	39/37	0.6176	75.688 (5.04)	0.477 (3.77)	0.628 (1.92)	-0.096 (-1.86)	-0.027 (-0.43)	18	Up
3	40/39	0.4806	89.286 (6.28)	0.412 (3.13)	0.789 (2.00)	-0.214 (-3.08)	-0.013 (-0.21)	22	Down
4	43/40	0.7060	60.663 (6.68)	0.576 (6.58)	0.863 (3.70)	-0.020 (-2.25)	-0.025 (-0.50)	37	Up
5	46/45	0.1241	100.349 (11.96)	0.145 (1.94)	0.370 (2.31)	-0.085 (-1.68)	-0.050 (-1.60)	41	Down
6	48/46	0.6870	71.278 (6.99)	0.538 (5.56)	1.049 (5.52)	-0.046 (-2.19)	-0.104 (-1.93)	44	Up
7	49/48	0.7333	61.211 (3.67)	0.816 (8.85)	1.121 (5.25)	-0.119 (-1.28)	-0.138 (-2.19)	44	Down
8	51/49	0.4087	79.734 (5.27)	0.431 (3.29)	0.725 (2.90)	-0.102 (-2.04)	0.005 (0.08)	44	Up

あるが生産集中度と価格変化倍率との間に強い正の相関が計測された。

しかし，広告宣伝費比率が高い階層で景気変動をこえてほとんどの期間で生産集中度と価格変化倍率の間に負の有意な相関が計測されたことは注目に値する。この階層が広告宣伝費比率の大きさを基準にして区分されたので，消費財の階層と多くの標本が一致する。

グラフ6でも明らかのようにこのグループの価格の上昇率が広告宣伝費比率の低い

グループのそれより殆どー貫して低い。

3．単位資本経費の変化倍率を用いたモデル（K1式）による計測

K1式は，単位当りの資本に還元される利益を企業会計で損金処理のできる資本経費（純借入金利，減価償却費等）と税引前利益に分け，前者の変化倍率を説明変数として加えたものである。これによって生産集中度は単位当り税引前利益変化倍率の代理変数となる。このスベシフィケーションの目的は計測の精度をあげることをねらったものである
第20表 ダルトン（第3式）による回帰分析結果（広告宣伝費比率：AD/VS 0.748%以下）

$ \overline{R}^{2} $	constant	WMC	WLC	$ \textcircled{Q} $	CR	サンプル数	備 考
1	37/36	0.3069	77.601 (8.70)	0.250 (2.68)	0.816 (4.04)	- 0.006 (- 2.06)	0.044 (1.12)	45	Down
2	39/37	0.4652	74.555 (6.98)	0.362 (4.63)	0.653 (2.62)	- 0.046 (- 1.35)	0.012 (0.24)	46	Up
3	40/39	0.4023	73.373 (6.44)	0.334 (4.83)	0.659 (4.00)	- 0.076 (- 1.12)	0.082 (2.86)	50	Down
4	45/40	0.5513	66.916 (8.32)	0.564 (7.42)	0.713 (5.18)	- 0.009 (- 1.36)	- 0.086 (- 1.53)	82	Up
5	46/45	0.4023	62.939 (7.67)	0.341 (5.36)	0.915 (7.11)	- 0.010 (- 0.22)	0.083 (2.70)	99	Down
6	48/46	0.7512	68.816 (6.87)	0.710 (12.13)	0.852 (4.91)	- 0.070 (- 2.15)	- 0.134 (- 2.64)	104	Up
7	49/48	0.6873	40.707 (3.64)	0.902 (13.69)	1.175 (7.56)	- 0.097 (- 1.66)	0.065 (1.24)	104	Down
8	51/49	0.7697	34.397 (4.77)	0.768 (12.87)	1.208 (8.52)	- 0.063 (- 3.01)	0.134 (3.29)	104	Up

第20 - 1表 決定係数と生産集中度の係数（t - 值）比較

期(年)	K1式	ダルトンの第3式	サンプル数	備 考
$ \overline{R}^{2} $	CRの係数(t-值)	$ \overline{R}^{2} $	CRの係数(t-值)
3	40/39	0.3102	0.048(1.71)	0.4221	0.057(2.20)	72	Down
4	45/40	0.6354	-0.099(-2.51)	0.6160	-0.054(-1.33)	119	Up
5	46/45	0.3285	0.022(0.88)	0.5571	0.034(1.42)	140	Down
6	48/46	0.7908	-0.121(-3.62)	0.7415	-0.109(-2.94)	148	Up
7	49/48	0.7544	-0.003(-0.09)	0.6985	0.003(0.08)	148	Down
8	51/49	0.6363	0.084(2.43)	0.6389	0.099(2.82)	147	Up

