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## 第3章 経済分析を用いた隣接市場からの競争圧力の評価に係る事後検証

## 第1節 はじめに

本章では，近年の合併事例であるキリングループと協和発酵グループの資本提携を例にとり，考察された隣接市場からの競争圧力の評価に係る事後検証を行う。

## 1 隣接市場

企業結合ガイドラインにおいて，隣接市場とは，第2において画定された一定の取引分野に関連する市場，例えば，地理的に隣接する市場及び当該商品と類似の効用等を有する商品（以下「競合品」という。）の市場のことを指す $ ^{40} $ 。企業結合審査において，この隣接市場からの競争の状況についても考慮の対象としている $ ^{41} $ 。隣接市場からの競争圧力は，競合品が対象品と十分な代替性を持っており，対象品の価格を引き上げた場合に，需要側が対象品から競合品へと切り替えることが予想されるときに働く。このような予想があれば，仮に合併によって対象品における市場集中度が高まったとしても，価格を引き上げれば競合品にシェアを奪われ，利益の増加につながらないことになる。

2 キリングループと協和発酵グループの資本提携（協和発酵工業株式会社ほか（2007））

本章で取り上げる事例は，キリングループと協和発酵グループの資本提携についてである。平成19年10月，酒類事業，医薬品事業，食品事業等を営むキリングループと同種の事業を営む協和発酵グループの戦略的提携（キリングループへの傘下入り）を発表した。そして，キリンホールディングスが友好的TOBによって協和発酵工業株式を取得した。平成20年4月1日，協和発酵工業がキリングループの医薬品事業会社であるキリンファーマを株式交換により完全子会社化を行った。またそれと同時にキリンホールディングスへ協和発酵工業の株式の割当交付を行い，協和発酵工業のキリンホールディング
スの株式保有比率は50.10％となり，同社の連結子会社となった。平成20年10月1日，協和発酵工業・キリンファーマ両社は協和発酵工業を存続会社として合併し，協和発酵キリン株式会社となった。

平成20年12月19日，公正取引委員会はキリンホールディングスによる協和発酵工業の株式の取得について，報告書の提出がなされたことから，両グループの資本提携について調査を行ってきたところ，本件企業結合については，一部の品目に係る取引分野における競争を実質的に制限することとなるおそれがあると認められるものの，当事会社が申し出ている問題解消措置の確実な実施を前提とすれば，独占禁止法の規定に違反するおそれはないものと判断している（公正取引委員会（2008））。

本章においては，本企業結合において，競争に及ぼす影響が大きいと考えられる6品目の1つとされた「清酒タイプ・みりんタイプ発酵調味料（業務用・加工用） $ ^{42} $ 」における隣接市場（「みりん風調味料」，「（料理用）清酒」，「（料理用）合成清酒」，「本みりん」）からの競争圧力について考察する。公正取引委員会はキリングループと協和発酵グループの資本提携に関する審査結果（公正取引委員会（2009），P21）において，隣接市場からの競争圧力を次のように評価している。

## 「キ 隣接市場からの競争圧力

清酒，合成清酒及び本みりんは酒税が課されるため，発酵調味料との間に価格差が存在するものの，近年はこれらの酒類と発酵調味料との間で競争が激しくなっており，両者の間の価格差は，縮小傾向にある。

したがって，清酒，合成清酒及び本みりんは，清酒タイプ発酵調味料やみりんタイプ発酵調味料の価格上昇に対する一定程度の牽制力として評価することができる。

また，みりん風調味料は，みりんタイプ発酵調味料とほぼ同価格帯にあることから，清酒タイプ発酵調味料やみりんタイプ発酵調味料の価格上昇に対する一定程度の牽制力として評価することができる。」
本事例において，上述のように公正取引委員会は隣接市場（「みりん風調味料」，「(料理用）清酒」，「(料理用）合成清酒」，「本みりん」）を清酒タイプ・みりんタイプ発酵調味料の価格上昇に対する一定程度の牽制力として評価している。そこで本章においては，隣接市場からの競争圧力について，価格の相関性分析と需要関数の推計等の経済分析を行い，本企業結合における審査結果の事後評価を行う。

## 3 分析データ

後述の経済分析に際しては，（公財）流通経済研究所NPI（全国POSデータ・インデックス）データを利用した $ ^{43} $ 。本事例における審査対象は業務用・加工用であり，家庭用は別個の取引分野である。NPIデータはスーパーマーケットにおける販売データであるため，記録されている販売実績は主に家庭用のものであり，本事例とNPIデータにおける供給者や需要者が一致していない。しかし，NPIデータには一部業務用・加工用が含まれていることから，本事例とは全く関係ないデータとは言えず，また，販売実績データの入手の容易さ等からNPIデータを使用した。

本分析において，NPIデータの中で分析対象とした商品には，同じブランドの商品について容量が増すごとに価格が高くなっており容量ごとに差別化が行われている，販売数量，合併当事会社の商品の有無から，分析の対象を各商品の内容量1000mlのみ（月別，平成17年3月から平成27年9月までの127か月間）とした。また商品分類においては，JICFS細分類44の中から110115（みりん風調味料），110117（料理用日本酒），140601（清酒），140611（合成清酒），140631（みりん）のデータを使用した。

このうち 110115（みりん風調味料）を，本企業結合審査における「みりん風調味料」（隣接市場の商品）と「みりんタイプ発酵調味料」（清酒タイプ発酵調味料を除く。検討対象市場の商品）に分けた上で使用した。さらに，140601（清酒）と140611（合成清酒）については，それぞれ，料理用と飲酒用が存在することから，料理用のみを取り出して，本企業結合審査における「（料理用）清酒」（隣接市場の商品）及び「（料理用）合成清酒」（隣接市場の商品）を使用した。140631（みりん）は，本企業結合審査における「本みりん」（隣接市場の商品）として使用した（以下の分析では「みりん」と呼称する。）。110117（料理用日本酒）は，発酵調味料が料理酒とも呼ばれていることを踏まえ，本企業結合審査における「みりん風調味料」（清酒タイプ発酵調味料を除く。検討対象市場の商品）と「みりんタイプ発酵調味料」（清酒タイプ発酵調味料を除く。検討対象市場の商品）を使用した。
査における「清酒タイプ発酵調味料」（検討対象市場の商品）と関連した商品として本分析の対象とした（以下の分析では「(料理用）日本酒」と呼称する。）。

