Silviase/jgov_v1.4_full_ann huggingface dataset:
## 定行動や競争状況の変化等に関するアンケート調査を実施した（表9）。

表 9：アンケート調査対象企業（取引先企業）

製品分野	品目	取引先企業送付先	回収率
炭素製品	人造黒鉛電極	電炉メーカーのうち業界団体に属する34社	73.5%
カーボンブラック	タイヤメーカー及び塗料メーカーのうち業界団体に属する106社	74.5%
セメント	セメント	全国主要ゼネコン43社	71.7%
都道府県生コンクリート工業組合46組合(ただし,実際の回答は,工業組合の傘下の事業者によるものであり,1つの工業組合から複数の事業者からの回答が得られたケースもあった。)	60社
板紙	段ボール原紙	段ボール原紙を扱う主要代理店19社	73.7%
段ボール箱	製缶業者,飲料メーカー,洗剤・石鹸メーカーの業界団体から半数の企業を無作為抽出した79社	69.6%
合計	281社 46組合
## 2 財務分析

## (0) はじめに

第1では，複数の事例の財務データを同時にみることにより，全体として合併の時期を境に財務指標が改善しているかどうかについて検証を行った。本節では，対象9事例について，第1の分析で用いた各財務指標の相対的指標が，合併前3年間の中央値と比較して，合併後どのように推移しているのかを個別具体的に検討・分析することにより，個々の合併ごとの効率性達成状況等について検証することとする $ ^{37} $ 。

なお，合併前の数値として何を用いるか，合併後どの程度までの期間をみるべきかといった問題や財務データの性質等から分析に制約がある点については，第1と同様である。

## (1) 分析方法

各財務指標ともに，第1の分析と同様，産業ごとの要因や時代ごとの要因の影響を除去するために，合併企業の指標からライバル企業の指標を減じた相対的指標により分析を行う $ ^{38} $ 。

## t 年の相対的指標 = t 年の合併企業の指標 - t 年のライバル企業の指標

相対的指標の合併前の中央値と合併1～5年後の値を比較することにより，合併企業の合併後の指標の改善状況について考察を行う。ここでは，単一企業の合併後5年間の指標の推移というデータセットの制約から，統計的な手法を用いることはできず，合併前の中央値と合併後の数値の大小を単純に比較する。このため，指標の上昇・下落の方向について一定の評価が可能であっても，その程度についての評価はできないという点に注意が必要である。

利益率指標については，第1－2(1)エ（P29）と同じ考え方により，売上高ベースの利益率指標について，コスト指標の上昇・下落の状況の代理変数とみなして評価を行う。

なお，自己資本ベースの利益率（自己資本利益率及び自己資本経常利益率）に
ついては，分母である自己資本の額が当期未処分利益の変動により大きく変動するケースがみられる。また，自己資本利益率の分子である当期純利益は，合併前の特別損益等の計上により大きく変動するケースがみられる。このため，これら2つの利益率は，他の利益率指標と異なる動きを示したり，変動幅が極端であったりするケースがあり，指標の推移を評価するに当たっては注意が必要であると考えられる。
## (2) 分析結果

ア 大協石油と丸善石油の石油精製部門統合（1984年）・合併（1986年）

## (ア) コスト指標

1986年に両社が合併する2年前の1984年に，両社は石油精製部門を統合・分社化しているため，1985年（合併1年前）の合併当事者の製造原価の数値は存在しない。また，1984年の年度途中での統合・分社化であったため，合併2年前の製造原価のデータにも影響が出ている。このため，売上高製造原価比率，売上高原材料費比率及び売上高労務費比率の3指標については，合併前3年間の中央値ではなく合併3年前の値と比較して，合併後の相対的指標についてその推移をみることとする。

売上高製造原価比率，売上高原材料費比率及び売上高販売管理費比率について，合併後すべての時点で合併前の数値を上回って推移している。この限りにおいては，ライバル企業と比較して合併企業のコストが上昇しているといえる（図27・28・30） $ ^{39} $ 。

一方，売上高労務費比率及び売上高人件費比率については，合併3年後までは合併前の数値より低いが，合併4年後以降は合併前の数値より高くなっている（図29・31）。

図 2 7：売上高製造原価比率

図 2 8：売上高原材料費比率
図 2 9：売上高労務費比率

図 30：売上高販売管理費比率

図 3 1：売上高人件費比率

## ( 亻 ) 利益率指標

合併前において，丸善石油の自己資本の額が極端に小さい値を示しているため，同社の自己資本利益率及び自己資本経常利益率が極端に大きな値を示している年があることから，ここでは，これら2つの利益率指標を除く3指標についてその相対的指標の推移をみる。

売上高ベースの利益率指標は，合併3年後以降合併前の数値を上回っており，この限りにおいて，ライバル企業と比較して合併3年後以降合併企業の売上高コスト比率が下落しているといえる（図32・33）。また，総資産利益率は，合併後ほぼすべての時点において合併前の数値を上回っていることから，この限りにおいて，ライバル企業と比較して合併企業は利益率を上
図 3 2：売上高営業利益率

図 3 3：売上高経常利益率

図 3 4：総資産利益率

イ東海カーボンと東洋カーボンの合併（１９９２年）

## (ア) コスト指標

相対的指標の推移を合併前3年間の中央値と比較してみると,売上高製造原価比率，売上高原材料費比率及び売上高労務費比率について，合併後すべての時点で合併前の数値を上回って推移している（図35～37）。この限りにおいては，ライバル企業と比較して合併企業のコストが上昇しているといえる。一方，売上高販売管理費比率と売上高人件費比率については，合併2・3年後までは，合併前の数値より低く，それ以降は合併前の数値より高くなっている（図38・39）。
図 3 5：売上高製造原価比率

図 3 6：売上高原材料費比率

図 3 7：売上高労務費比率

図 3 8：売上高販売管理費比率

図 3 9：売上高人件費比率

## ( 亻 ) 利益率指標

相対的指標の推移を合併前3年間の中央値と比較してみると,売上高ベースの利益率指標について,売上高営業利益率は合併後すべての時点において,合併前の数値を下回っており,この限りにおいて,ライバル企業と比
較して合併企業の売上高コスト比率が上昇しているといえる（図40）。資本ベースの利益率指標については，いずれについても合併3年後ころまでは合併前の数値を上回っており，この限りにおいて，合併企業は，合併後しばらくの期間，ライバル企業と比較して利益率を上昇させているといえる（図42～44）。

