Silviase/jgov_v1.4_full_ann huggingface dataset:
図115：ポルトランドセメント実質国内卸売物価指数の推移

注1 ポルトランドセメント実質国内卸売物価指数 = ポルトランドセメント国内卸売物価指数 / 国内卸売物価指数総平均

２１９９５年を１とした指数である。

分析対象期間中にポルトランドセメント価格に影響を与える可能性のある企業結合等の事象として，P93に挙げた各合併・提携のほかに，共同事業会社の設立（1984年9月～1994年5月）が挙げられる。また，公正取引委員会の審決によると，セメントメーカー各社は，1985年7月以降，販売数量制限カルテルや価格引上げカルテルを実施し，1990年12月，公正取引委員会から勧告を受けていることから，当該カルテルについても価格に影響を与えた可能性が考えられる。実際にポルトランドセメント実質国内卸売物価指数を被説明変数とし，価格の変動要因を説明変数として回帰分析を行ったところ，1985年から1987年にかけての価格上昇の部分をうまくとらえることができなかった。この間の急激な価格上昇は，このカルテルによる影響とも考えられ，当該価格上昇期間にダミー変数を挿入することにより，この間の価格上昇の影響を吸収することとする。

ポルトランドセメント価格に影響を与えると考えられる需要側要因及びコスト側要因を示すデータを列挙すると，表21のとおりである。
表 2 1：セメントの価格分析に用いる説明変数

データ	備考
需要側の要因	①	生産指数(製造工業)	・日本経済全体の生産動向
・季節変動を調整
コスト要因	②	石灰石実質国内卸売物価指数
(卸売物価指数総平均でデフレート)	・セメントの主要原料
・国内卸売物価指数総平均でデフレート
③	C重油実質国内卸売物価指数	・セメント生産のための主要熱源等
・国内卸売物価指数総平均でデフレート
・⑥については,季節変動を調整
④	C重油実質輸入物価指数
⑤	石炭実質輸入物価指数
⑥	大口電力実質国内卸売物価指数
⑦	実質現金給与総額指数(窯業・土石)	・国内卸売物価指数総平均でデフレート
・季節変動を調整
⑧	実質利子率	・1+「長期プライムレート」-「国内卸売物価指数総平均対前年同月上昇率」
ダミー	⑨	共同事業会社ダミー(1994年小野田セメント=秩父セメント,住友セメント=大阪セメント合併ダミーの裏)	・1984年7月~1994年5月に1を取るダミー
⑩	1986-1988年ダミー	・1986年7月~1988年6月に1を取るダミー
⑪	1990年合併ダミー
(三菱金属=三菱鉱業セメント合併)	・1990年12月以降1を取るダミー
⑫	1998年合併ダミーA
(宇部興産=三菱マテリアル事業統合,秩父小野田=日本セメント合併)	・1998年10月以降1を取るダミー
⑬	1998年合併ダミーB
(宇部興産=三菱マテリアル事業統合,秩父小野田=日本セメント合併)	・1998年10月~2000年8月に1を取るダミー

注1　⑨のダミーについて，1994年5月に共同事業会社が解散した直後の10月に2つの合併が行われており，両者のダミーを挿入すると多重共線性の問題が生じるため，今回の分析では共同事業会社設立期間中に1を取るダミーを挿入した。このダミーは，共同事業会社解散の影響と1994年の2つの合併の影響の双方を表すものである。

2 ⑫と⑬の合併ダミーについて，2つの合併のそれぞれの効果をみるためには，宇部興産＝三菱マテリアルの統合(1998年7月)以降1を取るダミーと，秩父小野田＝日本セメントの合併(1998年10月)以降1を取るダミーの2つのダミーを投入すべきであるが，2つの合併が3か月しか離れていないため，両ダミーを同時に挿入すると，多重共線性の問題が生じるためそれぞれの係数が正確に特定できないという問題から，1998年10月以降1を取るダミーのみ挿入した。

3 1998 年の合併・統合後，しばらくの間はセメント価格が安定的に推移し，その後，価格が下落していることから，1998 年 10 月から分析対象期間終了まで 1 を取るダミー(⑫)と，価格が安定的に推移していた期間（1998 年 10 月～2000 年 8 月）に 1 を取るダミー(⑬)を使い分けて分析を行った。

## b 回掃分析結果

1984年10月から2002年4月までの6か月おきのデータを使用して，ノーマルな最小二乗法により分析したところ，結果は表22のとおりである(サンプル数36)。
表 2 2 : セメントの価格分析結果

ケース1	ケース2	変数減少法
定数項	-1.417***(-4.057)	-1.409***(-5.649)	-1.331***(-5.940)
①生産指数(製造工業)	0.312***(4.173)	0.311***(5.755)	0.294***(6.079)
②石灰石実質国内卸売物価指数	0.278(1.590)	0.212(1.453)	0.278***(2.867)
③C重油実質国内卸売物価指数	-0.020(-1.006)	-0.011(-0.854)
⑤石炭実質輸入物価指数	0.043(1.677)	0.044**(2.144)	0.031**(2.147)
⑥大口電力実質国内卸売物価指数	0.323***(2.963)	0.339***(3.829)	0.288***(4.320)
⑦実質現金給与総額指数(窯業・土石)	-0.017(-0.237)	0.039(0.661)
⑧実質利子率	0.292(1.680)	0.312**(2.117)	0.318**(2.378)
⑨共同事業会社ダミー(1994年合併ダミーの裏)	0.041***(3.665)	0.048***(4.899)	0.043***(6.332)
⑩1986~1988年ダミー	0.044***(4.071)	0.047***(5.084)	0.049**(5.975)
⑪1990年合併ダミー	-0.020**(-1.601)	-0.022**(-2.490)	-0.023***(-2.862)
⑫1998年合併ダミーA	0.015(1.183)
⑬1998年合併ダミーB	0.024***(3.373)	0.023***(3.348)
自由度修正済みR²	0.920	0.943	0.945
DW比	1.874	2.442	2.285
自由度	24	24	26

注 1 括弧内は t 值， $ ^{*} $ ：10% 有意， $ ^{**} $ ：5% 有意， $ ^{***} $ ：1% 有意。

2 変数減少法は，①生産指数(製造工業)，②石灰石実質国内卸売物価指数，③C重油実質国内卸売物価指数，④C重油実質輸入物価指数，⑤石炭実質輸入物価指数，⑥大口電力実質国内卸売物価指数，⑦実質現金給与総額指数(窯業・土石)，⑧実質利子率，⑨共同事業会社ダミー，⑩1986年～1988年ダミー，⑪1990年合併ダミー，⑫1998年合併ダミー，⑬1998年合併ダミーBを投入し，除去するFの確率を0.1とした。