以下，第2節では，使用しているデータの統計的特徴や商品分類ごとの価格相関分析の結果を提示し，この種の分析を行う際の留意点にも言及する。第3節では，Antitrust Logit Model（反トラストロジットモデル。以下「ALM」という。）を用いて，各商品分類における自己弾力性を導出する。またクリティカル・ロス分析を行い，各商品分類において，価格変更の誘引があるのかを定量的に調べる。最後に第4節では，まとめを記す。

## 第2節 価格の相関分析

隣接市場からの競争圧力の分析に使用する価格及び販売数量のデータの記述統計や経時変化をまとめ，データの特徴をまとめる。

表 3-1 は，JICFS細分類ごとの平均単価（円／1000ml。販売金額を販売数量で除して得たものを，平成20年4月を基準年月として消費者物価指数（総務省）により実質化した。）及び販売数量についての記述統計表であり，観測数，平均値，標準偏差，最小値，最大値及び変動係数をまとめている。

表 3-1：POS データの記述統計（観測単位：月）

J I C F S 細分類	観測数	平均値	標準偏差	最小値	最大値	変動係数
平均価格
みりんタイプ発酵調味料	1639	307	140	107	742	0.46
(料理用) 日本酒	3281	252	118	88	704	0.47
みりん風調味料	1412	204	55	85	534	0.27
(料理用) 清酒	451	576	146	234	817	0.25
(料理用) 合成清酒	201	363	34	309	468	0.09
みりん	3331	371	125	204	719	0.34
販売数量(個)
みりんタイプ発酵調味料	1639	367	748	1	5844	2.04
(料理用) 日本酒	3281	1978	3080	1	24869	1.56
みりん風調味料	1412	2711	3484	1	19650	1.29
(料理用) 清酒	451	83	99	1	603	1.19
(料理用) 合成清酒	201	36	25	1	135	0.71
みりん	3331	1235	2170	1	20943	1.76

## 1 価格

平均価格（1000ml 当たり）が高い順に「（料理用）清酒」576円，「みりん」371円，
「(料理用）合成清酒」363円，「みりんタイプ発酵調味料」307円，「(料理用）日本酒」258円，「みりん風調味料」204円である $ ^{45} $ 。「(料理用）清酒」が最も高く，次に「みりん」となっている。価格のばらつき（変動係数）を見てみると，「(料理用）日本酒」が最も大きく，「(料理用）合成清酒」が最も小さい。

## 2 販売数量

1 商品ブランドあたりの月間平均販売数量が多い順に，「みりん風調味料」2711 個，「(料理用）日本酒」1978 個，「みりん」1235 個，「みりんタイプ発酵調味料」367 個，「(料理用）清酒」83 個，「(料理用）合成清酒」36 個であり，最も平均販売数量が多い「みりん風調味料」と最も少ない「(料理用）合成清酒」では75 倍ほどの開きがある。販売数量のばらつき（変動係数）をみると，「みりんタイプ発酵調味料」が最も大きく，「(料理用）日本酒」が最も小さい。販売数量の最大値は「(料理用）日本酒」で，次が「みりん」となっている。

## 3 価格の経時変化・相関分析

図3-1は，各月ごとに各商品分類の価格の経時変化をみるため，各月のブランド間の平均価格を指数化しを折れ線グラフにしたものである $ ^{46} $ 。表3-2に指数の記述統計をまとめている。同折れ線グラフによれば，価格の経時変化に周期性が観察され，年々価格は低下傾向にある。この周期性を取り除くために，月次データであることを考慮して，13期の移動平均法により平均価格を処理した上で折れ線グラフにしたものが図3-2である。当該グラフにおいても，いずれの商品分類の組についても価格の低下傾向を確認できる。
表 3-2：価格指数の記述統計（2008 年 4 月を 100 とする）

J ICFS細分類	平均	標準偏差	最小	最大	変動係数
みりんタイプ発酵調味料	91.46	7.03	80.53	114.35	0.08
(料理用)日本酒	96.98	4.25	88.46	108.15	0.04
みりん風調味料	98.15	4.57	87.08	110.15	0.05
(料理用)清酒	94.88	7.71	78.62	118.70	0.08
(料理用)合成清酒	97.40	4.17	86.23	107.01	0.04
みりん	93.96	6.20	83.63	106.83	0.07

図3-1：各商品分類の平均単価（2008年4月を100とする指数）
図3-2：平均単価の13期移動平均値

これらのグラフによれば，対象品と「みりん風調味料」又は「みりん」の価格はほぼ同じ推移を示しており，「(料理用）清酒」や「(料理用）合成清酒」の価格の推移は対象品のそれとはやや異なる。これらの推移について何らかの関係を定量的に把握できるかみるため，前章と同様に，相関分析を行う。表3-3は対象品と競合品との相関係数をまとめたものである。競合品と対象品が完全的に代替（品質等の面で全く異ならない）であれば，一方の価格が他方よりも高くなると価格の安い商品に全ての需要が流れる。よって対象品と競合品の価格は等しくなる。同様の議論より，両者が完全ではないが密接な代替財とみなされていれば，両者の価格は高い相関を持つことになる。

表 3-3：対象品と競合品の相関係数

みりん風調味料	（料理用）清酒	（料理用）合成清酒	みりん
みりんタイプ発酵調味料	0.81	0.68	0.49	0.84
（料理用）日本酒	0.95	0.69	0.50	0.91