図 4 0：売上高営業利益率

図 4 1：売上高経常利益率

図42：自己資本利益率

図 4 3：自己資本經常利益率

図 4 4：総資産利益率
なお各利益率の相対的指標は，合併3年後以降下落傾向を示しているが，合併企業・ライバル企業それぞれの利益率指標の推移をみると，合併企業・ライバル企業ともに，合併2年後以降，利益率が上昇しているという特徴を有する（図45・46）。

合併企業及びライバル企業ともに利益率が上昇しているという点に着目すると，これは，相対的指標では取り除かれた産業特有の要因により，合併企業及びライバル企業の利益率が増加している可能性が高いとも考えられる。合併企業及びライバル企業の利益率を増加させる産業特有の要因として，業界全体の需要増加，コスト下落，市場価格の上昇等が考えられる。このように，相対的指標ではなく，合併企業及びライバル企業自体の指標の推移をみることにより，産業固有の状況が分かるケースもあり得る。

図45：合併企業の利益率の推移

図46：ライバル企業の利益率の推移

## ウ 三菱金属と三菱鉱業セメントの合併（1990年）

## (ア) コスト指標

相対的指標の推移を合併前3年間の中央値と比較してみると,売上高販売管理費比率について合併3・4年後に合併前3年間の中央値を下回っているが，その他の指標については合併後すべての時点において合併前の数値を上回って推移している（図47～51）。この限りにおいて，ライバル企業と比較して合併企業のコストが上昇しているといえる。
図 4 7：売上高製造原価比率

図 4 8：売上高原材料費比率

図 4 9 ：売上高労務費比率

図 5 0：売上高販売管理費比率

図 5 1：売上高人件費比率
## ( 亻 ) 利益率指標

相対的指標の推移を合併前3年間の中央値と比較してみると,売上高ベースの利益率指標について，合併3年後のみ，合併前3年間の中央値を下回っているものの，それ以外は中央値を上回っている（図52・53）。この限りにおいて，ライバル企業と比較して合併企業の売上高コスト比率が下落しているといえる。

資本ベースの利益率指標については，多くの時点において合併前の数値を下回っており，この限りにおいて，合併後利益率が下落しているといえる（図54～56）。

図 5 2：売上高営業利益率

図 5 3：売上高経常利益率

図 5 4：自己資本利益率

図 5 5：自己資本經常利益率
図 5 6：総資産利益率

エ 小野田セメントと秩父セメントの合併（1994年）

## (ア) コスト指標

1998年に合併企業(秩父小野田)は日本セメントと合併しているため，合併3年後までの相対的指標の推移をみると，売上高労務費比率と売上高人件費比率が合併後上昇傾向にあり，合併2・3年後には合併前の数値を上回っており，この限りにおいて，ライバル企業と比較して合併企業のコストが上昇しているといえる(図59・61)。一方，売上高製造原価比率，売上高原材料費比率及び売上高販売管理費比率については，合併後すべての時点で合併前の数値を下回って推移しており，この限りにおいて，ライバル企業と比較して合併企業のコストが下落しているといえる(図57・58・60)。

図 5 7：売上高製造原価比率

図 5 8：売上高原材料費比率
図 5 9：売上高労務費比率

図 6 0：売上高販売管理費比率

図 6 1：売上高人件費比率

## ( 亻 ) 利益率指標

合併 3 年後までの相対的指標の推移を合併前 3 年間の中央値と比較してみると，売上高ベースの利益率指標について，売上高経常利益率の合併 2 年後を除き合併前と同じレベルかそれを下回っており，この限りにおいて，ライバル企業と比較して合併企業の売上高コスト比率が上昇しているといえる（図62・63）。

資本ベースの利益率指標については，いずれの指標についても合併前のレベルと同じかそれを下回っており，この限りにおいて，ライバル企業と比較して合併企業が利益率を下落させているといえる（図64～66）。
図62：壳上高営業利益率

図 6 3 売上高経常利益率

図 6 4：自己資本利益率

図 6 5：自己資本經常利益率

図66：総資産利益率
## (ア) コスト指標

ライバル企業として選定した日本セメントが１９９８年に合併しているため，合併３年後までの相対的指標の推移を合併前３年間の中央値と比較してみると，売上高製造原価比率，売上高原材料費比率及び売上高労務費比率については，合併後すべての時点において合併前の数値を上回っており，この限りにおいて，ライバル企業と比較して合併企業のコストが上昇しているといえる（図６７～６９）。一方，売上高販売管理費比率は，合併後すべての時点において合併前の数値を下回っており，また，売上高人件費比率についても，合併２年後以降，合併前の数値を下回っている（図７０・７１）。この限りにおいては，ライバル企業と比較して合併企業のコストが下落しているといえる。なお，いずれのコスト指標についても，合併後期間が経過するにしたがって指標が下落しており，この意味において，合併企業のコストが下落傾向にあるといえる。

図 6 7：売上高製造原価比率

図 6 8 ：売上高原材料費比率

図 6 9：売上高労務費比率

図 7 0：売上高販売管理費比率
図 7 1：売上高人件費比率

## (イ) 利益率指標

相対的指標の推移を合併前3年間の中央値と比較してみると,売上高ベースの利益率指標については,合併前の数値をほぼ上回って推移している(図72・73)。この限りにおいて,ライバル企業と比較して合併企業の売上高コスト比率は下落しているといえる。資本ベースの利益率指標については,自己資本利益率と自己資本経常利益率は合併2年後以降合併前の数値を上回っており,この限りにおいて,ライバル企業と比較して合併企業の利益率が上昇しているといえる(図74・75)。