3 説明変数の数=10，サンプル数36のときのDW比のd=0.87，d=2.22。

4 分析対象期間の月次データを用いて分析を実施したところ，系列相関の程度が大きく，妥当な分析結果が得られなかった。また，3 か月おきのデータを用いて分析を行ったところ，依然として系列相関の程度が大きく，妥当な結果が得られなかった。

5 上記分析結果は，各年の4・10月のデータを使用した分析である。各年の1・7月，2・8月，3・9月，5・11月又は6・12月のデータを用いた分析も実施したところ，おおむね上記分析と同様の結果が得られた。

共同事業会社ダミーの係数は，いずれもプラスで有意となっている。この分析結果から，共同事業会社設置期間中は，解散後の期間と比較して4～5％程度価格が高かったことを示している。ヒアリングによれば，1994年の価格下落は，合併の影響のほかに，共同事業会社の解散による影響もあったとの意見があった。
１９８６～１９８８年ダミーの係数は，いずれもプラスで有意となっており，この期間の価格上昇がカルテルの影響とすれば，カルテルにより価格が５％程度上昇したが，１９８８年ころにはカルテルの実効性が薄れたとの見方も可能である。

１９９０年合併ダミー（三菱金属と三菱鉱業セメントの合併ダミー）の係数をみると，マイナス有意となっている。当該合併は混合合併であり，合併により競争が激化したとも考えられる。また，別の見方としては，１９９０年ころ，カルテルの疑いでセメント各社は公正取引委員会の立入り検査を受けており，このことが価格に何らかの影響を与えたとも考えられる。

１９９８年合併ダミーA（秩父小野田と日本セメントの合併及び宇部興産と三菱マテリアルの事業統合ダミー）の係数は，ケース１においてプラスであるが有意となってはいない。合併直後の価格が安定していた時期に限定してダミーを挿入した分析（ケース２）では，１９９８年合併ダミーBの係数はプラスで有意となり，この間価格が２％程度上昇したことを示している。

なお，月次のデータを用いて説明変数の係数を推定し，推定された係数の値を用いてダミー変数に係る事象がなければ実現したであろう価格と実測値をプロットしたところ，図116のとおりである。共同事業会社が設立されていた期間は実測値が予測値を上方に平行移動した形で推移している。また，1986・1987年ころは，予測値がほぼ横ばいで推移する中，実測値が大きく上昇し，再び元の水準に戻っている。さらに，1998年に大型合併・提携が行われた直後，実測値が予測値を上回って推移した後，実測値が大きく下落し，予測値を下回って推移している。
図１１６：ポルトランドセメント実質国内卸売物価指数の実測値と予測値の推移

注1 ポルトランドセメント実質国内卸売物価指数 = ポルトランドセメント国内卸売物価指数 / 国内卸売物価指数総平均

2 合併前の 1997 年初めころから，実測値が予測値を上回って推移しているが，これは，説明変数では説明されない価格上昇である。

3 実測値は，1995年を1とした指数である。
エ 段ボール（ライナー，中しん原紙，段ボールシート，段ボール箱）

## (ア) 分析の対象となる合併等

日本紙業と十條板紙の合併(1997年10月)

レンゴーとセッツの合併(1999年4月)

・高崎製紙と三興製紙の合併(1999年10月)

・王子製紙，高崎三興，中央板紙，北陽製紙の販売部門統合

(2001年7月)

## (イ) 分析対象品目

段ボールの製造工程は，古紙やパルプを原料としてライナーと中しん原紙などの段ボール原紙が製造され，それを材料として段ボールシートが製造され，段ボールシートを組み立てることにより段ボール箱が製造される。

ここでは，段ボール原紙としてライナー及び中しん原紙を，また，その川下製品として，段ボールシート及び段ボール箱を分析対象とする。段ボール原紙については，上記4つの合併・統合の影響を，段ボールシート・箱については，合併当事者双方が製造していた，レンゴーとセッツの合併の影響を分析することとなる。

## (ウ) 市場構造等の変化

## a CR3及びHHIの変化

段ボール原紙について，(ア)の各合併・統合によるＣＲ３及びＨＨＩの変化の状況（生産ベース）についてみると，表２３のとおりである。

表 2 3：外装用ライナー及び中しん原紙の CR3・HHI の変化（生産ベース）

外装用ライナー	中しん原紙
CR3	HI	CR3	HI
1996年	32.3%	614	34.0%	661
1997年	32.6%	668	35.5%	730
1998年	32.2%	684	35.4%	729
1999年	38.4%	811	43.8%	1011

注1 HHIは，外装用ライナーと中しん原紙ともに，上位10社のシェアから算出した。このため，11位以下の企業や輸入分については，シェアの二乗を0としているため，実際のHHIは上記の数値よりも若干高くなる。

2 外装用ライナーの CR3 については，各社ごとに「外装用ライナー（クラフト）」と「外装用ライナー（ジュート）」の数値を足し上げて算出した。

出所：矢野経済研究所「日本マーケットシェア事典」より作成。
１９９７年の合併について，外装用ライナーと中しん原紙のＣＲ３は，合併前後で多少の増加がみられるものの，ほぼ横ばいである。また，ＨＨＩは，外装用ライナー及び中しん原紙ともに５０以上上昇している。１９９９年の合併について，外装用ライナー及び中しん原紙のＣＲ３は合併後５％以上上昇している。また，ＨＨＩについても，外装用ライナーは１００以上，中しん原紙は３００弱上昇している。

いずれについても，1997年の合併による上昇幅より1999年の合併による上昇幅の方が大きく，1999年の合併により市場の集中度が高まったことが分かる。

また，段ボールシートについて1998年のレンゴーとセッツの生産シェアを算出すると，それぞれ13.5％と2.1％である。他をすべて一定であると仮定して，レンゴーとセッツの1998年のシェアを足し上げる形で1999年の合併後のシェアを算出すると，15.6％となる。

段ボール箱について，1998年のレンゴーとセッツの生産シェアを算出すると，16.9％と1.3％である。他をすべて一定であると仮定して，1998年のレンゴーとセッツのシェアを足し上げる形で1999年の合併後のシェアを算出すると，18.2％となる。

注 レンゴーとセッツの生産シェアについては，有価証券報告書及び通商産業大臣官房統計部（経済産業省経済産業政策局調査統計部）編「紙・パルプ統計年報」より算出した。また，段ボール箱の全生産量については，「紙・パルプ統計年報」における「消費量（次工程投入量）」の値を近似値として使用した。

## b 輸入比率の推移

外装用ライナー及び中しん原紙の輸入比率の推移をみると，図117のとおりである。両品目ともに，輸入比率は1％前後と少ない。外装用ライナーについては，1996年から減少傾向にある。また，中しん原紙については，1999年に一時的に上昇しているが，その後急激に下落している。
図１１７：外装用ライナー及び中しん原紙の輸入推移