「みりんタイプ発酵調味料」については，「みりん」との相関係数は0.84，「みりん風調味料」との相関係数は0.81，であるが，「（料理用）清酒」との相関係数は0.68，「（料理用）合成清酒」との相関係数は0.49であった。「（料理用）日本酒」については，「みりん」との相関係数は0.91，「みりん風調味料」との相関係数は0.95であるが，「（料理用）清
酒」との相関係数は0.69，「(料理用）合成清酒」との相関係数は0.50であった。これらの結果を踏まえると，対象品の小売価格については，競合品のうち，「みりん風調味料」，「みりん」と価格の相関が高く，「(料理用）日本酒」，「(料理用）合成清酒」の順に低くなる。

## 4 单位根檢定

グラフ上で価格変動の類似性が観察されたり，価格間の相関係数が高いとしても，これらの商品分類が密接な代替財であるとは限らないことは，前章の純銅管の分析で説明されたとおりである。以下では，本章で使用する統計データが非定常時系列か否かについて，単位根検定を行った。検定の手順としては，各商品分類の価格についてベイズ情報量基準によりモデルの選択を行い（ラグの数及びトレンド／ドリフトの有無の決定），このモデルについてADF検定を行った。表3-4に検定結果をまとめており，いずれの商品分類についても5％で非定常性を棄却している。「みりんタイプ発酵調味料」，「(料理用)清酒」，「(料理用)合成清酒」及び「みりん」についてはトレンドを含むモデル，並びに「(料理用)日本酒」及び「みりん風調味料」については月次ダミー及びトレンドを含むモデルが採択されている。

表 3-4：ADF 檢定結果

商品	モデル	ラグ	ADF検定統計量
みりんタイプ発酵調味料(料理用)日本酒みりん風調味料(料理用)清酒(料理用)合成清酒みりん	トレンド含む月次ダミー及びトレンド含む月次ダミー及びトレンド含むトレンド含むトレンド含むトレンド含むトレンド含む	1

(注)観測数は, 126 からラグの数値を差し引いたものになる。例えば, みりんタイプ発酵調味料であれば 125, (料理用)合成清酒であれば 115。モデル及びラグの選択にはベイズ情報量基準を使用。**は 5%で非定常性を棄却することを示す。

表 3-5 には，見せかけの相関に対処するため，各価格について非定常性の検定で採択されたモデルを参考にトレンドや月次ダミーを除去して求めた相関係数をまとめている。表 3-3 と比較し，全ての商品分類の組みについて相関係数が低下している。「みりんタイプ発酵調味料」については，「みりん風調味料」との相関係数は 0.11，「みりん」は 0.23 であり，「(料理用）日本酒」については，「みりん風調味料」との相関係数は 0.62，「みりん」は 0.09 であった。両対象品とも「(料理用）合成清酒」との相関係数はほぼ 0 となっている。
表 3-5：対象品と競合品の相関係数（トレンド等除去後）

みりん風調味料	（料理用）清酒	（料理用）合成清酒	みりん
みりんタイプ発酵調味料	0.11	0.21	0.02	0.23
（料理用）日本酒	0.62	0.13	-0.02	0.09

トレンド等を除去した後の相関係数が低下していることから，対象品と競合品との間における価格の高い相関関係は，トレンドの全て又は一部に，両方に共通する要因が含まれる可能性がある。例えば，両方の品に共通する原材料として「米」があるところ，米の価格変化がトレンドに影響している可能性がある。図3-3は米の価格指数を示す折れ線グラフであり，図3-4は同価格指数の13期の移動平均値に関する折れ線グラフである。同折れ線グラフによれば，米の価格指数は2010年9月から2011年9月では大きく減少し，2012年1月から2013年9月では大きく上昇しているものの，傾向としては右下がりの傾向にあり，図3-1及び図3-2における対象品及び競合品の価格指数と同等の傾向を示している。

図3-3：米価格（2008年4月を100とする指数）
図3-4：米価格指数の13期移動平均値

以上, 価格の相関性を分析したところ, 本章で使用する価格データについては, 価格 (需要) に対する他の要因も考慮した上で対象品と競合品との関係を分析する必要があると思われる。

## 第 3 節 Antitrust Logit Model

本節では，ALM $ ^{47} $ を用いて，Epstein and Rubinfeld（2004）に従い，NPIデータから各商品分類における自己弾力性を推計する $ ^{48} $ 。ここでの価格とは前節と同様，平成17年3月から平成27年9月まで毎月，各商品分類における販売金額による加重平均を行ったものを価格とした。

## 1 市場全体の需要関数の推計

販売価格によって加重平均した価格指数 $ \bar{p} = \sum_{j=1}^{N-1} s_{j} p_{j} $ を市場価格とし，市場の販売量
を $ Q=\frac{\sum_{j=1}^{N-1}p_{j}q_{j}}{\bar{p}} $ とすることによって，市場全体における需要関数を推計する。ただし $ s_{i} $ を商品分類iの市場シェア（販売額ベース）， $ q_{i} $ を商品分類iの販売量を表している。N P I データを用いて，合併の前後における市場全体における需要関数を推計した $ (N-1=6 $ ，平成17年3月から平成27年9月までの127か月間。表3-6)。

## 表 3-6 市場全体における需要関数の推計結果

（1）合併前（平成17年3月～平成20年3月）

說明変数	推定値	標準誤差	t 值	有意性
切片	324720.3	62918.5	5.161	***
価格	-1196.3	276.9	-4.320	***

***: 0.1% 有意 (観測数 37)

（2）合併後（平成20年4月～平成27年9月）

說明変数	推定値	標準誤差	t 值	有意性
切片	438882.6	97476.2	4.502	***
価格	-1232.5	314.6	-3.918	***

***: 0.1% 有意（観測数 90）

## 2 自己弾力性の推計

「みりん」を基準とし，NPIデータをパネルデータとして取り扱い，固定効果モデルを操作変数法 $ ^{49} $ を用いて，後記補論の(1)式を推計した。ここでは商品分類の間に共通する原材料があることから，操作変数として，企業物価指数（日本銀行）「酒造用アルコール」，農産物月別価格指数（農業物価統計，農林水産省）「米」 $ ^{50} $ を採用した。その結果次の結果が得られた（表3-7）。
表 3-7 ALMの推計結果