図 7 2：売上高営業利益率

図 7 3：売上高経常利益率
図 74：自己資本利益率

図 7 5：自己資本經常利益率

図 7 6：総資産利益率

カ 秩父小野田と日本セメントの合併（1998年）

## (ア) コスト指標

合併3年後までの相対的指標の推移を合併前3年間の中央値と比較してみると，売上高製造原価比率，売上高原材料費比率及び売上高労務費比率について，合併後すべての時点で合併前の数値を下回って推移しており，この限りにおいて，ライバル企業と比較して合併企業のコストが下落しているといえる（図77～79）。一方，売上高販売管理費比率については，合併後の数値は合併前の数値を上回っており，この限りにおいて，ライバル企業と比較して合併企業はコストを上昇させているといえる（図80）。
図 7 7：売上高製造原価比率

図 7 8：売上高原材料費比率

図 7 9：売上高労務費比率

図 8 0：売上高販売管理費比率

図 8 1：売上高人件費比率
## (イ) 利益率指標

相対的指標の推移を合併前3年間の中央値と比較してみると,売上高ベースの利益率について,合併後すべての時点で合併前の数値を下回っており,この限りにおいて,ライバル企業と比較して合併企業の売上高コスト比率が上昇しているといえる(図82・83)。また,資本ベースの利益率についても,合併後すべての時点で合併前の数値を下回っており,この限りにおいて,ライバル企業と比較して合併企業は利益率を下落させているといえる(図84~86)。

図 8 2：売上高営業利益率

図 8 3：売上高経常利益率

図 8 4 ：自己資本利益率

図 8 5：自己資本經常利益率
図 8 6：総資産利益率

キレンゴーとセッツの合併（1999年）

## (ア) コスト指標

合併 2 年後までの相対的指標の推移を合併前 3 年間の中央値と比較してみると，売上高販売管理費比率については，合併後の数値が合併前の数値を下回っており，この限りにおいて，ライバル企業と比較して合併企業のコストは下落している（図 90）。一方，売上高労務費比率及び売上高人件費比率については，合併後の数値が合併前の数値を上回っており，この限りにおいて，ライバル企業と比較して合併企業のコストは上昇している（図 89・91）。

図 8 7：売上高製造原価比率

図 8 8：売上高原材料費比率
図 8 9：売上高労務費比率

図 9 0：売上高販売管理費比率

図 9 1：売上高人件費比率

## ( 亻 ) 利益率指標

合併前のセッツの当期純利益が巨額のマイナスとなっている等の影響のため，合併前の合併企業の自己資本利益率が大きくマイナスとなっていることから，ここでは，自己資本利益率を除く4指標について，その相対的指標の推移をみる。

売上高ベースの利益率は，合併2年後には合併前の数値を上回っており，この限りにおいて，ライバル企業と比較して合併企業の売上高コスト比率は下落しているといえる（図92・93）。また，資本ベースの利益率は，合併後の数値が合併前の数値を上回っており，この限りにおいて，ライバル企業と比較して合併企業の利益率は上昇しているといえる（図94・95）。
図 9 2 売上高営業利益率

図 9 4：自己資本經常利益率

図 9 3：売上高経常利益率

図 9 5：総資産利益率

## ク 高崎製紙と三興製紙の合併（1999年）

## (ア) コスト指標

合併 2 年後までの相対的指標の推移を合併前 3 年間の中央値と比較してみると，売上高製造原価比率，売上高原材料費比率，売上高労務費比率及び売上高人件費比率について，合併後の数値が合併前の数値を上回っており，この限りにおいて，ライバル企業と比較して合併企業のコストが上昇しているといえる（図96～98・100）。一方，売上高販売管理費比率は，合併後の数値が合併前の数値を下回っており，この限りにおいて，ライバル企業と比較して合併企業のコストが下落しているといえる（図99）。
図 9 6：売上高製造原価比率

図 9 7：売上高原材料費比率

図 9 8：売上高労務費比率

図 9 9：売上高販売管理費比率

図 1 0 0 ：売上高人件費比率
## ( 亻 ) 利益率指標

合併 2 年後に ,自己資本利益率及び自己資本経常利益率が大きくマイナスとなっていることから ,その 2 つの利益率指標を除く 3 指標についてその相対的指標の推移をみる。

売上高ベースの利益率指標は,合併後の数値が合併前の数値を下回って推移しており,この限りにおいて,ライバル企業と比較して合併企業の売上高コスト比率が上昇しているといえる(図101・102)。また,総資産利益率について,合併後の数値が合併の数値を下回って推移していることから,この限りにおいて,ライバル企業と比較して合併企業の利益率が下落しているといえる(図103)。

図 1 0 1 ：売上高営業利益率

図 1 0 2 ：売上高経常利益率

図 1 0 3：総資産利益率
## (3) 分析結果のまとめ

今回の分析は，統計的な手法を用いて分析を行ったものではないことから，指標の上昇・下落の方向については特定できるものの，その程度については評価することができないという制約があるが，今回の分析結果を評価すると，コスト指標や利益率指標の動きから，部分的にコストが下落していると評価される事例はあるものの，明確にコストが下落していると評価できる事例はなかった。

なお，本節の冒頭で断ったとおり，ここでの分析は，第1の分析同様，様々な要因の影響を受ける財務データを用いた分析であることから，その結果はあくまで限定的なものである。また，今回対象とした9事例のうち5事例は合併3年後まで，2事例は合併2年後までという短期間での評価であり，その後に表れる（表れた）であろう合併の効果についての評価は行っていない。
## 3 価格分析

## (0) はじめに

ここでは，分析対象市場における製品の「価格」に着目し，それが合併前後でどのように変化しているのかをみるために，価格を被説明変数とし，価格に影響を与える諸要因及び合併後1を取るダミーを説明変数として計量経済学的手法を用いて分析を行う $ ^{40} $ 。

価格データを用いて分析を行う場合,実際の取引に用いられた価格を使用することが望ましいところ,今回の分析では,データの入手可能性から,分析対象製品の価格やその原材料価格として,国内卸売物価指数や輸入物価指数,投入内訳小分類指数を用いている $ ^{41} $ 。また,価格は様々な要因から影響を受けると考えられるが,ここでは価格に影響を与えると考えられる要因をできるだけ特定して分析を行う $ ^{42} $ 。