第21表 K1式による回帰分析結果

期(年)	$ \overline{R}^{2} $	constant	WMC	WLC	WKO	S/VS	CR
3	40/39	0.3102	63.343 (7.72)	0.399 (5.21)	0.680 (4.35)	0.126 (0.52)	-0.009 (-0.33)	0.048 (1.71)
4	45/40	0.6354	48.048 (7.60)	0.686 (11.69)	0.821 (7.70)	1.275 (3.49)	-0.001 (-0.06)	-0.099 (-2.51)
5	46/45	0.3285	67.056 (13.69)	0.350 (6.44)	0.789 (7.89)	0.352 (2.22)	-0.019 (-1.20)	0.022 (0.88)
6	48/46	0.7908	46.104 (8.60)	0.784 (19.09)	1.042 (9.42)	1.315 (5.99)	-0.046 (-2.11)	-0.121 (-3.62)
7	49/48	0.7544	35.701 (6.21)	0.849 (17.60)	1.057 (9.44)	1.742 (6.27)	-0.041 (-2.70)	-0.003 (-0.09)
8	51/49	0.6363	31.822 (6.21)	0.741 (13.96)	1.202 (10.49)	0.308 (1.81)	-0.005 (-0.22)	0.084 (2.43)

（注）工業統計表による有型固定資本期末残高は，昭和38年からしか調査がないので，37/36期と39/37期については計算を行なわかった。
が，いま一つ石油ショック直後に出荷額の落込のあったとき，損金処理のできる単位資本経費の変化倍率がどのように価格変化倍率に影響するかを計測することである。単位資本経費の変化倍率は期待したとおり価格変化倍率との間に正の相関が計測され，式の説明力は向上した。また生産集中度のt一値を若干負の方向にシフトさすことがわかった。51/49期については生産集中度の正の有意性はダルトンの第3式のそれに比べ若干小さくなった。

4. 技術水準等を考慮したモデルによる試算技術水準の指標として事業所当り特許件数（以下特許件数とする），生産構造の変化の指

（参考）単純回帰分析による決定係数（t一値）一覧

標として有形固定資産残高の変化倍率（有形固定資産とする）を用いたモデルによって試算を行った。

これは昭和38年から48年までの高度経済成長期に技術革新（水準）と生産構造の変化が価格変化倍率にどのような効果として働いたか分析するものである。

これによると，特許件数は，全産業，生産財および消費財の各階層別の分析で価格変化倍率に対して負の有意な効果があることが計測された。

有形固定資産は全産業，生産財および高成長の各階層で価格変化倍率に対して負の有意な効果を及ぼし，消費財と低成長の階層では

投資財	生産財	消費財	全産業
CR(i) = f(PAT(i))	-0.0325(0.24)	-0.0140(0.56)	0.0962(2.02)	0.0103(1.47)
Q(i) = f(PAT(i))	0.0558(1.67)	0.0378(1.72)	0.5063(5.54)	0.0830(3.32)
P(i) = f(PAT(i))	-0.0339(-0.13)	0.1212(-2.81)	0.4115(-4.61)	0.1020(-3.69)
P(i) = f(Q(i))	0.3138(-0.84)	0.3002(-4.74)	0.2938(-3.61)	0.2329(-5.89)
サンプル数	31	51	30	112

（注） CR ：生產4社集中度（42年調查）

Q : 產出高变化倍率，成長率（48年/38年）

PAT：事業所当り特許件数（45年）

P : 価格変化倍率（48年/38年）

第21－1表 技術水準等を考慮したモデルによる試算（48年/38年）

$ \overline{R}^{2} $	constant t	WMC	WLC	$ \textcircled{Q} $	$ \textcircled{K}/E $	PAT/E	CR	サンプル数
全産業	0.8050	50.160 (8.63)	0.809 (11.56)	0.228 (5.08)	-0.006 (-2.42)	-0.012 (-2.31)	1.226 (-1.70)	-0.064 (-1.49)	112
投資財	0.6365	80.803 (4.64)	0.604 (4.12)	0.097 (0.64)	-0.007 (-1.93)	0.003 (0.08)	-1.156 (-0.64)	-0.135 (-1.70)	31
生産財	0.8652	48.780 (6.32)	0.906 (9.07)	0.160 (2.05)	-0.009 (-2.22)	-0.010 (-1.72)	-1.351 (-1.61)	0.015 (0.21)	51
消費財	0.7911	32.332 (1.95)	0.764 (4.62)	0.235 (3.21)	-0.012 (-0.93)	0.035 (1.48)	-4.262 (-1.48)	-0.004 (-0.04)	30
高成長	0.8039	36.481 (4.08)	0.888 (6.29)	0.262 (3.28)	-0.003 (-1.01)	-0.014 (-2.32)	-0.377 (-0.35)	-0.081 (-1.14)	42
中成長	0.6345	70.118 (5.10)	0.666 (6.36)	0.140 (1.53)	-0.016 (-0.56)	0.003 (0.17)	-1.689 (-1.65)	-0.075 (-1.15)	50
低成長	0.8129	63.490 (2.43)	0.848 (5.22)	0.007 (0.06)	-0.143 (-1.59)	0.111 (1.65)	2.917 (0.68)	-0.031 (-0.21)	20
正の有意な効果を及ぼすことがわかった。したがって事業所当りの有形固定資産の増加は，装置産業の多い生産財や高成長産業の価格変化倍率に対しては価格抑制効果を及ぼすものの，消費財や低成長産業では逆の効果を及ぼすことを示している。

なお，同じ期間について価格変化倍率，生産集中度，特許件数および成長率についての単相関分析を行った。これによると，消費財については，各変数の間に次のような有意な相関がみられ，その有意性は投資財，生産財に比べ高かった。イ）生産集中度と特許件数との間の正の相関，口）成長率と特許件数との間の正の相関，ハ）価格変化倍率と特許件数との間の負の相関。