注 输入比率 = 输入量 / (国内生產量 + 输入量 - 輸出量)

出所：通商産業大臣官房調査統計部（経済産業省経済産業政策局調査統計部）編「紙・パルプ統計年報」より作成。

また，段ボールシート及び段ボール箱については，輸送コストの関係から，輸入はほとんど行われていない。

## (エ) データ及び分析結果

## <段ボール原紙>

## a 回帰分析のためのデータ

被説明変数は，分析対象製品であるライナー及び中しん原紙それぞれの実質国内卸売物価指数（各製品の国内卸売物価指数を国内卸売物価指数総平均でデフレートしたもの）とする。

今回の分析では，１９９０年１月から２００２年９月までのデータを使用して分析を行う。

分析対象製品の価格に影響を与えると考えられる需要側要因及びコスト側要因を示すデータを列挙すると，表24のとおりである。
表 2 4：段ボール原紙の価格分析に用いる説明変数

データ	備考
需要側の要因	①	生産指数(製造工業)	・日本経済全体の生産動向・季節変動を調整
コスト要因	②	か性ソーダ実質国内卸売物価指数	・ライナーの原料の一つであるクラフトパルプを生産する際に必要な薬品・国内卸売物価指数総平均でデフレート
③	C重油実質輸入物価指数	・ライナー・中しん原紙生産のための主要熱源・国内卸売物価指数総平均でデフレート・⑦については,季節変動を調整
④	B・C重油実質投入内訳小分類指数
⑤	石炭実質輸入物価指数
⑥	一般炭・亜炭・無煙炭実質投入内訳小分類指数
⑦	大口電力実質国内卸売物価指数
⑧	木材チップ実質投入内訳小分類指数	・ライナーの原料の一つであるクラフトパルプの主原料・国内卸売物価指数総平均でデフレート
⑨	パルプ実質投入内訳小分類指数	・ライナーの原料・国内卸売物価指数総平均でデフレート
⑩	古紙実質国内卸売物価指数	・ライナー・中しん原紙の主要原料・国内卸売物価指数総平均でデフレート
⑪	実質現金給与総額指数(パルプ紙)	・国内卸売物価指数総平均でデフレート・季節変動を調整
⑫	実質利子率	・1+「長期プライムレート」-「国内卸売物価指数総平均对前年同月上昇率」
ダミー	⑬	1997年合併ダミー(日本紙業=十條板紙合併)	1997年10月以降1を取るダミー
⑭	1999年合併ダミー(レンゴー=セッツ合併,高崎製紙=三興製紙合併)	1999年4月以降1を取るダミー
⑮	2001年統合ダミー(王子系板紙4社販売部門統合)	2001年7月以降1を取るダミー

注 ⑭の合併ダミーは，2つの合併のそれぞれの効果をみるためには，レンゴー＝セッツの合併(1999年4月)以降1を取るダミーと，高崎製紙＝三興製紙の合併(1999年10月)以降1を取るダミーの2つのダミーを投入すべきであるが，2つの合併が6か月しか離れていないため，両ダミーが多重共線性を有し，それぞれの係数が正確に特定できないという問題から，1999年4月以降1を取るダミーのみ挿入した。

## b 回掃分析結果

## (a) ライナー

1990年1月から2002年7月までの3か月おきのデータを使用して，ノーマルな最小二乗法により分析したところ，結果は表25のとおりである（サンプル数51）。
表 2 5：ライナーの価格分析結果

ケース1	ケース2	変数除去法①	変数減少法②
定数項	-2.044*** (-2.769)	-2.165*** (-3.051)	-3.092*** (-4.973)	-4.132*** (-7.910)
①生産指数(製造工業)	0.166 (1.263)	0.224* (1.888)	0.307*** (3.318)	0.423*** (4.820)
②か性ソーダ実質国内卸売物価指数	0.253* (1.801)	0.413*** (2.768)	0.226** (2.301)	0.195* (1.868)
③C重油実質輸入物価指数	0.064** (2.557)
④B·C重油実質投入内訳小分類指数	0.097** (2.408)
⑤石炭実質輸入物価指数	-0.213** (-2.166)	-0.146* (-1.726)
⑦大口電力実質国内卸売物価指数	-0.053 (-0.176)	-0.088 (-0.296)
⑧木材チップ実質投入内訳小分類指数	0.419** (2.158)	0.236 (1.394)
⑩古紙実質国内卸売物価指数	0.196*** (3.403)	0.168*** (2.890)	0.231*** (7.043)	0.201*** (6.094)
⑪実質現金給与総額指数 (パルブ紙)	0.159** (2.183)	0.142* (1.964)	0.209*** (3.621)	0.266*** (4.623)
⑫実質利子率	-0.607 (-1.525)	-0.753* (-1.957)	-0.854*** (-2.710)
⑬1997年合併ダミー	-0.010 (-0.533)	-0.008 (-0.419)
⑭1999年合併ダミー	0.060*** (2.957)	0.055*** (2.695)	0.055*** (4.157)	0.059*** (4.272)
⑮2001年統合ダミー	0.007 (0.240)	-0.014 (-0.498)
自由度修正済みR²	0.773	0.777	0.757	0.723
DW比	1.811	2.100	1.797	1.737
自由度	38	38	44	45

注 1 括弧内は t 值， $ ^{*} $ ：10% 有意， $ ^{**} $ ：5% 有意， $ ^{***} $ ：1% 有意。

2 変数減少法①は，①生産指数（製造工業），②か性ソーダ実質国内卸売物価指数，④B·C重油実質投入内訳小分類指数，⑥一般炭・亜炭・無煙炭実質投入内訳小分類指数，⑦大口電力実質国内卸売物価指数，⑨パルプ実質投入内訳小分類指数，⑩古紙実質国内卸売物価指数，⑪実質現金給与総額指数(パルプ紙)，⑫実質利子率，⑬1997年合併ダミー，⑭1999年合併ダミー，⑮2001年統合ダミーを投入し，除去するFの確率を0.1とした。3 変数減少法②は，変数減少法①でマイナス有意であった⑫実質利子率を除いて投入し，除去するFの確立を0.1とした。