## (1) 価格分析の理論的背景 $ ^{43} $

まず，分析の対象とする品目について，需要曲線を

$ Q=F(P,a_{1},a_{2},\ldots,a_{m}) $ （Q：需要量，P：佃格， $ a_{i} $ ：需要变動要因） $ \cdot\cdot\cdot\cdot $

とし，産業全体の総費用関数を

$$ \mathsf{TC}=\mathsf{G}(\mathsf{Q}\mathsf{c}_{1},\mathsf{c}_{2},\ldots,\mathsf{c}_{n})\quad(\mathsf{c}_{j}: 要素価格 )\cdot\cdot\cdot\cdot\textcircled{2} $$

とする。

限界費用（MC）は，総費用（TC）を生産量(需要量)で微分したものであり，

$$ \mathsf{MC}=\partial\mathsf{TC}/\partial\mathsf{Q}=\mathsf{g}(\mathsf{Q}\mathsf{c}_{1},\mathsf{c}_{2},\ldots,\mathsf{c}_{n})\cdot\cdot\cdot\cdot\textcircled{3} $$

と表せる。

当該品目について，価格の限界費用からのマークアップ率を k とすると，

$$ \mathsf{P}=\mathsf{kMC}=\mathsf{kg}(\mathsf{Q}\mathsf{c}_{1},\mathsf{c}_{2},\ldots,\mathsf{c}_{n})\cdot\cdot\cdot\cdot\textcircled{4} $$

なり，この式のQに①式を代入して，Pについて整理すると，

$$ \mathsf{P}=\mathsf{H}(\mathsf{a}_{1},\mathsf{a}_{2},\ldots,\mathsf{a}_{m}\mathsf{c}_{1},\mathsf{c}_{2},\ldots,\mathsf{c}_{n})\cdot\cdot\cdot\textcircled{5} $$
が得られる。この⑤式は，誘導型価格方程式(Reduced Form Price Equation)と呼ばれる。

ここで，企業結合が価格のレベルに影響を与えるかどうかを検証するため，説明変数の中に合併後1を取るダミー変数(D)を挿入する。⑤式は，以下のとおりとなる $ ^{44} $ 。

$$ \mathsf{P}=\mathsf{H}(a_{1},a_{2},\ldots,a_{m}c_{1},c_{2},\ldots,c_{n},\mathsf{D})\cdot\cdot\cdot\textcircled{6} $$

以下では，⑥式の右辺が各変数のべき乗の積の形を取ると仮定する。

$$ \mathsf{P}=\mathsf{e}^{\alpha}\times\mathsf{a}_{1}^{\beta1}\times\cdots\cdots\cdots\times\mathsf{a}_{\mathsf{m}}^{\beta\mathsf{m}}\times\mathsf{c}_{1}^{\mathsf{y}1}\cdot\cdots\cdot\cdots\cdot\times\mathsf{c}_{\mathsf{n}}^{\mathsf{y}\mathsf{n}}\times\mathsf{e}^{\delta\mathsf{D}}\cdot\cdot\cdot\cdot\textcircled{7} $$

両辺の対数を取ると，

$$ \begin{aligned}\mathsf{I}\mathsf{n}\mathsf{P}&=\mathsf{\alpha}+\boldsymbol{\beta}_{\mathrm{~ 丿 }}\mathsf{I}\mathsf{n}\mathsf{a}_{1}+\ldots+\boldsymbol{\beta}_{\mathrm{~ 丿 }}\mathsf{I}\mathsf{n}\mathsf{a}_{\mathrm{m}}+\mathsf{y}_{\mathrm{~ 丿 }}\mathsf{I}\mathsf{n}\mathsf{c}_{1}+\ldots&+\mathsf{y}_{\mathrm{~ 丿 }}\mathsf{I}\mathsf{n}\mathsf{c}_{\mathrm{n}}+\delta\mathsf{D}\\ &=\mathsf{\alpha}+\boldsymbol{\Sigma}\mathsf{\beta}_{\mathrm{~ 丿 }}\mathsf{I}\mathsf{n}\mathsf{a}_{\mathrm{i}}+\boldsymbol{\Sigma}\mathsf{y}_{\mathrm{~ 丿 }}\mathsf{I}\mathsf{n}\mathsf{c}_{\mathrm{j}}+\delta\mathsf{D}\bullet\bullet\bullet\textcircled{8} \\ \end{aligned} $$

このモデルにおいて, δ の値は ΔI nP/ ΔD を表すことから, δ の数値が近似的に合併による価格の上昇率を表すこととなる $ ^{45} $ 。

## (2) 説明変数の係数の推定方法

合併前後の被説明変数(価格)及び説明変数の時系列データを用いて，まず，以下の回帰分析の手法により各説明変数の係数を推定する。

① ノーマルな最小二乗法

特に系列相関の問題への対応を取らない，ノーマルな推定方法である。推定式は以下のとおりであり，最小二乗法により各説明変数の係数を推定する。

$$ \begin{aligned}In\ P^{t}=&\alpha\ +\Sigma\ \beta_{i}In\ a_{i}^{t}+\Sigma\ y_{j}Inc_{j}^{t}+\delta\ D+\varepsilon^{t}\\&( この式は ,\textcircled{8}式と同じものである。)\end{aligned} $$

また，データが時系列データであることから，上記①の方法による推計の結果，系列相関等の面で当てはまりが悪い場合には，以下の②の方法により推計を行うこととする。

② Beach and MacKinnon の方法

誤差項に 1 階の系列相関$\varepsilon^{\mathrm{t}}=\rho\varepsilon^{\mathrm{t}-1}+\mathrm{e}^{\mathrm{t}}$ があると仮定して，各説明変数の係
数とρの値を最尤法により求める方法である $ ^{46} $ 。推定式は，代数的な変形により，以下のとおりとなる。

$$ \begin{array}{r}{\mathsf{I}\mathsf{n P^{t}}-\rho\mathsf{I}\mathsf{n P^{t-1}}=(1-\rho)\alpha+\Sigma\beta_{\mathrm{~i~}}(\mathsf{I}\mathsf{n}\mathsf{a}_{\mathrm{i}}^{\mathrm{~t~}}-\rho\mathsf{I}\mathsf{n}\mathsf{a}_{\mathrm{i}}^{\mathrm{~t-1}})+\Sigma\gamma_{\mathrm{~j~}}(\mathsf{I}\mathsf{n}\mathsf{c}_{\mathrm{j}}^{\mathrm{~t~}}-\rho\mathsf{I}\mathsf{n}\mathsf{c}_{\mathrm{j}}^{\mathrm{~t-1}})}\\ {+(1-\rho)\delta\mathsf{D}+\mathsf{e}^{\mathrm{t}}}\end{array} $$