このことから消費財については，他の財と比較して生産集中度の高い産業の技術水準が相対的に高く，技術水準の高さが成長率とよく結びついたといえよう。

さらに，技術水準の高さが，恐らくは技術革新の早さに結びつき，価格の抑制効果として働くのであろうと想定される。

## V I ラストガーテンのモデルによる計測結果

## 1 はじめに

高度成長経済においては不断に技術革新が行われ，資本係数は絶えず変化するものと考えられるが，静態的理論モデルによって時点間比較を行なっても，資本係数の変化をフォローすることはできない。

ラストガーテンのモデルでは，生産物一単位当りの使用総資本の変化倍率を説明変数として採用し，かつ生産集中度は使用総資本還元率の変化倍率の代理変数として用いるので，資本数の変化を充分フォローできると考える。

静態的理論モデルであるダルトンのモデルでは，技術革新の効果を，原材料や労働の原単位の節約として把握するが，生産物一単位当りの使用総資本の変化倍率が説明変数として用いられいず，かつ生産集中度を生産物一単位当りの利益の変化倍率の代理変数として用いているので，経済成長率が高いとき，あるいは長期の分析ではバイアスを生じよう。

ラストガーテンのモデルによって分析を行うとともに，ダルトンのモデルによる計測結果との間にどのような差が生ずるかについて検討する。

ただ，ラストガーテンのモデルの理論的な変数としての単位使用総資本とは，減価償却前における使用総資本を意味するが，このように定義される資本についての四桁産業分類での統計は，我国においても米国と同様に存在しない。したがって工業統計表の有形固定資産残高を採用せざるを得なかったことをおことわりする。

## 2 景気変動局面別計測

## (1) 計測結果の概要

生産集中度が価格変化倍率に与える効果は，45/40期と49/48期には有意でなかったがおおむね景気拡張期には負の有意な効果があり，景気収縮期には正の有意な効果があった。ただし，景気拡張期である51/49期で正の有意な効果が計測された。

## (２) ラストガーテンとダルトンのモデルの計測結果の差異について

資本の変化を考慮したラストガーテンのモデルによる計測結果はダルトンのモデルによる計測結果と比較して次のような差がみられる。

イ）全産業について，景気拡張期には生産集中度の負の有意性が一般に小さくなり，また景気収縮期には正の有意性は小さくなる。

☐）全産業について，45/40期において，ダルトンのモデルによる計測結果では生産集中度の係数は負で有意だったが，ラストガーテンのモデルによる計測結果では有意でなくなった。

ハ） ダルトンのモデルによる計測では,生産集中度は景気動向に係りなく,おおむ
第22表 用途階層別ダルトン（第3式）とラストガーテン・

投資財	生産財
ダルトンの第3式	ラストガーテン式	ダルトンの第3式	ラストガーテン式
R²	CRD系数(t-值)	R²	CRD系数(t-值)	R²	CRD系数(t-值)	R²
3	40/39	0.6562	0.117(2.22)	0.9329	0.027(0.36)	0.3901	0.096(2.30)	0.8306
4	45/40	0.2213	-0.070(-0.54)	0.2589	-0.049(-0.25)	0.8006	-0.023(-0.50)	0.6179
5	46/45	0.4208	0.186(2.93)	0.5749	0.177(1.51)	0.3002	0.018(0.59)	0.8043
6	48/46	0.6020	-0.119(-1.09)	0.9009	-0.084(-1.58)	0.8411	-0.091(-1.85)	0.9100
7	49/48	0.8050	0.227(3.45)	0.9148	0.020(0.42)	0.7525	0.024(0.37)	0.8669
8	51/49	0.8159	0.320(3.87)	0.9715	0.116(2.39)	0.7406	-0.044(0.99)	0.9025

第23表 決定係数と生産集中度の係数（t - 值）比較

期間	ダルトン第3式	K1式	ラストガーテン式	サンプル数
$ \overline{R}^{2} $	$ \log CRD $ 系数(t-值)	$ \overline{R}^{2} $	$ \log CRD $ 系数(t-值)	$ \overline{R}^{2} $	$ \log CRD $ 系数(t-值)
3	40/39	0.4221	0.057 (2.20)	0.3102	0.048 (1.71)	0.8619	0.065 (1.72)	72
4	45/40	0.6160	-0.054 (-1.33)	0.6354	-0.099 (-2.51)	0.3273	-0.024 (-0.39)	119
5	46/45	0.5571	0.034 (1.42)	0.3285	0.022 (0.88)	0.6756	0.044 (1.06)	140
6	48/46	0.7415	-0.109 (-2.94)	0.7908	-0.121 (-3.62)	0.3822	-0.147 (-2.66)	148
7	49/48	0.6985	0.003 (0.08)	0.7544	-0.003 (-0.09)	0.6370	0.014 (0.22)	148
8	51/49	0.6389	0.099 (2.82)	0.6363	0.084 (2.43)	0.9360	0.043 (1.92)	147