4 説明変数の数=10，サンプル数50のときのDW比のd=1.11，d=2.04。

5 分析対象期間の月次データを用いて分析を実施したところ，系列相関の程度が大きく，妥当な分析結果が得られなかった。

6 上記分析結果は，各年の1・4・7・10月のデータを使用した分析である。各年の2・5・8・11月又は3・6・9・12月のデータを用いた分析も実施したところ，DW比が悪化する事例等もみられたが，おおむね上記分析と同様の結果が得られた。
ケース 1 及びケース 2 の結果をみると，1997年合併ダミー及び2001年統合ダミーの係数の有意水準は低く，また，変数減少法では選択されないため，当該合併・統合の時期を境にライナーの価格は有意に変化していないとの結果となっている。他方，1999年の2つの合併については，合併の時期を境に価格が有意に6％程度上昇したとの結果となっている。上表に示したほかに，説明変数の原材料ごとに国内卸売物価指数や輸入物価指数の組合せを変更して分析しても同様の結果が得られた。

なお，合併前までの月次データを用いて説明変数（上記変数減少法 $ ^{①} $ で使用した変数）の係数を推定し，推定された係数の値を用いて計算したライナーの価格の予測値と実測値をプロットしたところ，図118のとおりである。1999年ころを境に価格は，それ以前の状況が継続すれば実現したであろう水準よりも高いレベルで推移していることが分かる。

図１１８：ライナー実質国内卸売物価指数 実測値と予測値の推移

注1 ライナー実質国内卸売物価指数 = ライナー国内卸売物価指数 / 国内卸売物価指数総平均

2 実測値は，1995年を1とした指数である。
## (b) 中しん原紙

１９９０年１月から２００２年７月までの３か月おきのデータを使用して，ノーマルな最小二乗法により分析したところ，結果は表２６のとおりである（サンプル数５１）。

表 2 6：中しん原紙の価格分析結果

ケース1	ケース2	変数除去法①	変数減少法②
定数項	-5.274***(-4.546)	-5.072***(-4.504)	-5.361***(-4.970)	-6.712***(-7.467)
①生産指数(製造工業)	0.577**(2.574)	0.517**(2.559)	0.800***(3.595)	0.720***(5.134)
③C重油実質輸入物価指数	0.036(0.904)
④B·C重油実質投入内訳小分類指数	0.004(0.065)
⑤石炭実質輸入物価指数	-0.002(-0.031)	-0.030(-0.510)
⑦電力実質国内卸売物価指数	-0.612(-1.357)	-0.673(-1.521)
⑩古紙実質国内卸売物価指数	0.358***(4.439)	0.361***(4.538)	0.423***(8.049)	0.380***(7.562)
⑪実質現金給与総額指数(パルブ紙)	0.324***(3.012)	0.333***(3.203)	0.342***(3.579)	0.411***(4.424)
⑫実質利子率	-1.390**(-2.256)	-1.371**(-2.245)	-1.084**(-2.103)
⑬1997年合併ダミー	-0.035(-1.162)	-0.031(-1.016)
⑭1999年合併ダミー	0.091**(3.016)	0.086***(3.150)	0.103***(5.152)	0.107***(5.175)
⑮2001年統合ダミー	0.128***(4.080)	0.126***(4.317)	0.126***(5.504)	0.127***(5.331)
自由度修正済みR²	0.720	0.726	0.727	0.707
DW比	1.891	1.964	1.710	1.677
自由度	40	40	44	45

注 1 括弧内は t 值， $ ^{*} $ ：10% 有意， $ ^{**} $ ：5% 有意， $ ^{***} $ ：1% 有意。

2 変数減少法 $ ^{①} $ は，①生産指数（製造工業），④B・C重油実質投入内訳小分類指数，⑥一般炭・亜炭・無煙炭実質投入内訳小分類指数，⑦大口電力実質国内卸売物価指数，⑩古紙実質国内卸売物価指数，⑪実質現金給与総額指数（パルプ紙），⑫実質利子率，⑬1997年合併ダミー，⑭1999年合併ダミー，⑮2001年統合ダミーを投入し，除去するFの確率を0.1とした。

3 変数減少法②は，変数減少法①でマイナス有意であった実質利子率を除いて投入し，除去する F の確率を 0.1 とした。

4 説明変数の数=10，サンプル数50のときのDW比のd=1.11，d=2.04。

5 分析対象期間の月次データを用いて分析を実施したところ，系列相関の程度が大きく，妥当な分析結果が得られなかった。また，3 か月おきのデータを用いて分析を行ったところ，依然として系列相関の程度が大きく，妥当な結果が得られなかった。

6 上記分析結果は，各年の1・4・7・10月のデータを使用した分析である。各年の2・5・8・11月又は3・6・9・12月のデータを用いた分析も実施したところ，DW比が悪化する事例等もみられたが，おおむね上記分析と同様の結果が得られた。
ケース 1 及びケース 2 の結果をみると，1997年合併ダミーの係数の有意水準は低く，また，変数減少法では選択されないため，当該合併の時期を境に中し原紙の価格は有意に変化していないとの結果となっている。他方，1999年のダミーについては，この時期を境に価格が，それ以前の状況が継続していれば実現したであろう水準よりも有意に10％程度上昇した結果となっている。また，2001年統合ダミーについても，この時期を境に価格が，それ以前の状況が継続していれば実現したであろう水準よりも有意に12％以上上昇した結果となっている。

上表に示したほかに，説明変数の原材料ごとに国内卸売物価指数や輸入物価指数の組合せを変更して分析しても同様の結果が得られた。

なお，合併前までの月次データを用いて説明変数(上記変数減少法 $ ^{①} $ で使用した変数)の係数を推定し，推定された係数の値を用いて計算した中しん原紙の価格の予測値と実測値をプロットしたところ，図119のとおりである。1999年ころから価格は，それ以前の状況が継続すれば実現したであろう水準よりも高いレベルで推移していることが分かる。

図１１９：中しん原紙実質国内卸売物価指数 実測値と予測値の推移

注1 中しん原紙実質国内卸売物価指数 = 中しん原紙国内卸売物価指数 / 国内卸売物価指数総平均

2 実測値は，1995年を1とした指数である。
## <段ボール>

## a 回帰分析のためのデータ

被説明変数は，分析対象製品である段ボールシート及び段ボール箱それぞれの実質国内卸売物価指数（各製品の国内卸売物価指数を国内卸売物価指数総平均でデフレートしたもの）とする。

今回の分析では，１９９０年１月から２００２年９月までのデータを使用して分析を行う。

分析対象製品の価格に影響を与えると考えられる需要側要因及びコスト側要因を示すデータを列挙すると，表27のとおりである。

表 2 7：段ボールの価格分析に用いる説明変数

データ	備考
需要側の要因	①	生産指数(製造工業)	・日本経済全体の生産動向・季節変動を調整
②	実質GDP(季節調整済)	・日本経済全体の生産動向
コスト要因	③	ライナー実質国内卸売物価指数	・段ボールシートの主原料・国内卸売物価指数総平均でデフレート
④	中しん原紙実質国内卸売物価指数
⑤	板紙実質国内卸売物価指数
⑥	段ボールシート実質国内卸売物価指数	・段ボール箱の主原料・国内卸売物価指数総平均でデフレート
⑦	実質現金給与総額指数(パルブ紙)	・国内卸売物価指数総平均でデフレート・季節変動を調整
⑧	実質利子率	・1+「長期プライムレート」-「国内卸売物価指数総平均对前年同月上昇率」
ダミー	⑨	レンゴー=セッツ合併ダミー	・1999年4月以降1を取るダミー