（1）合併前（平成17年3月～平成20年3月）

操作变数	推定值	標準誤差	t 值	有意性
価格	-0.008	0.003	-2.727	**

*** 1% 有意

（2）合併後（平成20年4月～平成27年9月）

操作变数	推定值	標準誤差	t 值	有意性
価格	-0.024	0.004	-6.324	***

***0.1% 有意

後記補論の(2)式を用いて，各商品分類における自己弾力性 $ ^{51} $ を推計すると，次の結果が得られた（表3-8）。ただし，計算においては合併前を平成17年3月～平成20年3月，合併後を平成20年4月～平成27年9月）とし，それぞれの期間における平均値を用いた。

表 3-8 各商品分類における自己弾力性 ( $ \varepsilon_{ii} $ ) (平均値)

商品分類	自己弾力性
合併前	合併後
みりんタイプ発酵調味料	-1.827	-5.087
(料理用)日本酒	0.973	-1.393
みりん風調味料	0.093	-2.962
(料理用)清酒	-5.003	-12.573
(料理用)合成清酒	-3.294	-8.854
みりん	1.496	-2.094

この各商品分類における自己弾力性から，価格変更に対して，需要が大きく変動する商品分類は「（料理用）清酒」，「（料理用）合成清酒」である。一方，「みりん」は，価格は比較的高いものの，自己弾力性が低く，価格変更に対して販売数量は大きく変化しない。直接的なみりんの代替品と思われる「みりんタイプ発酵調味料」，「みりん風調味料」の価格は「みりん」よりも安いものの，価格変更に対して販売数量が敏感に変化する。
また合併前後で比較すると，全ての商品分類において，価格が低下傾向であるにもかかわらず，自己弾力性の値が大きくなっている $ ^{52} $ 。

## 3 プライス・コスト・マージン，クリティカル・ロス分析

製品差別化における最適化の1階条件より，$\frac{p_{i}-c_{i}}{p_{i}}=-\frac{1}{\varepsilon_{ii}}$ が求まる。この関係式は，各商品分類における利益率（価格から限界費用を引いたものを価格で割ったもの）は自己弾力性の逆数であることを示している（プライス・コスト・マージン，PCM）。仮に自己弾力性が低ければ，商品価格が上昇したとしても，需要は大きく減少せず，また利益率が高いため，市場支配力が大きいと捉えることができる。また逆に，自己弾力性が高ければ，商品価格が上昇したら，需要が大きく減少するため，また利益率が低いため市場支配力が小さいと捉えることができる。

以下では, 各商品分類における価格引き上げの影響を見るため, S S N I P テストの簡便な手法である「クリティカル・ロス分析」を行う。この分析は, 市場画定や競争制限効果の推定を行う手法の1つであり, クリティカル・ロス（CL, 臨界損失）とアクチュアル・ロス（AL, 実際の損失）を求め, C LとALの大きさから, 価格引上げ後, 不利益となる最小の販売量の減少分と実際の販売量の減少分とを比較することにより, 各商品分類における価格引き上げが利益となるのかを考察していく。モデルの詳細については補論Bを参照されたい。

合併前後におけるＣＬ（後記補論の(3)式），ＡＬ（後記補論の(4)式）をそれぞれ計算すると，次の結果が得られた（表3-9）。みりん風調味料以外の商品分類に関しては，需要の価格弾力性(ε)を推計する際に，今までと同様に，操作変数として，「酒造用アルコール」と「米」とし，みりん風調味料については，原材料に「アルコール」を含んでいないことから，「米」のみとした。ただしみりん風調味料における需要の価格弾力性については，非有意な結果となったことから，ＡＬは計算していない。またＡＬを計算する際に使用する需要の価格弾力性（ε）は，各商品分類において合併前については，平成17年3月～平成20年3月，合併後については，平成20年4月～平成27年9月まで毎月の平均価格と数量を用いて計算した。
表 3-9 価格上昇率（Y）5％の場合のクリティカル・ロスとアクチュアル・ロス

商品分類	合併前	合併後
CL	AL	CL	AL
みりんタイプ発酵調味料	8.369	37.658	20.277	26.833
(料理用)日本酒	-5.115	31.833	6.513	26.767
みりん風調味料	-0.472	- (非有意)	12.901	- (非有意)
(料理用)清酒	20.010	18.032	38.599	14.189
(料理用)合成清酒	14.142	47.633	30.686	88.886
みりん	-8.088	38.627	9.478	26.531

その結果，合併前後によりＣＬ，ＡＬの大小が変わることはなく，「（料理用）清酒」においては，ＣＬ＞ＡＬであることから，価格引き上げの誘引がある一方，「（料理用）清酒」以外の商品分類においては，ＣＬ＜ＡＬであることから，価格引き上げの誘引がないことを示している。また現在各商品分類における価格は右肩下がりであるため，利益も減少傾向にあることから，「（料理用）清酒」以外の商品分類においては，十分な競争状態にあると推測できる。

## 第4節 おわりに

上記の経済分析から，次のことが分かった。

（１）本データにおいても，競合品の価格が低下傾向にある。

（２）合併後，自己弾力性の値が合併前よりも，大きい値を示している。

（３）合併前より，これらの市場においては競争的な市場環境になったと推測される。

（４）合併の前後に関係せず，クリティカル・ロス分析により，競合品との間での協調的な価格引き上げも含め，対象品の価格を上昇させる誘因がない。

これらのことから，価格の自己弾力性に基づく分析及びその応用としてのクリティカル・ロス分析を組み合わせることによって，隣接市場における商品の性質（価格弾力性，価格を変更するインセンティブ等）を推定できることが確認された。

以上を踏まえると，上記の各手法単独で隣接市場からの競争圧力の有無を判断することは難しいものの，上記の手法の組み合わせは，対象品の定量的な性質のみならず，隣接市場における性質についても把握できることから，隣接市場からの競争圧力を評価するに当たっての有効な分析手法の一つであると評価することができると考えられる。
### 補論 A. Antitrust Logit Model