第24表 ラストガーテンのモデルによる回帰分析結果（全産業）

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

$ \overline{R}^{2} $	constant	$ \log \dot{K} $	$ \log \dot{Q} $	$ \log UPC^{0} $	$ \log CR $	サンプル数	備 考
3	40/39	0.8619	0.157 (0.47)	- 0.174 (- 1.24)	0.145 (0.79)	0.830 (19.36)	0.065 (1.72)	72	Down
4	45/40	0.3273	0.991 (5.95)	0.237 (2.23)	- 0.318 (- 3.16)	0.472 (7.44)	- 0.024 (- 0.39)	119	Up
5	46/45	0.6756	0.476 (1.81)	0.252 (1.86)	- 0.429 (- 2.65)	0.864 (16.91)	0.044 (1.06)	140	Down
6	48/46	0.3822	10.055 (3.94)	0.123 (0.80)	- 0.209 (- 1.61)	0.623 (9.43)	- 0.147 (- 2.66)	148	Up
7	49/48	0.6370	0.759 (2.35)	0.007 (0.04)	- 0.228 (- 1.42)	0.785 (9.66)	0.014 (0.22)	148	Down
8	51/49	0.9360	35.185 (4.26)	0.020 (1.47)	- 0.235 (- 6.67)	1.023 (45.48)	0.043 (1.92)	147	Up
モデルによる決定係数と生産集中度の係数（t-値）の比較

消費財	全産業
ダルトンの第3式	ラストガーテン式	ダルトンの第3式	ラストガーテン式
$ \overline{R}^{2} $	CRの係数(t-值)	$ \overline{R}^{2} $	logCRの係数(t-值)	$ \overline{R}^{2} $	CRの係数(t-值)	$ \overline{R}^{2} $	logCRの係数(t-值)
0.1596	-0.021(-0.48)	0.8491	0.026(0.41)	0.4221	0.057(2.20)	0.8619	0.065(1.72)
0.7471	-0.095(-1.85)	0.3940	-0.098(-1.11)	0.6160	-0.054(-1.33)	0.3273	-0.024(-0.39)
0.3339	-0.051(-1.58)	0.7360	-0.051(-0.91)	0.5571	0.034(1.42)	0.6756	0.044(1.06)
0.5040	-0.180(-3.74)	0.9752	-0.063(-3.10)	0.7415	-0.109(-2.94)	0.3822	-0.147(-2.66)
0.7087	-0.111(-1.84)	0.9191	-0.005(-0.16)	0.6985	0.003(0.08)	0.6370	0.014(0.22)
0.2811	0.045(0.74)	0.9399	0.020(0.69)	0.6389	0.099(2.82)	0.9360	0.043(1.92)

第25表 ラストガーテンのモデルによる回帰分析結果（投資財）

$ \overline{R}^{2} $	constant	$ \log \dot{K} $	$ \log \dot{Q} $	$ \log UPC^{0} $	$ \log CR $	サンプル数	備 考
3	40/39	0.9329	0.248
(0.69)	- 0.345
(- 2.15)	0.296
(1.60)	0.833
(13.00)	0.027
(0.36)	18	Down
4	45/40	0.2589	1.798
(4.29)	0.187
(0.84)	- 0.487
(- 2.22)	0.320
(3.08)	- 0.049
(- 0.25)	35	Up
5	46/45	0.5749	0.199
(0.32)	1.300
(3.52)	- 1.477
(- 3.37)	0.872
(6.85)	0.177
(1.51)	38	Down
6	48/46	0.9009	0.163
(0.81)	0.465
(3.96)	- 0.521
(- 5.13)	1.108
(18.23)	- 0.084
(- 1.58)	38	Up
7	49/48	0.9148	0.269
(1.17)	0.412
(3.17)	- 0.543
(- 4.11)	1.028
(16.09)	0.020
(0.42)	38	Down
8	51/49	0.9715	0.208
(1.38)	0.056
(2.16)	- 0.278
(- 5.07)	1.035
(32.86)	0.116
(2.39)	38	Up

第26表 ラストガーテンのモデルによる回帰分析結果（生産財）

$ \overline{R}^{2} $	constant	$ \log \dot{K} $	$ \log \dot{Q} $	$ \log UPC^{0} $	$ \log CR $	サンプル数	備 考
3	40/39	0.8306	0.035 (0.05)	- 0.021 (- 0.09)	0.045 (0.12)	0.752 (10.04)	0.140 (1.96)	34	Down
4	45/40	0.6179	0.514 (2.87)	0.478 (4.27)	- 0.539 (- 4.79)	0.824 (8.89)	- 0.051 (- 0.70)	53	Up
5	46/45	0.8043	0.223 (0.68)	- 0.040 (- 0.27)	- 0.057 (- 0.31)	0.985 (15.72)	- 0.005 (- 0.10)	66	Down
6	48/46	0.9100	0.508 (3.76)	0.378 (4.56)	- 0.489 (- 7.78)	0.955 (26.42)	- 0.091 (- 3.41)	70	Up
7	49/48	0.8669	0.464 (1.76)	0.103 (0.97)	- 0.398 (- 3.43)	1.069 (19.95)	0.078 (1.73)	70	Down
8	51/49	0.9025	0.564 (3.93)	0.007 (0.40)	- 0.318 (- 4.47)	1.006 (25.08)	0.044 (1.19)	70	Up
第27表 ラストガーテンのモデルによる回帰分析結果（消費財）

log ( P - weighted cost )