## b 回掃分析結果

## (a) 段ボールシート

1990年3月から2002年9月までの3か月おきのデータを使用して，ノーマルな最小二乗法及びBeach and MacKinnonの方法により分析したところ，結果は表28のとおりである（サンプル数51）。
表 2 8 : 段ボールシートの価格分析結果

ケース1(最小二乘法)	ケース2(BM法)	変数減少法
定数項	-14.495***(-6.295)	-2.957***(-3.077)	-15.142***(-13.219)
①生産指数(製造工業)	0.119(0.920)
②実質GDP	1.103***(5.097)	1.155***(13.217)
④中しん原紙実質国内卸売物価指数	0.144(1.551)
⑤板紙実質国内卸売物価指数	0.332***(3.437)	0.356***(4.068)
⑦実質現金給与総額指数(パルプ紙)	0.004(0.043)	0.302***(3.235)
⑧実質利子率	-0.110(-0.318)	-0.881**(-1.966)
⑨レンゴー=セッツ合併ダミー	0.038***(3.421)	0.062***(3.128)	0.037***(3.870)
ρ(Beach and MacKinnonの方法の場合)	0.608***(3.218)
自由度修正済みR²	0.894	0.873	0.904
DW比	1.407	1.448	1.371
自由度	45	44	47

注 1 括弧内は t 值， $ ^{*} $ ：10% 有意， $ ^{**} $ ：5% 有意， $ ^{***} $ ：1% 有意。

2 変数減少法は，①生産指数（製造工業），②実質 GDP，③ライナー実質国内卸売物価指数，④中しん原紙実質国内卸売物価指数，⑤板紙実質国内卸売物価指数，⑦実質現金給与総額指数（パルプ紙），⑧実質利子率，⑨レンゴー=セッツ合併ダミーを挿入し，除去する F の確率を 0.1 とした。

3 説明変数の数=5，サンプル数 50 のときの DW 比の d=1.34，d_{i}=1.77。

4 分析対象期間の月次データを用いて分析を実施したところ，系列相関の程度が大きく，妥当な分析結果が得られなかった。

5 上記分析結果は，各年の3・6・9・12月のデータを使用した分析である。各年の1・4・7・10月又は2・5・8・11月のデータを用いた分析も実施したところ，DW比が悪化する事例等もみられたが，おおむね上記分析と同様の結果が得られた。

表 2 8 の分析では，段ボールシートの直接の材料である段ボール原紙を説明変数として回帰分析を行った。DW比は1．4前後とそれほど高くはないものの，レンゴー=セッツ合併ダミーはプラスに有意であり，当該合併の時期を境に価格が4～6％程度上昇したとの結果となっている。

また，ここでは結果を省略しているが，段ボールシートの直接の材料である段ボール原紙の原燃料（古紙，パルプ，石炭，重油，電力等）を説明変数として回帰分析を行ったところ，全体的に当てはまりの良い分析結果は得られなかった。段ボール原紙の原燃料が段ボールシートの価格に影響を与えるまでに一定のタイムラグあることが影響しているとも考えられる。

なお，合併前までの月次データを用いて説明変数(上記ケース1で使用した変数)の係数を推定し，推定された係数の値を用いて計算した段ボー
ルシートの価格の予測値と実測値をプロットしたところ，図120のとおりである。1999年ころから価格は，それ以前の状況が継続すれば実現したであろう水準を上回る水準で推移し，特に2000年後半から一時的に大幅に上昇したことが分かる。

図１２０：段ボールシート実質国内卸売物価指数 実測値と予測値の推移

注1 段ボールシート実質国内卸売物価指数 = 段ボールシート国内卸売物価指数 / 国内卸売物価指数総平均

2 実測値は，1995年を1とした指数である。

## (b) 段ボール箱

1990年2月から2002年8月までの3か月おきのデータを使用して，ノーマルな最小二乗法及びBeach and Mackinnonの方法により分析したところ，結果は表29のとおりである（サンプル数51）。
表 2 9：段ボール箱の価格分析結果

ケース1(最小二乘法)	ケース2(BM法)	変数減少法
定数項	-4.613***(-2.707)	-0.767**(-1.972)	-2.333***(-8.886)
①生産指数(製造工業)	-0.139***(-2.886)
②実質GDP	0.207(1.354)
⑥段ボールシート国内卸売物価指数	0.317***(4.364)	0.435***(8.960)	0.393***(8.420)
⑦実質現金給与総額指数(パルプ紙)	0.230***(4.548)	0.173***(5.024)	0.283***(8.919)
⑧実質利子率	0.602***(3.568)	0.124(0.703)	0.569***(3.376)
⑨レンゴー=セッツ合併ダミー	0.024***(4.370)	0.015**(2.401)	0.025***(4.470)
ρ(Beach and MacKinnonの方法の場合)	0.489***(2.698)
自由度修正済みR²	0.948	0.968	0.947
DW比	1.010	1.965	1.073
自由度	45	44	46

注 1 括弧内は t 值， $ ^{*} $ ：10% 有意， $ ^{**} $ ：5% 有意， $ ^{***} $ ：1% 有意。

2 変数減少法は，②実質 GDP（季節調整済），⑥段ボールシート実質国内卸売物価指数，⑦実質現金給与総額指数（パルブ紙），⑧実質利子率，⑨レンゴー=セッツ合併ダミーを挿入し，除去する F の確率を 0.1 とした。

3 説明変数の数=5，サンプル数50のときのDW比のd=1.34，d=1.77。

4 分析対象期間の月次データを用いて分析を実施したところ，系列相関の程度が大きく，妥当な分析結果が得られなかった。また，3か月おきのデータを用いて分析を行ったところ，依然として系列相関の程度が大きく，妥当な結果が得られなかった。

5 上記分析結果は，各年の２・５・８・１１月のデータを使用した分析である。各年の１・４・７・１０月又は３・６・９・１２月のデータを用いた分析も実施したところ，DW比が悪化する事例等もみられたが，おおむね上記分析と同様の結果が得られた。

表 2 9 の分析では，段ボール箱の直接の材料である段ボールシートを説明変数として回帰分析を行った。ケース 1 及び変数減少法ではDW比は1前後と小さく，系列相関が生じているとの結果となっている。ケース 2 については，DW比は2に近い値となっているが，需要要因（生産指数〔製造工業〕）の係数がマイナスに有意となっている。これらの問題点はあるものの，レンゴー＝セッツの合併ダミーの係数をみると，プラスに有意であり，当該合併の時期を境に段ボール箱の価格が2％程度上昇したとの結果となっている。