ALMは一般的なロジットモデルと同様に，消費者は消費する商品分類の数量ではなく，どの商品分類を選択するかという離散的な意思決定を行う離散選択モデル（Discrete Choice Model）に従っている。これは特定の商品分類の中から効用を最大化する1つの商品分類を確率的に選択するということを仮定したモデルである。

## 1 モデル

消費者 k が商品分類 i を選択することによる効用 $ U_{ik} $ を次のように定義する。

$$ \mathrm{U}_{i k}=\alpha_{i}-\beta\mathrm{p}_{i}+\mathrm{e}_{i k} $$

ここで，$\alpha_{i}$ は商品分類 $i$ と他の商品分類との一般的な商品特性の違いを示すパラメータであり，$\beta$ は価格に対する価値判断を示すパラメータであり，全ての消費者と全ての商品分類に対して一定であると仮定される。$\mathbf{e}_{ik}$ は観察者からは見えない消費者個人特有な確率的な要素を示しており，$p_{i}$ とは相関せず，独立で同一のロジスティック分布（logistic distribution）に従っている（McFadden（1974））。

消費者は最も効用が高いと感じる商品分類を選択し， $ e_{ik} $ が上述のような分布に従うのであれば，商品分類 i を選択する確率 $ \pi_{i} $ は次のように表すことができる。

$$ \pi_{i}=\frac{exp(\alpha_{i}-\beta p_{i})}{\sum_{j=1}^{n}exp(\alpha_{i}-\beta p_{i})},\quad i=1,\cdots,n $$

このＡＬＭは関係のない選択肢からの独立性（Independence of Irrelevant Alternatives。以下では「ＩＩＡ」という。）という性質を持っている。この性質は，ある選択肢を選ぶことをやめたときに，他の選択肢を選択することによってその選択の代替を行うが，そのときに，代替的な選択肢をそれぞれのシェアに応じた割合で選択するというものである $ ^{53} $ 。また，このＩＩＡの性質が満たされていれば，特定の商品分類ｉの価格上昇に対する他の商品分類の交差弾力性は全て同じ値となる。

市場内の商品分類は1,…,N-1によって示し,これらの商品分類を内部財と呼ぶ。N番目の商品分類については,内部財以外の財を選択することを意味している外部財とする。
内部財を選択するという条件付きの確率に注目すれば，次を得る。

$$ s_{it}=\frac{exp(\alpha_{i}-\beta p_{it})}{\sum_{j=1}^{N-1}exp(\alpha_{j}-\beta p_{jt})},\quad i=1,\cdots,N-1 $$

両辺の自然対数を取ると，次を得る。

$$ \ln(s_{it})=\alpha_{i}-\beta p_{it}-ln\left[\sum_{j=1}^{N-1}exp\big(\alpha_{j}-\beta p_{jt}\big)\right],\quad i=1,\cdots,N-1 $$

N－1番目の商品分類を価値尺度財（貨幣のような他の財の価値を測る尺度となる財）のように想定し，上式からN－1番目に関する式の両辺をそれぞれ引くと，次のように変形することができる。

$$ \ln(s_{it})-\ln(s_{N-1t})=ln\left(\frac{s_{it}}{s_{N-1t}}\right)=\alpha_{i}-\alpha_{N-1}-\beta(p_{it}-p_{N-1t}),\qquad i=1,\cdots,N-2 $$

よって，各商品分類 i について次の式が得られる。

$$ l n\left(\frac{s_{1t}}{s_{N-1t}}\right)=\gamma_{1}-\beta(p_{1t}-p_{N-1t})+v_{1}, $$

$$ l n\left(\frac{s_{2t}}{s_{N-1t}}\right)=\gamma_{2}-\beta(p_{2t}-p_{N-1t})+v_{2}, $$

$$ l n\left(\frac{s_{N-2t}}{s_{N-1t}}\right)=\gamma_{N-2}-\beta(p_{N-2t}-p_{N-1t})+v_{N-2}. $$

ただし，$\gamma_{i}=\alpha_{i}-\alpha_{N-1}$ である。

次に外部確率（内部財を買わない確率）を$\pi_{N}$，内部財の選択確率$\pi_{i}\ (i\neq N)$とすると，$\pi_{i}=s_{i}(1-\pi_{N})$となる。よって，商品分類$i$の選択確率は商品分類の市場シェアに外部の財を選択しない確率を掛けたものと等しくなっている。Werden and Froeb（1994）より，市場全体の価格の弾力性は，$\varepsilon=-\beta\bar{p}\pi_{N}$のように書くことができることから，外部確率$\pi_{N}$を求めることができる。また自己弾力性は，それぞれ次のように変形することができる$^{54}$。

$$ \begin{aligned} 自己弹力性 \varepsilon_{ii}=\beta p_{i}(1-\pi_{i})\end{aligned} $$
### 補論 B. クリティカル・ロス分析

クリティカル・ロス分析は Harris and Simons (1989) によって開発された分析手法で, これ以来米国・EU の反トラスト分析において広く受け入れられている。Harris and Simons (1989) を合併分析のための手法として用いたが, 市場画定のユニラテラル効果の分析, 協調された行動（カルテル・談合）の分析に対しても広く応用されている。

ここで，各商品分類のクリティカル・ロスとは，次のように定式化され，これは価格上昇に伴い利益をもたらさなくなる最小の販売量の減少分を求めたものである。

$$ CL=\frac{Y}{Y+PCM}\times100 $$

ただし，Yは価格上昇率(%)，PCMはプライス・コスト・マージン(%)を示している。また各商品分類のアクチュアル・ロスとは，次のように定式化され，これは需要曲線の形状から，価格上昇に伴う予測される販売量の減少分を求めたものである $ ^{55} $ 。

$$ \mathrm{AL}=-\varepsilon\mathrm{Y} $$

ただし，εは市場における需要の価格弾力性を示している。

ＣＬ，ＡＬの大きさの大小から，仮に，ＣＬ＞ＡＬならば，価格引き上げが利益となるが，逆にＣＬ＜ＡＬならば，価格引き上げは価格利益とならない，ということを示しているため，協調的な価格引き上げも発生しないということになる。仮に独占企業であっても価格引上げが利益を生まないため，寡占企業の単独の価格引上げも利益を生まない。したがってユニラテラル効果（一方的な価格の引上げ）も発生しないことになる。
## 参考文献

泉田成美，石垣浩晶，木村友二，五十嵐俊子（2006）「商品差别化と合併の経済分析」，公正取引委員会競争政策研究センター共同研究報告書，CR 05-06.