なお，月次のデータを使用して分析を実施した場合，いずれの分析でも系列相関が強く働き，妥当な分析結果が得られないことから $ ^{47} $ ，今回の分析では，3か月おきあるいは6か月おきのデータを使用して分析を行った。
## (3) 分析結果

## ア 石油製品(ガソリン, ナフサ, A重油)

## (ア) 分析の対象となる合併等

・大協石油と丸善石油の石油精製部門の統合(1984年4月)

昭和石油とシェル石油の合併(1985年1月)

• 大協石油と丸善石油の合併(1986年4月)

## ( 亻 ) 分析対象品目

本分析では，石油製品のうち「ガソリン」、「ナフサ」及び「A重油」を分析対象として選定した。

## (ウ) 市場構造等の変化

## a CR3及びHHIの変化

(イ)の各分析対象品目について，(ア)の各合併・統合による上位3社累積集中度（以下「CR3」という。）及びハーフィングール指数（以下「HHI」という。）の変化の状況（生産ベース）についてみると，表10のとおりである。

表 10：石油製品の CR3・HHI の変化（生産ベース）

ガソリン	ナフサ	A重油
CR3	HI	CR3	HI	CR3	HI
1983年	37.9%	745	38.5%	820	33.3%	613
1984年	38.1%	742	38.2%	827	34.0%	627
1985年	38.5%	794	39.4%	902	35.2%	724

注　大協石油と丸善石油について，1984年に生産部門(石油精製部門)を統合し，コスモ石油を設立したことから，大協石油と丸善石油の石油精製部門の統合の影響は，生産ベースでは1983年から1984年にかけての各指標の値の変化として表れている。

出所：公正取引委員会事務総局内部資料より作成。

生産ベースでみると，上記の3製品ともに，CR3については，統合・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については，1984年の大協石油と丸善石油の石油精製部門の統合ではほとんど変化していないが，1985年の昭和石油とシェル石油の合併により，各製品ともに数値が50～100程度上昇している。

なお，出荷ベースのＣＲ３及びＨＨＩの推移を，データが入手可能であったガソリンとＡ重油についてみると，表１１のとおりである。
表 1 1：石油製品の CR3・HHI の変化（出荷ベース）

ガソリン	A重油
CR3	HI	CR3	HI
1984年(1983年)	42.9	986	39.9	832
1985年	45.3	1094	44.0	976
1986年	45.3	1112	44.9	1082

注1 ガソリンの1984年の数値は，データの入手可能性の問題から，1983年の数値である。

2 大協石油と丸善石油は，1984年に石油精製部門を統合し，1986年の合併により販売部門を統合したことから，出荷ベースの集中度への影響は，1985年から1986年にかけての各指標の値の変化として表れている。

出所：矢野経済研究所「日本マーケットシェア事典」

ＣＲ３については，１９８５年の昭和石油とシェル石油の合併による影響として，特にＡ重油に上昇がみられる。ＨＨＩについては，Ａ重油は１９８５年の昭和石油とシェル石油の合併，１９８６年の大協石油と丸善石油の合併ともに１００以上上昇している。

生産ベースと比べると，出荷ベースの方が，ＣＲ３及びＨＨＩの上昇幅が大きいといえる。

## b 輸入比率の推移

分析対象の3品目について，輸入比率の推移をみると，図104のとおりである。

図１０４：石油製品の輸入比率の推移

注 输入比率 = 输入量 / (国内生產量 + 输入量 - 輸出量)

出所：通商産業省資源エネルギー庁石油部「石油資料」より作成
ガソリンは，1986年に特定石油製品輸入暫定措置法が施行されるまでは，実質的に完全国産制を採用していたため，1985年末まで輸入は0となっている。

A重油については，石油業法の枠組みの中で，関税割当制（TQ制） $ ^{48} $ により輸入が行われており，ほぼ横ばいで推移している。

また，ナフサの輸入は，それまでは石油業法により，届出制であったが，実際の運営上石油精製会社しか輸入ができなかった。しかし，1983年にPEFIC（石化原料共同輸入株式会社）を経由して，石油化学企業が実質的に自由に輸入できる体制が整った影響もあり，輸入比率が急激に上昇しており，1981年度に30％弱であった輸入比率は，1988年度には70％を超えるまでに拡大している。

## (エ) データ及び分析結果

## 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ガソリン，ナフサ及びA重油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,1981年1月から1990年12月までのデータを使用して分析を行う。

分析対象の石油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要因を示すデータを列挙すると，表12のとおりである。

表 1 2：石油製品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	原油実質輸入物価指数	・石油製品の主要原料
・国内卸売物価指数総平均でデフレート
③	実質現金給与総額指数(石油石炭)	・国内卸売物価指数総平均でデフレート
・季節変動を調整
④	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	⑤	大協=丸善統合ダミー	・1984年4月以降1を取るダミー
⑥	昭和=シェル合併ダミー	・1985年1月以降1を取るダミー
⑦	大協=丸善合併ダミー	・1986年4月以降1を取るダミー
## b 回帰分析結果

1981年1月から1990年10月までの3か月おきのデータを使用して，Beach and MacKinnonの方法により分析したところ，結果は表13のとおりである（サンプル数40）。