$ \overline{R}^{2} $	constant	$ \log \dot{K} $	$ \log \dot{Q} $	$ \log UPC^{0} $	$ \log CR $	サンプル数	備 考
3	40/39	0.8491	0.355 (0.37)	- 0.018 (- 0.05)	- 0.141 (- 0.27)	0.933 (10.07)	0.026 (0.41)	20	Down
4	45/40	0.3940	0.499 (1.40)	0.484 (1.74)	- 0.331 (- 1.50)	0.515 (3.47)	- 0.098 (- 1.11)	31	Up
5	46/45	0.7360	1.199 (3.01)	0.085 (0.25)	- 0.463 (- 1.17)	0.766 (8.97)	- 0.051 (- 0.91)	36	Down
6	48/46	0.9752	0.270 (2.54)	0.047 (0.68)	- 0.124 (- 1.87)	1.026 (37.19)	- 0.063 (- 3.10)	39	Up
7	49/48	0.9191	0.318 (1.75)	0.253 (2.87)	- 0.398 (- 4.23)	1.057 (19.42)	- 0.005 (- 0.16)	39	Down
8	51/49	0.9399	- 0.042 (- 0.26)	0.162 (1.76)	- 0.173 (- 1.99)	0.010 (24.22)	0.020 (0.69)	39	Up

ねどの期間でも負で有意であった。しかしラストガーテンのモデルによる計測では一般に付号が正の方向にシフトし，付号の転換ないし有意性の低下が計測された。

二）二つのモデルによる用途階層別分析で，49／48期に生産集中度の係数およびt-値の相違が最も大きかった。この期間の有形固定資産残高の変化の差は大きくないであろうが，石油ショック直後に産業によって産出高の落込に差があり，これが単位使用総資本の変化倍率に格差を生じさせ，計測結果に差を生じたものであると考えられる。

## 3 長期計測

## (1) 計測結果の概要

計測は全期間（50年／38年），石油ショック前（48年／38年），石油ショック後（51年／49年）の三つの期間に分けて行った（第28表）。計測結果の概要は次のとおりである。

## イ）石油ショック前

全産業についてみると生産集中度は価格変化倍率に負の有意な効果を及ぼしていることがわかった。用途階層別にみると投資財，生産財については負の弱い効果が観測できるものの，消費財については有意でなかった。

## 八 ）石油ショック後

全産業，投資財，生産財については，生産集中度は価格の変化倍率に有意な正の効果を観測できたものの，消費財については有意な効果は観測できなかった。

## 八 ）全期間

価格変化倍率と生産集中度との間には，投資財については有意な相関があったものの，他の財については有意な相関は観測されなかった。

この結果は全産業，用途別のそれぞれについて石油ショック前と石油ショック後の生産集中度の計測値から考えて予想しうる帰結である。

## （２）ラストガーテンとダルトンの計測結果の差異

資本の変化を考慮したラストガーテンのモデルにる計測結果は，ダルトン型のモデルのそれと比較して次のような差異を生ずる。

## イ）石油ショック前

生産集中度が価格変化倍率に及ぼす効果は，全産業および消費財については，負の有意性が小さくなる。しかし，生産財については負の有意性は大きくなる。資本についてのデータが充分なものではないので，明確な判断はできないが，この期間の生産財に対する設備投資は，労働節約的であり，消費財について
第28表 長期間計測結果（決定係数と生産集中度の係数（t - 值））

石油ショック前(48年/38年)	石油ショック後(51年/49年)	全 期 間(50年/38年)	サンプル数
ラストガーテン式	ダルトン・第3式	ラストガーテン式	ダルトン・第3式	ラストガーテン式	ダルトン・第3式
R²	CRの係数(t-值)	R²	CRの係数(t-值)	R²	CRの係数(t-值)	R²	CRの係数(t-值)	R²	CRの係数(t-值)	R²	CRの係数(t-值)
全産業	0.4298	-0.115(-1.58)	0.7958	-0.137(-1.91)	0.9360	0.043(1.92)	0.6761	0.294(2.86)	0.3411	0.012(0.12)	0.7218	0.040(0.34)	112
投資財	0.1631	-0.274(-1.19)	0.6156	-0.152(-0.95)	0.9715	0.116(2.39)	0.8159	0.320(3.87)	0.5427	0.421(1.61)	0.6923	0.229(0.94)	31
生産財	0.5898	-0.151(-1.44)	0.9261	-0.086(-0.80)	0.9025	0.044(1.19)	0.7406	-0.044(0.99)	0.1987	-0.085(-0.39)	0.7424	0.152(0.84)	51
消費財	0.3713	-0.100(-0.74)	0.7971	0.186(-1.48)	0.9311	0.020(0.69)	0.2311	0.045(0.74)	0.6367	-0.036(-0.41)	0.8695	-0.160(-0.97)	30

注 1．石油ショック前（48年／38年）と全期間（50年／38年）の生産集中度（CR）は42年調査による。

2. 有形固定資産残高(工業統計表)が, 昭和38年からしか得られないので, 計測の開始年は38年とした。

3．51年には，工業統計表が30人以上規模調査しか得られないので，石油ショック後（51年／49年）については30人以上調査を用いたが，全期間については当方のデータ一バンクに昭和38年の30人以上調査のデータがファイルされていないので期間を50年／38年とした。