また，ここでは結果を省略しているが，段ボール箱の直接の材料である段ボールシートの材料である段ボール原紙や，段ボール原紙製造のための原燃料（古紙，パルプ，石炭，重油，電力等）を説明変数として回帰分析を行ったところ，全体的に当てはまりの良い分析結果は得られな
かった。これら説明変数として選定した原燃料の価格が段ボール箱の価格に影響を与えるまでに一定のタイムラグあることが影響しているとも考えられる。

なお，合併前までの月次データを用いて説明変数(上記ケース1で使用した変数)の係数を推定し，推定された係数の値を用いて計算した段ボール箱の価格の予測値と実測値をプロットしたところ，図121のとおりである。それほど顕著ではないが，1999年ころから価格は，それ以前の状況が継続すれば実現したであろう水準を上回る水準で推移していることが分かる。

図１２１：段ボール箱実質国内卸売物価指数 実測値と予測値の推移

注1 段ボール箱実質国内卸売物価指数 = 段ボール箱国内卸売物価指数 / 国内卸売物価指数総平均

2 実測値は，1995年を1とした指数である。
## (4) アンケート調査結果

今回の調査では，価格分析の対象とした合併等の事例のうち，1990年以降の事例を対象として，合併企業，ライバル企業及び取引先企業に対し，合併による合併企業やライバル企業の価格・数量設定行動や市況の変化に関する意識についてアンケート調査を実施した。結果は以下のとおりである。

なお，以下のアンケート調査結果の解説では，各事例を以下の番号で表すこととする。

Ⅰ：東海カーボン＝東洋カーボンの合併（人造黒鉛電極）1992年
Ⅱ：東海カーボン＝東洋カーボンの合併（カーボンブラック）1992年
Ⅲ：小野田セメント＝秩父セメントの合併
住友セメント＝大阪セメントの合併（セメント）1994年
Ⅳ：宇部興産＝三菱マテリアルの事業統合
秩父小野田＝日本セメントの合併（セメント）1998年
Ⅴ：日本紙業＝十條板紙の合併（段ボール原紙）1997年
Ⅵ：レンゴー＝セッツの合併
高崎製紙＝三興製紙の合併（段ボール原紙）1999年
Ⅶ：レンゴー＝セッツの合併（段ボール箱）1999年

## ア 合併企業の価格設定方針の変更状況

各合併等の後に合併企業が価格設定方針をどのように変更したかについて，ライバル企業及び取引先企業にその認識を尋ねたところ，結果は図１２２・１２３のとおりであった。

ライバル企業及び取引先企業ともに「c 変更なし」との回答が多いが，変更があったとする回答を各事例間で比較すると，事例Ⅳ（１９９８年の宇部興産と三菱マテリアルの事業統合及び秩父小野田と日本セメントの合併）について，合併後に合併当事者が「a 利益確保を重視した価格設定を行った」と回答するライバル企業や，「a 利益確保のために価格の引上げ・安定化を図ろうとしていた」と回答する取引先企業が相対的に多かった。

一方，事例Ⅲ（１９９４年の小野田セメントと秩父セメントの合併及び住友セメントと大阪セメントの合併）について，合併後に合併当事者が「ｂ他社との競争を重視した対抗的価格設定を行った」と回答するライバル企業が相対的に多かった。

また，事例VI（1999年のレンゴーとセッツの合併及び高崎製紙と三興製紙の合併〔段ボール原紙〕）について，合併後に合併当事者が「a 利益確保を重視した価格設定を行った」（ライバル企業），「a 利益確保のために価格の引上げ・安定化を図ろうとしていた」（取引先企業）との回答がみられる一方で，「b 他社との競争を重視した対抗的価格設定を行った」（ライバル企業），「b 価格を引き下げてでも他社との競争上優
位に立とうとしていた」（取引先企業）との回答も同時にみられた。この点について，ヒアリングによれば，合併後しばらくは価格が安定していたが，その後値下げ競争が行われた後に価格の安定化に向けた動きがみられたとする意見があった。

図122：合併企業の価格設定方針の変更状況 (ライバル企業の見解)

注「その他」と回答したものについては，回答の母数には含めているが，集計の図の中には表示していない。以下の図においても同様である。

図123：合併企業の価格設定方針の変更状況（取引先企業の見解）

## イライバル企業の価格設定方針の変更状況

各合併等の後に，ライバル企業が価格設定方針をどのように変更したかについて，ライバル企業自身及び取引先企業にその認識を尋ねたところ，結果は図124・125のとおりであった。

ライバル企業自身の回答，取引先企業の回答ともに，各事例について「c 変更なし」とするものがほとんどであったが，その中でも，アと同様，事例IV（1998年の宇部興産と三菱マテリアルの事業統合及び秩父小野田と日本セメントの合併）について，当該合併後に「a 利益確保を重視した価格設定を行った」と自ら回答するライバル企業や，ライバル企業が「a 利益確保のために価格の引上げ・安定化を図ろうとしていた」と回答する取引先企業が相対的に多かった。

一方，事例Ⅲ（１９９４年の小野田セメントと秩父セメントの合併及び住友セメントと大阪セメントの合併）についても，アと同様に，合併後に「ｂ　他社との競争を重視した対抗的価格設定を行った」と回答するライバル企業が相対的に多かった。
また，事例VI（１９９９年のレンゴーとセッツの合併及び高崎製紙と三興製紙の合併[ダンボール原紙]）について，当該合併後にライバル企業が「ｂ価格を引き下げてでも他社との競争上優位に立とうとしていた」と回答する取引先企業が相対的に多かった。この点について，ヒアリングによれば，合併後の価格安定期間の後，合併企業の値下げ攻勢により顧客を奪われたライバル企業が，他の顧客の獲得を目指して価格引下げを行ったとする意見があった。

図124：ライバル企業の価格設定方針の変更状況（ライバル企業自身の見解）

図125：ライバル企業の価格設定方針の変更状況（取引先企業の見解）

## ウ 合併企業及びライバル企業の生産数量設定方針の変更状況

各合併等の後に，合併企業及びライバル企業が生産数量設定方針をどのように変更したかについて，ライバル企業にその認識を尋ねたところ，結果は図126・127のとおりであった。

合併企業の生産数量設定方針について，合併後「c 変更なし」と回答するライバル企業が多いが，変更があったとする回答を各事例間で比較すると，事例Ⅳ（1998年の宇部興産と三菱マテリアルの事業統合及び秩父小野田と日本セメントの合併）について，合併後に合併企業が「a 過剰供給の抑制を重視した生産数量の設定を行った」と回答するライバル企業が相対的に多かった。