表 1 3：石油製品の価格分析結果

被説明変数説明変数	ガソリン実質国内卸売物価指数	ナフサ実質国内卸売物価指数	A重油実質国内卸売物価指数
定数項	-0.562***(-2.878)	1.459(0.934)	-1.402*(-1.872)
①生産指数(製造工業)	0.118***(2.631)	-0.279(-0.795)	0.323*(1.905)
②原油実質輸入物価指数	0.875***(18.173)	2.057***(4.734)	2.602***(12.883)
③実質現金給与総額指数(石油石炭)	0.011(0.491)	-0.034(-0.123)	0.060(0.512)
④実質利子率	-0.072(-0.747)	-1.995**(-2.175)	-0.003(-0.006)
⑤大協=丸善統合ダミー	-0.007(-0.673)	-0.149**(-1.974)	-0.013(-0.370)
⑥昭和=シェル合併ダミー	-0.0002(-0.020)	0.033(0.415)	-0.027(-0.713)
⑦大協=丸善合併ダミー	0.002(0.215)	-0.448***(-4.492)	-0.089*(-1.959)
ρ	0.648***(4.075)	0.188(1.075)	0.330*(1.890)
自由度修正済みR²	0.983	0.956	0.974
DW比	1.739	1.988	1.846
自由度	31	31	31

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

2 説明変数の数=5，サンプル数40のときのDW比5%有意のd=1.23，d=1.79。

3 被説明変数として，各品目の実質投入内訳小分類指数を用いても，ほぼ同様の結果が得られた。

4 1981 年 1 月から 1990 年 12 月まで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，ダミー変数が有意でなくなる事例もみられたが，おおむね上記分析と同様の結果が得られた。

各統合ダミー・合併ダミーの係数をみると，おおむねマイナスであり，有意なものもみられる。合併ダミーがマイナスで有意な場合には，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下落したことを示している。

なお，ここで推定した式を用いて，ガソリン，ナフサ及びA重油の実質価格の予測値と実測値（合併後の予測値は，合併以前の状況が継続すれば
実現したであろう価格の予測値）をプロットしたところ，図105～107のとおりである。ガソリンについては，実測値と予測値の当てはまりが非常に良い。ナフサについては，1983年ころから実測値が予測値を大幅に下回って推移しており，また，A重油についても，1988年ころから実測値が予測値を若干下回って推移している。

図105：ガソリン実質国内卸売物価指数の実測値と予測値の推移

注1 ガソリン実質国内卸売物価指数 = ガソリン国内卸売物価指数 / 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。
図106：ナフサ実質国内卸売物価指数の実測値と予測値の推移

注1 ナフサ実質国内卸売物価指数 = ナフサ国内卸売物価指数 / 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。

図107：A重油実質国内卸売物価指数の実測値と予測値の推移

注 1 A 重油実質国内卸売物価指数 = A 重油国内卸売物価指数 / 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。
イ 炭素製品（人造黒鉛電極，カーボンブラック）

## (ア) 分析の対象となる合併等

東海カーボンと東洋カーボンの合併(1992年1月)

## ( 亻 ) 分析対象品目

合併当事者は炭素製品メーカーであり，両社の合併により，合併時点において，黒鉛電極，不浸透性黒鉛製品，電機用ブラシ及びカーボンブラックの4品目で合併企業のシェアが25％以上となり，特に，カーボンブラックについては，合併前において，東海カーボンのシェアが29％，三菱化成（東洋カーボンの事実上の親会社）のシェアが21％であった（平成3年度公正取引委員会年次報告より）。

そこで，今回の分析では，炭素製品の主製品である「人造黒鉛電極」と「カーボンブラック」を分析対象として選定した。

## (ウ) 市場構造等の変化

## a CR3及びHHIの変化

(イ) の各分析対象品目について, (ア) の合併による CR3 及び HHI の変化の状況についてみると, 表 14・15 のとおりである。

表 14：炭素製品の CR3・HHI の変化（生産ベース）

人造黒鉛電極	カーボンブラック
CR3	HI	CR3	HI
1991年	70.5%	2159	69.0%	1942
1992年	81.3%	2609	67.9% (82.1%)	1904 (2952)

注　カーボンブラックの 1992 年の上段の数値は，合併後に東海カーボンと三菱化成に結合関係が生じない場合，下段の数値(括弧内の数値)は，合併後に東海カーボンと三菱化成に結合関係が生じる場合である。

出所：公正取引委員会事務総局内部資料より作成。

表 15：炭素製品の CR3・HHI の変化（出荷ベース）

人造黒鉛電極	カーボンブラック
CR3	HI	CR3	HI
1991年	61.3%	1656	65.9%	1870
1992年	71.2%	2075	65.5% (80.0%)	1847 (2775)

注1 HHIの計算に当たり,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 カーボンブラックの 1992 年の上段の数値は，合併後に東海カーボンと三菱化成に結合関係が生じない場合，下段の数値(括弧内の数値)は，合併後に東海カーボンと三菱化成に結合関係が生じる場合である。

出所：公正取引委員会事務総局内部資料より作成。
人造黒鉛電極については，CR3は10％程度上昇，HHIは400以上上昇している。もともと生産している企業数が少ないこともあり，増加幅も大きくなっている。

また，カーボンブラックについては，東海カーボンと東洋カーボンの合併後に，東洋カーボンの事実上の親会社であった三菱化成と新会社との間に結合関係があるとみなせば，ＣＲ３及びＨＨＩは急激に上昇することとなる。

## b 輸入比率の推移

人造黒鉛電極及びカーボンブラックについて，輸入比率の推移をみると，図１０８のとおりである。

図１０８：炭素製品の輸入比率の推移

注 1 輸入比率 = 輸入量 / 国内総供給価額

2 人造黒鉛電極の 1985 年と 1986 年の輸入比率は不明。

出所：公正取引委員会事務総局内部資料より作成。

人造黒鉛電極については，1987年には輸入比率が25％以上と高かったが，その後下落し，10％前後で推移している。カーボンブラックについて，輸入比率は緩やかな上昇傾向にある。
## (エ) データ及び分析結果

<人造黑鉛電極>

## a 回帰分析のためのデータ

被説明変数は，人造黒鉛電極実質国内卸売物価指数（人造黒鉛電極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。その推移をみると図109のとおりであり，1986年暮れから1988年初めにかけて価格が大幅に下落し，その後1995年暮れまで一貫して上昇傾向であったが，1996年初めから再度価格が下落している。