第29 ラストガーテンのモデルによる回帰分析結果（石油ショック前：48／38年期）

$ \log\left(P\text{- weighted cost}\right) $

$ \overline{R}^{2} $	constant	$ \log \dot{K} $	$ \log UPC^{0} $	$ \log \dot{Q} $	$ \log CR $	サンプル数
1	全産業	0.4298	1.934
(7.25)	6.432
(4.52)	0.448
(5.12)	-0.594
(-7.56)	-0.115
(-1.58)	112
2	投資財	0.1631	2.000
(3.78)	0.112
(0.31)	0.347
(2.03)	-0.322
(-1.13)	-0.274
(-1.19)	31
3	生産財	0.5898	1.363
(5.56)	0.519
(5.07)	0.577
(4.40)	-0.695
(-8.02)	-0.151
(-1.44)	51
4	消費財	0.3713	1.262
(2.51)	0.481
(1.74)	0.464
(2.30)	-0.617
(-2.98)	-0.100
(-0.74)	30

第30表 ダルトンの第3式による回帰分析結果（石油ショック前：48／38年期）

$ \overline{R}^{2} $	constant	WMC	WLC	$ \dot{Q} $	CR	サンプル数
1	全 産 業	0.7958	55.563 (7.05)	0.814 (11.25)	0.221 (4.19)	-0.008 (-3.26)	-0.137 (-1.91)	12
2	投 資 財	0.6156	84.307 (3.52)	0.623 (4.05)	0.110 (0.58)	-0.007 (-2.30)	-0.152 (-0.95)	31
3	生 産 財	0.9261	54.509 (5.25)	0.906 (8.72)	0.136 (1.61)	-0.012 (-3.21)	-0.086 (-0.80)	51
4	消 費 財	0.7971	52.068 (2.86)	0.747 (4.73)	0.308 (3.67)	-0.014 (-1.11)	-0.186 (-1.48)	30

は技術革新による資本節約的な傾向があるのではないか。

## 口)石油ショック後

生産集中度が価格変化倍率に及ぼす効果は，全産業および投資財については正

の有意性は小くなったが，生産財についてはごくわずかながら大きくなった。

## 八 ）全期間

生産集中度が価格変化倍率に及ぼす効果は全産業についてはともに有意ではな
第31表 ラストガーテンのモデルによる回帰分析結果（全期間：50／38期）

log (P - weighted cost)

$ \overline{R}^{2} $	constant	$ \log K $	$ \log UPC^{0} $	$ \log Q $	$ \log CR $	サンプル数
1	全産業	0.3411	0.790 (2.77)	0.483 (3.94)	0.702 (5.58)	-0.631 (-6.28)	0.012 (0.12)	112
2	投資財	0.5427	0.401 (0.68)	0.867 (3.40)	0.453 (2.19)	-0.985 (-5.51)	0.421 (1.61)	31
3	生産財	0.1987	0.667 (1.38)	0.444 (2.21)	0.823 (3.16)	-0.567 (-3.25)	-0.085 (-0.39)	31
4	消費財	0.6367	0.757 (2.31)	0.418 (2.87)	0.681 (5.35)	-0.489 (-4.49)	-0.036 (-0.41)	30

第32表 ダルトンのモデルによる回帰分析結果（全期間：50／38期）

$ \overline{R}^{2} $	constant	WMC	WLC	$ \dot{Q} $	CR	サンプル数
1	全 産 業	0.7218	51.191 (4.12)	0.792 (9.15)	0.314 (5.05)	- 0.077 (- 2.54)	0.040 (0.34)	112
2	投 資 財	0.6923	48.667 (1.57)	0.435 (1.69)	0.661 (4.42)	- 0.006 (- 1.81)	0.229 (0.94)	31
3	生 産 財	0.7424	51.415 (2.97)	0.955 (8.55)	0.106 (1.07)	- 0.019 (- 2.64)	0.852 (0.84)	51
4	消 費 財	0.8695	73.904 (3.56)	0.624 (4.81)	0.368 (4.72)	- 0.24 (- 1.45)	- 0.160 (- 0.97)	30

## く，差は生じなかった。

投資財については正の有意性が大きくなるものの，生産財については付号が，正から負に転換し，消費財については負の有意性が小さくなった。

## V II 結び

以上，製造業の市場構造を構成する主要な要素である生産集中度が企業の価格決定ビヘイビアをとおして価格の動向にどのような影響を与えているかについて計量的分析を行った。これによって多くのファインディングを得たが，そのうち主なものをあげると次のとおりである。

## 1 価格の変動頻度等と生産集中度の関係について

価格の変動頻度，不偏分散等をそれぞれ生産集中度との品目間クロスセクション回帰分析によって分析したが，変動頻度，不偏分散ともに，生産集中度との間には景気変動にかかわりなく，拡張期，収縮期ともに，ほとんどの計測期間で，負で有意な相関がみられた。

2 価格変化倍率と生産集中度の関係について

石油ショック前の景気の拡張期には総ての

計測期間で価格変化倍率と生産集中度との間

には負の有意な相関があったが，収縮期には

総ての期間で有意な相関はなかった。

石油ショック直後の48年12月から49年12月までの期間（景気収縮期）で始めて価格変化倍率と生産集中度の間に正の有意な相関があった。また50年1月から12月までの期間に，景気拡張期としては始めて価格変化倍率と生産集中度の間に有意な相関が計測されなかった。