公正取引委員会（2008）「キリングループと協和発酵グループの資本提携について」

http://www.jftc.go.jp/houdou/merumaga/backnumber/2009/20090126.files/081219.pdf

公正取引委員会（2009）「平成20年度における主要な企業結合事例」（pp.1-33）

財務省「酒税に関する資料 酒税の税率」(2016年4月6日確認)

全国味淋協会（2016）「本みりんの知識」http://www.honmirin.org/page/info.html

武田邦宣（2011）「競合品への移行を隣接市場からの競争圧力と評価した事例」『ジュリスト』, No. 1422, 2011.5.1-15, pp. 104-105.

蓑谷千凰彦（2007）『計量経済学大全』東洋経済新報社.

（公財）流通経済研究所（2014）「NPI（全国POSデータ・インデックス）のご紹介」

http://www.dei.or.jp/information/npi_01.html

（一財）流通システム開発センター（2010）「JICFS分類基準書＜全集＞平成22年度版」http://www.dsri.jp/company/jicfsifdb/download_data/1101jicfs_bunrui-kijyunsho.pdf

Epstein, Roy, J. and Daniel L. Rubinfeld (2004) "Technical Report: Effects of Mergers Involving Differentiated Products," COMP/B1/2003/07.

Harris, Barry C. and Joseph J. Simons (1989) "Focusing market definition: how much substitution is necessary?," Research in Law and Economics, Vol. 12, pp.207-226.

McFadden, Daniel (1974) “Conditional Logit Analysis of Qualitative Choice Behavior,” in P. Zarembka (ed.), Frontiers in Econometrics, Academic Press, pp. 105-142.

Scheffman, David T. and Pablo T. Spiller (1987) "Geographic Market Definition under the U. S. Department of Justice Merger Guidelines," The Journal of Law & Economics, Vol. 30, No. 1, pp. 123-147.

Werden, Gregory J. and Luke M. Froeb (1994) "The Effects of Mergers in Differentiated Products Industries: Logit Demand and Merger Policy," Journal of Law, Economics, & Organization, Vol. 10, No. 2, pp. 407-426.

Werden, Gregory J. and Luke M. Froeb (1996) "Simulation as an alternative to structural merger policy in differentiated products industries," in M.B. Coate and A. Kleit
(eds.), The Economics of the Antitrust Process, Springer, pp. 65-88.
## 第 4 章 輸入圧力の分析手法

## 第1節 本章の射程

本章では輸入圧力の分析に焦点を絞り，まずその分析手法を第2節で理論的に整理する。ここでは，我が国の企業結合ガイドライン及び諸外国のガイドラインにも言及する。次に，欧米実務の状況を第3節で整理し，第4節において若干の示唆を示す。

本章で輸入圧力とは，商品分野（商品の範囲）と地理的範囲で画定された「一定の取引分野」 $ ^{56} $ の外から，当該地理的範囲の中に入ってくる $ ^{57} $ 商品が，企業結合後の会社（以下，「合併企業」という。）の値上げを抑制することができるか否かを検討するものである。我が国で輸入圧力と言えば，一般には日本国外からの国境を越えた取引が，合併企業による値上げを制約することを想起しやすいが，それには限られない。複数国にまたがる，国境を超えた地理的範囲（例えば東アジア市場）が一定の取引分野として画定された場合に，その外から（例えば東南アジアから）輸入される商品も輸入圧力となる $ ^{58} $ 。

第二に，本章でいう「輸入圧力」にサービス（役務）は含まない。サービスには，(i)供給元が消費地でサービスを供給するために輸入を観念できないもの（スーパーマーケット業など）や，(ii)契約自体が国境を越えたサービス提供を前提としているもの（IT技術のサポート契約やデリバティブ取引など）が少なくないため，輸入圧力を想起しにくい。東証と大証の統合に関する公正取引委員会の審査結果 $ ^{59} $ では，海外の取引所を「隣接市場からの競争圧力」として分析している。輸入圧力と隣接市場（地理的範囲）からの競争圧力は概念的に区別されるため，本章ではサービス分野については論じない。もっとも，隣接市場（地理的範囲）が外国である場合には，輸入圧力の分析枠組みのうちで，そのまま使える部分もあろう。

## 第2節 輸入圧力の理論的分析

## 1 輸入圧力の把握困難さ

（1）輸入圧力の限られた可視性

輸入壓力（import competition）には,
(a) 現在既に一定の取引分野において輸入実績があるもの (既存競争者の供給余力としての輸入圧力) と,

(b) 企業結合後，合併企業が値上げすれば数年以内に取引が増えるもの（新規参入ないし設備投資（entry or expansion）としての輸入圧力）

の２つがある $ ^{60} $ 。(a)を static な輸入圧力，(b)を dynamic な輸入圧力と呼ぶこともできる。前者について企業結合ガイドラインは，「国内需要者向けの輸入があれば，市場シェアの算出に当たり国内への供給として算入する。」 $ ^{61} $ と述べる一方で，後者については輸入の節で取り上げている。輸入圧力の評価に当たっては，上記(a)(b)の両方を併せて考慮しなければならないという難しさがある。同一企業が(a)と(b)の両方を満たす場合もあるからである。(a)は既にある統計データから市場シェアの算定自体は可能であるが，外国企業の供給余力を確認することは国内企業に比べて費用がかかるだろう。輸入障壁や為替といった，国内企業が外国企業と同じようには直面しない変動要因に，輸入品の競争圧力は影響されるため，(b)と同様に(a)をも含めて広義の輸入圧力と呼んで差し支えないであろう。