ここでは，価格の動向が安定していた１９８８年１月から１９９５年１２月までのデータを用いて分析を行う。

図109：人造黒鉛電極実質国内卸売物価指数の推移

注1 人造黒鉛電極実質国内卸売物価指数＝人造黒鉛電極国内卸売物価指数／国内卸売物価指数総平均

2 1995年を1とした指数である。

（参考）本報告書には記載していないが，1985年から1995年までのデータを用いて分析を行ったところ，1986年暮れから1988年初めにかけての価格下落の部分をうまくとらえることができなかった。この間に何らかの構造変化があったものと考え，この期間の価格下落をとらえるダミー変数を挿入して分析を実施したところ，当てはまりの良い分析結果が得られた。
② 国内 4 社及び海外 2 社は，平成 5 年 3 月ころ開催した会合において，アジア地域（日本，中国，インドを除く）の需要者向け電極の 1 トン当たりの販売価格について，3000 ドルに引き上げる旨及び平成 7 年 2 月ころ開催した会合において同じく 3300 ドルに引き上げる旨合意し，これらを実施した疑いがある行為が認められた。

人造黒鉛電極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要因を示すデータを列挙すると，表16のとおりである。

表 16：人造黒鉛電極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(鉄鋼業)	・人造黒鉛電極の主要販売先(電炉メーカー)の生産動向・季節変動を調整
コスト要因	②	原油実質輸入物価指数	・人造黒鉛電極の主要原料である石油コーケス・ピッチコーケスの主要原料
③	石炭実質輸入物価指数
④	石炭実質投入内訳小分類指数	・国内卸売物価指数総平均でデフレート
⑤	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
⑥	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	⑦	合併ダミー	・1992年1月以降1を取るダミー
⑧	カルテルダミー	・1994年1月(公取審査による国内での価格かれ開始認定月)以降1を取るダミー

注 人造黒鉛電極は，各国の競争当局により国際カルテルを行っていたと認定されているが（日本の場合は独占禁止法に違反するおそれがあるとされた），その開始時期については各国の審査ごとに一致していない。

公正取引委員会の平成11年3月の警告における認定事実は以下のとおりである。

① 国内4社及び海外2社は，平成4年5月ころ開催した会合において，電極の需要予測を行うことを合意し，以後，毎年，この合意に基づいて短期の需要予測を実施する過程において，海外2社それぞれと国内4社の3グループは，原則として，互いに他のグループが生産販売している市場に輸出しない旨及びアジア・大洋州地域（日本，中国，インドを除く）にそれぞれが供給する割合を固定する旨合意し，さらに，平成9年においては，世界の各地域別にそれぞれが供給すべき数量について合意し，これらを実施した疑いがある行為が認められた。

月ころから1トン当たり3万円を目途に引き上げる旨を合意し，これを実施した疑いがある行為が認められた。また，米国司法省は，日本企業を含む人造黒鉛電極メーカー各社は，少なくとも1992年7月から1997年6月までカルテルを行っていたと認定している。さらに，欧州委員会は，日本企業を含む人造黒鉛電極メーカー各社は，1992年から1998年までカルテルを行っていたと認定している。

本分析では，日本国内での価格に関するカルテルとして，公正取引委員会の警告時の認定事実のうち③に着目し，合併ダミーのほかに，カルテルダミーとして1994年1月以降1を取るダミーを挿入した分析と，合併とほぼ時を同じくしてカルテルが開始されたとして，合併ダミーと別にカルテルダミーを挿入しない分析の両方を行った。
## b 回帰分析結果

1988年1月から1995年10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17のとおりである（サンプル数32）。

表 1 7：人造黒鉛電極の価格分析結果

ケース1	ケース2	変数減少法
定数項	-7.872***(-4.350)	-8.880***(-5.055)	-8.046***(-4.732)
①生産指数(鉄鋼業)	0.580**(2.690)	0.523**(2.382)	0.710***(3.862)
②原油実質輸入物価指数	0.039(1.179)	0.042(1.222)
④石炭実質投入内訳小分類指数	0.169*(2.054)	0.095(1.340)	0.199**(2.631)
⑤実質現金給与総額指数(窯業・土石)	0.619***(3.104)	0.777***(4.310)	0.570***(3.023)
⑥実質利子率	-0.421(-0.736)	-0.727(-1.303)
⑦合併ダミー	0.108***(3.349)	0.089***(2.869)	0.117***(3.775)
⑧カルテルダミー	0.047(1.630)	0.055*(1.994)
自由度修正済みR²	0.763	0.747	0.765
DW比	1.686	1.516	1.553
自由度	24	25	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（鉄鋼業），②原油実質輸入物価指数，③石炭実質輸入物価指数，④石炭実質投入内訳小分類指数，⑤実質現金給与総額指数（窯業・土石），⑥実質利子率，⑦合併ダミー，⑧カルテルダミーを投入し，除去するFの確率を0.1とした。

3 説明変数の数=5，サンプル数32のときのDW比5%有意のd=1.11，d=1.82。

4 1988 年 1 月から 1995 年 12 月まで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。

１９９２年１月以降１を取る合併ダミーと，１９９４年１月以降１を取るカルテルダミーを挿入したケース１について，合併ダミーの係数をみると，０．１強で有意であり，これは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１０％強上昇したことを示している。また，カルテルダミーの係数は０．０５程度であり，有意水準はそれほど高くはないが，１９９４年以降更に価格が５％程度上昇したことを示している。

また，１９９２年１月の合併とほぼ時を同じくしてカルテルが開始されたとして，１９９２年１月以降１を取るダミーのみ挿入したケース２につ
いて，合併ダミーの係数をみると，0．1弱で有意であり，この時期を境に価格が10％弱上昇したことを示している。

なお，合併前までの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計算した人造黒鉛電極の価格の予測値と実測値をプロットしたところ，図110のとおりである。1991年半ばころを境に価格は，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止まりしていることが分かる。

図１１０：人造黒鉛電極実質国内卸売物価指数の実測値と予測値の推移

注1 人造黒鉛電極実質国内卸売物価指数 = 人造黒鉛電極国内卸売物価指数 / 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。

## <カーボンブラック>

## a 回帰分析のためのデータ

被説明変数は，カーボンブラック実質国内卸売物価指数（カーボンブラック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,1985年1月から1995年12月までのデータを使用して分析を行う。