## 3 ダルトンのモデルよる分析

ダルトンのモデルは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によって説明するのである。このモデルによる分析では，景気の拡張期には計測したほとんどの期間で生産集中度の係数の付号は負でかつt-値は有意であった。また景気の収縮期には多くの期間で付号は正で有意であった。しかし，石油ショック後の51/49期では，景気拡張期にもかかわらず，生産集中度の係数の付号は正で有意だった。

また消費財および広告宣伝費比率の高い階
層（ブラント商品）については，景気局面をこえて拡張期，収縮期ともに，殆どの期間で生産集中度の付号は負でt-値は有意だった。4 ラストガーテンのモデルによる分析

ラストガーテンのモデルでは説明変数として生産物一単位当りの使用総資本変化倍率を採用し，かつ生産集中度を使用総資本還元率の変化倍率の代理変数として用いる。このモデルのスペシフィケーションでは，技術革新による生産性の向上を労働および原材料費の原単位の節約として把握するだけでなく，資本係数の変化をフォローし得る。

ダルトン型の静態的理論モデルでは生産集中度を製品一単位当りの利益率変化倍率の代理変数として用いるものであり，かつ製品一単位当りの資本の変化倍率を説明変数として入れていないので技術革新による資本係数の変化はフォローできない。

ラストガーテンのモデルによる計測ではダルトンのモデルによる結果と異ったいくつかの相違が見出された。

イ)全産業についての景気変動局面別計測では，45／40期でダルトンのモデルによる計測結果で生産集中度の係数は，負で有意であったが，ラストガーテンのモデルでは有意な相関は観測されなかった。

ロ）ダルトンのモデルによって消費財について景気変動局面別に計測を行うと，景気の拡張期，収縮期など景気局面をこえて計測したほとんどの期で生産集中度は負で有意であったが，ラストガーテンのモデルによる計測では，一般に生産集中度の付号が正の方向にシフトし，期によっては付号の転換がみられる他，t-値の有意性は小さくなった。

ハ）この他，石油ショック直後の49／48期における用途別計測で二つのモデルによる計測結果に大きな差異を生じた他，ラストガーテンのモデルでは48／38期のように長い間隔をとった計測で消費財についての生産集中度の係数が正の方向に若干シフトし t - 值の有意性は低下する等の相違点が観測された。

## 5 石油ショック後の価格動向の変化

経済が安定成長期に入り，需要の増加が鈍化したとき企業行動は協調的傾向をおびるようになり，企業の価格決定ビヘイビアに転換がおこらないかどうか懸念されるところである。ただし，この時期には国内的・国際的理由によりインフレーションが昂進しているので，この点を考えあわせなければ企業のビヘイビアの転換を論じえないことはもちろんである。

価格動向と生産集中度の関係について種々の計量的な方法によって計測を行ってきたが，昭和48年10月からの石油ショックを契機として価格の動向にいくつかの従来と違った傾向がみられた。

○ 従来，生産集中度の高い品目の上方への価格の変動頻度は（生産集中度の低い品目のそれに比較して）相対的に少なかったが，昭和48年12月～49年12月期では，これまでと反対に相対的に多かった。

さらにこの期には，生産集中度が高い品目の下方への価格の変動頻度が相対的に最も少なかった。

○ 従来，景気の収縮期には価格変化倍率と生産集中度との間には相関関係はみられなかったが，昭和48年12月～49年12月期において（月次データを用いての分析で），価格変化倍率と生産集中度の間には有意な正の相関があった。

さらに景気の拡張期には，石油ショック前では価格変化倍率と生産集中度の間には負の有の相関があるが，年次データを用いての計測で，51／49期に価格変化倍率と生産集中度との間に正の有意な相関がみられた。

価格変化倍率を費用要因と需給状況の変化倍率および生産集中度によって説明するダルトンのモデルによる計測では，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t-値は有意であった。

しかし石油ショック後の51／49期には，景気拡張期にかかわらず付号は正で有意であった。

○ 51／49期について単位資本経費（純支払金利，減価償却費等）変化倍率を説明変数として用いたモデル（K1式）およびラストガーテンのモデルによる計測では，生産集中度の係数の付号は正で有意だったが，ダルトンのデモルによる計測結果に比べ有意性は小さくなった。

ただしダルトンのモデルによって暦年ごとに計測を行うと（第11表），49年から51年までの間で生産集中度の付号が正で有意だったのは50／49期だけであった。
せて管理していく必要がある。

○ そこで、各機関がどのような業務・システムで特定個人情報ファイルを取り扱い、新規保有時・変更時を問わず、どのようなタイミングで情報保護評価を実施していくのか、計画を策定するために情報保護評価を作成することとする。

情報保護評価計画書を作成することによって、情報保護評価を実施する必要のある業務・システムに対し適時の情報保護評価の実施を確保することができる。

また、委員会に対する情報保護評価書の提出事務や委員会による各機関の情報保護評価書の管理・確認事務においても、情報保護評価計画書を作成することによって、各機関において様々なタイミングで実施される情報保護評価の実施予定を把握・管理する。

またそもそも番号法では、個人番号を利用できる範囲や、特定個人情報ファイルを作成できる場合を限定しており（番号法第9条、第29条から第32条及び第28条）、各機関が個人番号や特定個人情報ファイルを取り扱うに際しては、個人番号を利用してはならない範囲や、特定個人情報ファイルを作成してはならない範囲を明確にする必要がある。