輸入量の増加という形で把握しにくい輸入圧力として，潜在的な輸入圧力がある。例えば現在輸入品の取引量はごく僅かであるが，ユーザーが輸入品の価格を交渉材料として使っている場合には，企業結合前の時点において，輸入品は価格抑制要因となり得る。潜在的な輸入圧力が，輸入圧力としての適格性を備えるには，企業結合前にそのような力が働いているだけでは足らず，企業結合後に，合併企業の値上げを抑制できるものでなければならない。潜在的な輸入圧力についても，本章で述べる形での分析が必要となる $ ^{62} $ 。

## （２）輸入品シェアの評価と位置付け

企業結合前の時点における輸入品のシェアは，輸入圧力に関してどれほど意味ある情報を提供しているであろうか。オーストラリアの企業結合ガイドラインは，輸入品が効果的かつ直接的な競争的制約になりそうな条件として，企業結合当事会社が影響力
を行使しえない輸入品供給者の過去3年間にわたる輸入品シェアが少なくとも10%であることを要求する $ ^{63} $ 。この記述は，輸入圧力として考慮に値する最低限の水準（スクリーニング）を示したものであって，輸入圧力の判断基準そのものではないだろう。輸入品シェアの水準が年度によって大きく変動するような場合には，競争圧力として信頼性が乏しく，そのような輸入品にシェアを割り当てると競争圧力を過大評価しかねない。現在の輸入品シェアがごく僅かであれば（とりわけ輸入品供給元が多数の小規模事業者に分散している場合には），供給余力を発揮できそうにないことも予測できる。逆に，現在において輸入品のシェアが相当部分を占めており，需要者にとっての認知度や需要者にとっての信頼性が高い場合には，競争圧力として期待されよう $ ^{64} $ 。

以上のように見てくると，企業結合前における輸入品のシェアは，ある程度のタイムスパンをもってその推移を見極める必要があり，さらに一定の取引分野における価格変動とどのような関係を持っているのか分析する方がより有益である（具体的には第3節を参照）。輸入品シェアの水準単独では輸入圧力の証拠となりえない $ ^{65} $ 。

同様に，輸入品のシェアが増えていることだけで輸入圧力が働いていると結論付けるのも適切ではない。輸入品のシェアがどれだけ増加すれば十分なのかは，合併企業がどれだけの市場支配力を持つかどうかとの関係で決まるからである（後述するsufficientの問題である。）。

## 2 輸入圧力分析の構造化：参入分析を参考に

## （1） 輸入圧力は何のために分析するのか

我が国の企業結合ガイドラインでは，「輸入圧力が十分働いている」と認められると，「当該企業結合が一定の取引分野における競争を制限することとなるおそれは小さいものとなる。」と判断する根拠となる $ ^{66} $ 。したがって，輸入圧力は，他の競争圧力，すな
わち競争者の供給余力や参入圧力，隣接市場からの競争圧力，需要者からの競争圧力等と併せて考慮したときに，合併企業の値上げを抑止するに十分なものである必要がある。また，輸入圧力が新規参入として実現される場合 $ ^{67} $ もあり，参入分析と重なる場合がある。したがって，参入分析において欧米のガイドラインで通常言及される，合併企業による値上げを抑止するのに十分な3条件（timely, likely, and sufficient） $ ^{68} $ を，輸入圧力についても吟味することが求められるであろう $ ^{69} $ 。つまり，企業結合後数年以内（timely）までタイムスパンを取ってみたときに，値上げを抑止するに十分な規模・属性をもった（sufficient）輸入拡大が，一定の取引分野の外に位置する企業（以下，一定の取引分野として画定された地理的範囲の外にいる企業を「外国企業」という。）にとって利益になる（likelyないしprofitable）ことが必要である。

## （２）現行の企業結合ガイドラインで挙げられている事実

このような観点から, 現行の企業結合ガイドラインにおいて, 輸入圧力が十分であるためにどのような事実が存在している必要があると書かれているか, まとめ直すと以下のようになる $ ^{70} $ 。ガイドラインは運用指針にすぎないし, 審査実務での実践の全てを書き尽くしていないかもしれないが, 企業側にとっては第一の判断資料となるため, ガイドラインを素材とすることも正当化されよう。

## 【timely】

「一定の期間」（おおむね2年以内が目安）に「輸入の増加」が生じること

## 【likely】

（ア）輸入品と当事会社グループの商品との代替性が高く，品質差，品揃えの差，需要者の使い慣れといった違いが有意でないこと

(イ) 外国企業が「安い生産費用で十分な供給余力を有している」こと

（ウ）輸入や流通（販売・在庫管理体制を含む）にかかる費用が，輸入品の価格競争力や安定供給力を削ぐものでないこと

(エ) 制度的な輸入障壁・輸入拡大障壁が存在しないか，近い将来に撤廃予定であるこ
と

【sufficient】

該当なし

以上のようなガイドラインの記述には，3つ指摘すべき点があるので，項を改めてそれぞれ論じる。

## （3） 十分な輸入圧力

第一に，輸入圧力が十分（sufficient）であると判断する基準については言及がない。上記(イ)においては「十分な供給余力」という表現があるが，どの程度の輸入増加で十分といえるのか，具体的内容は明らかにされていない。もっともこれを具体的に記述するのが困難であることも確かである。値上げを抑止するのに十分な水準は，どれだけ合併企業が競争を減らすか（どれだけ産出量削減ないし値上げをするか，どれだけ競争的価格設定のされるバラエティーが減るか）に依存して個別事件ごとに決まってくる。事件横断的なガイドラインでは定性的な表現にとどまらざるを得ない。同質財であれば，値上げを抑止できるに十分な量ないし規模の輸入「拡大」が企業結合後に起こるかどうかであり，差別化財であれば，企業結合当事会社の持つ複数ブランドを選択肢としていた需要者にとって，企業結合後も代替的選択肢が維持されるようなブランドのrepositioning（参入を含む。）が起こるかどうかが問われる。