また，事例Ⅵ（1999年のレンゴーとセッツ及び高崎製紙と三興製紙の合併[段ボール原紙]）について，合併後に合併当事者が「b シェアの維持・拡大を重視した生産数量の設定を行った」と回答するライバル企業が相対的に多かった。
なお,ライバル企業自身の生産数量設定方針について,「c 変更なし」とするライバル企業がほとんどを占めた。

図126：合併企業の数量設定方針の変更状況 (ライバル企業の見解)

図127：ライバル企業の数量設定方針の変更状況（ライバル企業自身の見解）

## エ 合併による取引先との力関係の変化について

当該合併により自社が受けたメリットについて，合併当事者のライバル企業に尋ねたところ，「e 特になし」との回答が多数であったが，何らかのメリットがあったとする回答の中では，「d 業界全体として販売先との間の力関係が改善した」を挙げる企業が多く，相対的に，事例VI（1999年のレンゴーとセッツ及び高崎製紙と三興製紙の合併[段ボール原紙]）で多かった（図128）。

また，合併企業やライバル企業による価格引上げ・安定化を目指した価格設定に対してどのように対応したかについて，取引先に尋ねたところ，「a 今まで取引していなかったメーカーの製品の購入を検討した」との回答が全体として多い（図129）。特に，ライバル企業が「業界全体として販売先との間の力関係が改善した」というメリットを挙げた事例VI（1999年のレンゴーとセッツ及び高崎製紙＝三興製紙[段ボール原紙]）において，当該回答が多くみられた。

合併により売手側の交渉力が高まる場合，買手側の対抗手段として複数の購入先が確保されていることが重要であり，その意味で合併により売手の数が極端に少数になる場合には，買手側の対抗手段が制限されることとなる。
図128：ライバル企業からみた合併のメリット

図129：合併・ライバル企業による価格引上げ・安定化を目指した価格設定に対する取引先企業の対応

## オ 合併後の市況の変化・競争状況の変化

合併後市況がどのように変化したかについて，合併企業及びそのライバル企業にその認識を尋ねたところ，結果は図１３０のとおりであった。

回答の選択肢について，合併後競争が減退したと評価するグループ（「a 需要が横ばい・増加傾向の中で，市況が改善した」，「b 需要が減少傾向にあったものの，合併により主導的な立場となる企業が出現し，業界秩序が確立され，思ったほど市況が悪化しなかった」，「c 需要が減少傾向にあったものの，合併により競争力が拮抗したため，思ったほど市況が悪化しなかった」と，合併後競争が激化したと評価するグループ（「d 需要が横ばい・増加傾向の中で，競争激化により市況は思ったほど改善しなかった」，「e 需要が減少傾向の中で，競争激化により市況が悪化した」）に分けて，各事例ごとの特徴をみてみると，事例Ⅰ，V，VI，Ⅶについては，合併企業及びライバル企業自ら合併後競争が減退したと評価する見解が多数を占めている。他方，事例Ⅱ，Ⅲ，Ⅳについては，合併後競争が激化したと評価する見解が多数を占めている。
図130：合併企業・ライバル企業からみた合併後の市況の変化
また，合併後合併企業とライバル企業の価格競争がどのように変化したかについて，取引先にその認識を尋ねたところ，結果は図１３１のとおりであった。

いずれの事例についても，「d 変化なし」との回答が多数を占めているが，それ以外の回答について，合併後競争が減退したと評価するグループ（「a 協調的行為により価格競争が減退した」，「b 合併企業が主導的立場となり，価格競争が減退した」）と，「c 価格競争が激化した」と評価するグループに分けて，各事例ごとの特徴をみてみると，合併後競争が減退したと評価する意見が多かったのは事例Ⅳ，Ⅵ，Ⅶ，また，合併後競争が激化したと評価する意見が相対的に多かったのは事例Ⅲ，Ⅳ，Ⅴ，Ⅵであった。事例ⅣとⅥについては，合併により競争が減退したとの評価と競争が激化したとの意見が併存している。

この点について，事例IVについては，価格分析によれば，合併後2年ほどは実測値が予測値を上回って推移している一方，その後の価格下落により実測値が予測値を下回って推移しており，どちらの時期を評価しているかによって意見が分かれている可能性もある。

事例VIについては，既にみてきたとおり，取引先の意識として価格競争が激化した時期と価格競争が減退した時期がラグをもって実現しており，どちらの時期を評価するかによって回答が分かれているものとも考えられる。

図１３１：取引先からみた合併後の合併企業とライバル企業の価格競争の変化
## (5) 分析結果のまとめ

本節の冒頭で断ったとおり，今回の分析は競争状況を判断するに当たり「価格」という特定の指標に着目したものであり，また，価格を決定するであろうあらゆるデータを用いて分析を行ったものではない等の理由から，今回得られた結果はあくまで限定的なものである。

このような限定条件付きではあるが，以上の分析結果について，価格分析の結果とアンケート結果との対比も含めて品目ごとに整理すると，以下のとおりである。

## ア 石油製品

今回の回帰分析の結果，石油製品の価格について，1980年代半ばの合併・提携後，実際の価格は予測値とほぼ同じか又は予測値を下回って推移している。この点について，特にナフサ等については，合併により価格が下落しているというよりはむしろ，今回の分析対象期間中の1983年に，PEFIC（石化原料共同輸入株式会社）経由の，石油化学企業による輸入体制が整った結果，輸入圧力が高まったことが，国内価格の下落につながったとの見方も可能と考えられる。
## 炭素製品

人造黒鉛電極の価格について，今回実施した回帰分析の結果によれば，1992年の東海カーボンと東洋カーボンの合併のころを境に，価格は，それ以前の状況が継続すれば実現したであろう水準を10％程度上回って推移している。ちょうどこの合併の前後で，人造黒鉛電極に関する国際カルテルが行われていた事実が各国の競争当局により認定されており，この価格上昇はカルテルの影響とも考えられる。

アンケート結果によれば，ライバル企業や取引先企業の認識として，合併により合併企業やライバル企業の価格・数量設定方針に大きな変更はないとするものがほとんどであり，また，競争状況が変化したとの回答も多くはなかった。この点について，P87の図109からも明らかなように，人造黒鉛電極の実質価格は，合併後緩やかに上昇しており，この安定的な価格動向のため $ ^{49} $ ，取引先企業等の認識として，特に合併前後で価格設定や競争状況に変化はないとの意見が多かったとの見方も可能と考えられる。しかし，今回の限定的な分析結果に立つ限りは，同図から明らかなように，価格変動要因に基づく推定値では合併後価格は横ばいあるいは下落するべきところ，実測値は緩やかに上昇しており，実際の価格はあるべき水準を上回って推移しているとの結果となっている。