情報保護評価計画書によって、情報保護評価の準備・管理にとどまらず、個人番号を利用してはならない範囲で個人番号を利用していないこと、そして特定個人情報ファイルを作成してはならない範囲で特定個人情報ファイルを作成していないことを確認するものである。

（2）作成方法·時期

☐ 情報保護評価計画書は各機関で一通作成する。

☐ 情報保護評価計画書は、当該機関で最初に委員会へ提出するしきい値評価書と同時に提出する。又は最初に提出するしきい値評価書よりも前に、情報保護評価計画書を単体で提出しても差し支えない。

☐ 情報保護評価計画書は、当該機関がしきい値評価書、重点項目評価書、全項目評価書の種類を問わず、情報保護評価書を委員会へ提出する都度、情報保護評価書とあわせて提出する。提出の際は、一度作成した情報保護評価計画書から、計画内容が変化していないか、確認の上提出するものとする。
☐ 情報保護評価計画書の様式は、添付資料4「情報保護評価計画書様式案」を参照されたい。なお、添付資料4のうち、別添1・別添2については、全項目評価書を一通以上作成する義務のある機関のみ作成すれば足りる。当然であるが、これら以外の機関であっても、任意に添付資料4の別添1・別添2を作成することができる。

☐ 情報保護評価計画書は、委員会に提出する必要はあるが、公表は不要である。

## 3 情報保護評価における 3 段階の仕組み

## （1） 総論

☐ 情報保護評価計画書を作成した後、情報保護評価を実施する。

☐ 情報保護評価に要するコスト・作業量に鑑みれば、特定個人情報ファイル全てについて情報保護評価を実施しようとすると、逆に情報保護評価が形式化・形骸化するおそれがあるとも考えられる。

○ そこで、情報保護評価の目的を達成し、実効性のある仕組みとするために、全ての特定個人情報ファイルについて広く浅く一律の情報保護評価を実施するのではなく、情報保護評価の必要性に応じたメリハリのある仕組みをとることとし、プライバシー等に対する影響を与える可能性が高いと認められるものについて手厚い情報保護評価を実施するものとする。

○ 具体的には個人のプライバシー等に対し影響を与える可能性に着目して、以下の3段階にて、実施の仕組みを深めるものとする。

① 特定個人情報ファイルを保有しようとする場合は、しきい値評価を

実施する

→② しきい値評価の結果、プライバシー等に対する影響を与える可能性があると認められるもの

⇒重点項目評価を実施する

③ しきい値評価の結果、プライバシー等に対する影響を与える可能性が高いと認められるもの

⇒全項目評価を実施する
○ しきい値評価の結果による、重点項目評価・全項目評価の必要性の判断フローについては、以下を参照すること。

## くしきい値判断フロー図>

☐ なお、番号法第27条では、③全項目評価のみが規定されているが、①しきい値評価、②重点項目評価については、番号法第27条に基づく特定個人情報保護委員会規則にて定めるものとする。

○ 重点項目評価や全項目評価は、行政機関の長、独立行政法人等、地方公共団体情報システム機構及び情報提供ネットワークシステムを使用する事業者（以下、行政機関等という。）であるか、地方公共団体の長その他の機関及び地方独立行政法人（以下、地方公共団体等という。）であるかによって、評価の実施フローが異なる。

☐ しきい値評価、重点項目評価、全項目評価の実施フローについては、以下の通りである。それぞれの詳細は、後記（3）（4）（5）を参照されたい。
しきい値評価実施フロー
重点項目評価実施フロー
全項目評価実施フロー
## （２）第三者による情報保護評価書の点検

☐ 情報保護評価は各情報保有機関が自らの責任を果たすために実施するものであり、自己評価が原則であるが、情報保護評価の厳格な実施を担保するための、全項目評価及び一部の重点項目評価については、自己評価に加え、承認又は点検プロセスを設けることとしている。

## i）行政機関等の場合

○ 行政機関等が実施する全項目評価については、全件、委員会による承認を受けなければならない。

○ 行政機関等が実施する重点項目評価については、委員会への提出・公表後に、委員会が対象を選択して審査する（抽出審査）。

○ なお、情報保護評価の義務付け対象外の業務システムに関する情報保護評価書については、委員会は、特段承認は行わないものとする（重点項目評価で足りるものについて全項目評価を任意で実施する場合等も、同様である。）。

## ii）地方公共団体等の場合

○ 地方公共団体等の実施する情報保護評価については、地方公共団体等の特性を踏まえ、委員会の承認/抽出点検対象とせず、地方公共団体等において第三者点検を受けるものとする。

○ 第三者点検は、個人情報保護審議会や個人情報保護審査会などによる点検を受ける $ ^{25} $ ことが望ましい。しかし、それらの組織に個人情報保護の専門家がいないなど、地方公共団体ごとに実状が異なるため、個人情報保護審議会・個人情報保護審査会による点検以外の方法も取ることができるものとする。

例えば、個人情報保護又は情報システムに知見を有する有識者（研究者・弁護士など）の意見を聴取したり、他の地方公共団体に対し事務委託したり、他の地方公共団体と共同設置した機関等に対し諮問すること等が考えられる。