カーボンブラック価格に影響を与える需要側要因及びコスト要因を示すデータを列挙すると，表18のとおりである。
表18：カーボンブラックの価格分析で用いる説明変数

データ	備 考
需要側の要因	①	実質GDP(季節調整済)	・日本経済全体の生産動向
コスト要因	②	原油実質輸入物価指数	・カーボンブラックの主要原料であるクレオソート油・エチレンポトム油の主要原料・国内卸売物価指数総平均でデフレート
③	石炭実質輸入物価指数
④	石炭実質投入内訳小分類指数
⑤	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
⑥	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	⑦	合併ダミー	1992年1月以降1を取るダミー

## b 分析結果

１９８５年３月から１９９５年１２月までの３か月おきのデータを使用して，Beach and MacKinnon の方法により分析したところ，結果は表１９のとおりである（サンプル数４４）。

表 19：カーボンブラックの価格分析結果

ケース1	ケース2
定数項	-4.431*(-1.821)	-4.401*(-1.824)
①実質GDP	0.336*(1.825)	0.335*(1.825)
②原油実質輸入物価指数	0.026**(2.316)	0.026**(2.308)
③石炭実質輸入物価指数	0.023(0.419)
④石炭実質投入内訳小分類指数	0.022(0.415)
⑤実質現金給与総額指数(窯業・土石)	0.065(0.755)	0.065(0.756)
⑥実質利子率	-0.012(-0.030)	-0.015(-0.035)
⑦合併ダミー	0.014(0.723)	0.014(0.722)
ρ	0.747***(5.615)	0.748***(5.643)
自由度修正済みR²	0.828	0.828
DW比	1.501	1.500
自由度	36	36

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

2 説明変数の数=5，サンプル数45のときのDW比のd=1.29，d=1.78。

3 1985 年 1 月から 1995 年 12 月まで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。

4 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，DM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。
合併ダミーの係数をみると，プラスであるが有意ではなく，合併の時期を境に価格は，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有意には上昇しなかったことを示している。

なお，ケース1で推定した式を用いて，カーボンブラックの実質価格の予測値と実測値（合併後の予測値は，合併以前の状況が継続すれば実現したであろう価格の予測値）をプロットしたところ，図111のとおりである。合併の時期を境に価格は，それ以前の状況が継続すれば実現したであろう水準と比較して，特に上昇も下落もしていないことが分かる。

図１１１：カーボンブラック実質国内卸売物価指数の実測値と予測値の推移

注1 カーボンブラック実質国内卸売物価指数 = カーボンブラック国内卸売物価指数 / 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。
## ウセメント（ポルトランドセメント）

## (ア) 分析の対象となる合併等

・ 三菱金属と三菱鉱業セメントの合併(1990年12月)

・ 小野田セメントと秩父セメントの合併(1994年10月)

・住友セメントと大阪セメントの合併(1994年10月)

・ 宇部興産と三菱マテリアルのセメント事業統合(1998年7月)

・秩父小野田と日本セメントの合併(1998年10月)

## (イ) 分析対象品目

本分析では，セメントの代表的製品である「ポルトランドセメント」を分析対象として選定した。

## (ウ) 市場構造等の変化

a CR3及びHHIの変化

セメントについて，(ア)の各合併・統合等によるCR3及びHHIの変化の状況（生産ベース）についてみると，図112・113のとおりである。

図１１２：セメントの CR3 の推移

注 図中の「CR3（共販）」とは，共同事業会社を1つの事業体とみなした場合のCR3の推移である。

出所：セメント新聞社「セメント年鑑」より作成
図１１３：セメントのHHIの推移

注　図中の「HI（共販）」とは，共同事業会社を1つの事業体とみなした場合のHIの推移である。

出所：セメント新聞社「セメント年鑑」より作成。

1994年の2つの合併でCR3が10％以上，HHIが400以上昇し，また，1998年の合併・統合により，CR3が25％近く，HHIが1000以上昇している。なお，1990年の合併は混合合併であるため，集中度への影響はない。

なお，セメントについては，1984年9月から1994年5月まで，共同事業会社が設立されていたが，この共同事業会社を1つの事業体とみなした場合，1993年から1994年にかけてCR3及びHHIともに下落している。これは，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ことを示している。

## (参考) セメントの共同事業会社

セメント製造業界において，石油ショックを契機とした原材料コストの上昇，需要の低迷等によって，設備の過剰等の構造的問題を抱え，経営不振に陥っていることに対処するため，特定産業構造改善臨時措置法（1983年5月施行）に基づき生産の受委託，交錯輸送の解消等の合理化を図ることを目的として，参加会社からセメントの販売に関する営業を譲り受けて，共同事業会社5社が，1984年9月に設立された（表20）

表20：セメント共同事業会社

共同事業会社名	営業開始年月	解散年月
中央セメント(株)	1984年9月	1991年7月
大日本セメント共同事業(株)	1984年9月	1994年5月
不二セメント共同事業(株)	1984年9月	1994年5月
アンデスセメント共同事業(株)	1984年9月	1994年5月
ユニオンセメント(株)	1984年9月	1991年7月
## b 輸入比率の推移

セメントの輸入比率の推移をみると，図１１４のとおりである。１９８０年代後半に４％を超える水準に達した以外は，１～２％程度と低い水準で推移している

図１１４：セメントの輸入比率の推移

注 输入比率 = 输入量 / (国内販売量 + 輸入量)

出所：セメント協会「セメントハンドブック」より作成。

## (エ) データ及び分析結果

## a 回帰分析のためのデータ

被説明変数は，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。

１９８４年９月にセメントの共同事業会社が設立されており（１９９４年５月解散），その前後で市場における競争状況も異なると考えられることから，今回の分析では，１９８４年９月を分析対象の開始の時期とし，それ以降２００２年９月までのデータを用いて分析を行う。

分析対象期間のポルトランドセメント実質国内卸売物価指数の推移をみると，図115のとおりである。1985年ころから価格が急上昇し，1987年ころにかけて元のレベルまで下落している。また，1994年ころに価格が下落している。