また，カーボンブラックの価格について，今回の回帰分析の結果によれば，1992年の東海カーボンと東洋カーボンの合併のころを境とした価格の上昇・下落はみられない。また，アンケート結果をみても，ライバル企業や取引先企業の認識として，合併により合併企業やライバル企業の価格・数量設定方針や競争状況に変化はないとの回答がほとんどであった。

この点については，合併当時，カーボンブラック市場での東海カーボンのシェアは第1位，東洋カーボンの事実上の親会社である三菱化成のシェアは第2位であり，三菱化成が引き続き合併後の会社の筆頭株主にとどまれば新会社に対して影響力を及ぼすことが懸念されたが，同社が筆頭株主とならないよう必要な措置が採られたこともあり，市場への影響はなかったものとも考えられる。
## ウ セメント

今回の回帰分析の結果によれば，ポルトランドセメントの価格について，1990年の三菱金属と三菱鉱業セメントの合併のころを境に，実際の価格は予測値を下回って推移している。この要因としては，当該合併により競争が激化した可能性と，合併とほぼ同時期に行われた公正取引委員会による立入り検査が影響した可能性が考えられるが，具体的にどのような要因によるものかについての分析は，今回の調査では行っていない。

また，今回の回帰分析の結果によれば，1994年にセメントの共同事業会社が解散するとともに，小野田セメントと秩父セメントの合併及び住友セメントと大阪セメントの合併が行われた後，価格がそれ以前のレベルよりも下落しており，アンケート調査結果からも，この時期にセメント各社間の競争が激化したことがうかがわれる。この点について，合併による競争激化という要因も考えられるが，共同事業会社の解散による影響が大きいとの見方も可能である。なお，共同事業会社を1つの事業体とみなして市場集中度を計測すると，図112（P93）・113（P94）のとおり，1994年において，共同事業会社の解散による集中度下落の効果の方が，2つの合併による集中度上昇の効果よりも大きいため，同年にCR3・HHIともに下落している。このような市場構造の変化が競争状況に影響を与えたとも考えられる。いずれにしろ，合併と共同事業会社の解散のどちらの要因により価格が下落しているのかについての分析は，今回の調査では行っていない。

さらに，今回実施した回帰分析の結果によれば，1998年の宇部興産と三菱マテリアルのセメント事業統合及び秩父小野田と日本セメントの合併のころを境に，2年ほどの間，価格は，それ以前の状況が継続すれば実現したであろう水準を上回って推移している一方，その後は価格が急落している。取引先に対するアンケート調査結果によれば，当該合併により競争が減退したとの評価と競争が激化したとの評価が併存しており，合併後のどの時期を評価したのかによって意見が分かれているとも考えられる。今回の分析結果に立てば，合併の時期を境にその後2年程度は，価格が上昇したと評価することも可能と考えられるが，その後価格が急激に下落していることもあり，いずれの見方を採るかについては，このような価格変動の要因に関する分析も含め様々な角度から検討を行う必要があると考えられる。
## エ 段ボール

段ボール原紙について，今回実施した回帰分析の結果を前提にみれば，ライナー及び中しん原紙ともに，１９９９年のレンゴーとセッツの合併及び高崎製紙と三興製紙の合併のころを境に，価格が，それ以前の状況が継続すれば実現したであろう水準よりも高い水準で推移している。他方，１９９７年の日本紙業＝十條板紙の合併の前後では，価格に対する影響は特にみられない。アンケート調査結果によれば，合併当事者とライバル企業の回答として，１９９７年の合併，１９９９年の２合併ともに競争制限的行動を指摘する回答がみられたが，特に取引先の回答で，１９９７年の合併と比較して，１９９９年の２合併の方が競争に与えた影響が大きいとの傾向がみられた。

なお，中しん原紙に係る回帰分析によれば，2001年の王子系4社の販売部門統合の時期を境に価格が，それ以前の状況が継続すれば実現したであろう水準よりも上昇している傾向がみられた。

なお，段ボール原紙市場の市場構造の特徴としては，（グループ企業とされているものを個社ごとにみると）集中度はそれほど高くはないこと，また，輸入圧力はほとんど働いていないことが挙げられる。

段ボールについて，分析上の種々の制約等や計量経済学的な結果の信頼性という観点から，価格への影響について単純に結論を出せるわけではないが，今回の回帰分析の結果を前提にみれば，段ボールシート及び段ボール箱ともに，1999年のレンゴーとセッツの合併の時期を境に，価格が，それ以前の状況が継続すれば実現したであろう水準よりも上昇していることがうかがえる。段ボール箱に関するアンケート調査結果をみても，当該合併により競争が減退したとの回答が多くみられた。

なお，段ボールの市場も段ボール原紙市場と同様，集中度はそれほど高くはないこと，他方で輸入圧力はほとんど働いていないことが挙げられる。

以上の分析結果は限定的なものであるが，仮にこの分析を前提に考えると，段ボール原紙を材料として製造される段ボールシートの価格が，段ボール原紙の価格上昇以上に更に上昇し，段ボールシートを材料として製造される段ボール箱の価格も，段ボールシートの価格上昇を上回って上昇しているという，いわばトリプルマージナライゼーションとでも呼ぶべき現象もみられた。

ヒアリングによれば，1999年の2つの合併が競争に影響があったとの見解を有するものについて，高崎製紙と三興製紙の合併の影響はほとんどなく，レンゴーとセッツの合併の影響が大きかったとするものが多かった。特に，段ボールシート・段ボール箱の製造分野で力を有していたレンゴーが，セッツと
合併することにより段ボール原紙製造分野でも一定のシェアを獲得し，垂直的な統合を達成し，段ボール製造一貫メーカーとしての立場を確立したことの影響が大きかったとの意見もみられた。

## 才 総括

以上の限定的な価格分析の結果に基づいて整理を行うと，分析対象とした品目のうちいくつかの事例において，合併の時期を境に価格が，それ以前の状況が継続すれば実現したであろう水準よりも有意に上昇しているものがみられた。一方，合併の時期を境に価格に変化がみられない事例，また，それ以前の状況が継続すれば実現したであろう水準よりも有意に下落している事例もあったが，それらは，合併による効率化や競争の活発化とは別の要因により価格が下落しているとも考えられるものであった。

価格分析の結果とアンケート調査及びヒアリング調査による事業者の意識とを照らし合わせてみると，価格分析の結果から価格が「合併がなければ実現したであろう水準」よりも上昇している事例においては，合併企業，ライバル企業及び取引先企業の意識として，価格競争が減退した，あるいは，市況が改善・安定化したとするものが多かった。