以下では話を単純化するため，輸入圧力のみで合併企業による値上げが抑止されるのに十分な水準（輸入圧力のみで独禁法上問題なしといえる場合の水準）を考える。値上げを抑止できるに十分な水準とは，企業結合が行われても，企業結合前の価格まで市場価格を引き戻せるほど，輸入品が企業結合後に増加すること（同質財の場合）を意味し，差別化財であれば企業結合前と同じ程度の商品バラエティー $ ^{71} $ が企業結合後も（別の企業によって）提供されることである。

同質財に限定すれば，値上げ抑止に十分な輸入拡大をもう少し具体化することも可能である。同質財に関して企業がクールノー競争（数量競争）している市場を考えると，独立して供給数量の意思決定をする主体の数が企業結合によって減れば，市場価格は必ず増加する $ ^{72} $ 。逆に言うと，仮に企業結合によって企業数が減少しても，企業結合前まで企業数を戻すような原状回復的な参入や増産（輸入量の拡大を含む。）が起これば，
合併前と均衡価格は変わらない。クールノー・モデルからすれば，輸入圧力が十分な場合として以下の2つが考えられる。

(i) 企業結合当事会社のいずれか（シェアの小さな方の企業で足りる）と同じ規模での輸入増加が外国企業1社の新規参入 $ ^{73} $ によって可能であれば，それは値上げを抑止するに十分である。

このことは，米国の水平合併ガイドラインが参入に関して既に述べている $ ^{74} $ 。輸入圧力が新規参入に限らないことは第2節1（1）で見た。そこで，(i)のほかにも，

(ii) 既に一定の取引分野に輸入実績のある外国企業が, 企業結合後に一定の取引分野向けの「供給余力を拡大する」見込みがあるならば, これも輸入圧力の拡大とみることができる。この場合には, 市場全体の企業数は変わらないが, 輸入実績のある外国企業が一定の取引分野向け供給費用を引き下げている（いわばより効率的な企業に変わっている）ことによって, 値上げを抑止するのに十分な場合がある。

ここでいう供給余力の拡大は，外国企業が生産設備の増強投資を行っている場合に限らず，外国企業が供給している第三国において需要が減少したために，外国企業の供給能力が解放され，一定の取引分野向け供給余力が増加する場合も含まれよう $ ^{75} $ 。

注意すべきは, クールノー・モデルのような単純なモデルでは(i)の場合には比較的ストレートに結論を出すことができる $ ^{76} $ としても, 実際の場合により多いと思われる(ii)
の状況については，市場全体で供給企業の費用のばらつきの程度を知らなければ，どれだけの企業が供給余力を拡大すればよいのか，すぐに答えを出せないことである。費用のばらつきを単純化したモデル77で考えると，企業結合当事会社の費用格差（すなわちシェア格差）が大きいほど，効率的な企業に転換する外国企業の数は少なくてよい（1社存在すればよい）ということになる。費用格差が大きいほど，1社が効率的企業に転換した場合の価格に与えるインパクトが大きいからである78。なお，支配的企業と競争的周辺企業のモデル（a dominant firm with a competitive fringe model）があてはまる場合には，輸入品の合計シェアが当事会社のいずれかと同じ規模で増加することが見込まれるならば，輸入圧力として十分といえるであろう。

以上のことをまとめると，輸入圧力の十分性としては，企業結合当事会社と同じもしくは類似する規模・属性の輸入が企業結合後に新たに増加することによって，企業結合前の水準まで価格を引き下げられるかどうか（原状回復的な輸入拡大が起こるかどうか）を検討することが，考え方の出発点となる。

## （４）輸入拡大の見込み

第二に，likelyに分類可能な事情のうち，第2節2（2）（ア)については，そこで判断資料とされる証拠にも詳しい言及がある。該当部分を引用すると以下のとおりである。

「輸入品と当事会社グループの商品との代替性の程度を評価するに当たっては，輸入品と当事会社グループの商品との価格水準の違いや価格・数量の動き等の過去の実績を参考にする場合がある。

例えば, 当事会社の商品の価格が上昇した場合に, 輸入品の販売数量が増加した実績があるときには, 輸入品との代替性が高いと認められることがある。

また, 主な需要者が輸入品を使用した経験の有無やその評価, 輸入品採用の意向などから, 当事会社グループの商品と輸入品との代替性が高いか否かを判断できる場合がある。

ここでは、定量的な証拠（価格・数量の動きを分析した、相関分析など）と、定性的証拠（需要者の見解）の両方に言及されている点が特徴的である。第2節2（2）（ア）の事情については、同（2）（イ）に関する情報を伴って初めて輸入拡大の見込みについ
て判断を下せることに注意が必要である。というのも（2）(ア)で述べられているのは専ら需要者側からみた事情であり，供給者側にどこまで一定の取引分野向け供給を増やす余力や意思があるのかはここでは論じられていないからである。また，（2）(ア)で挙げられている定量的な証拠と定性的証拠は，両者を併せて評価する必要がある。日本市場（ないしそれを含む一定の取引分野）を継続的に注視している輸入品と，第三国よりも日本市場で売るのが有利なときにだけ増加する輸入品とを同視するわけにはいかないからである。それらを識別するには，国内需要者から，供給者側の情報（外国企業の信頼性に関する過去の取引情報等）を得るとともに，企業結合当事会社自身からも，外国企業が日本市場（ないしそれを含む一定の取引分野）をどのように見ているのか，情報を得ておく必要があろう。このような定性的な情報は，過去の数値データに依拠した定量的証拠から，企業結合後に外国企業が取るであろう行動をどの程度の確率で予測できるか，おおよその見通しを示してくれるからである。

## （５）外国企業にとって一定の取引分野は魅力的か

第三に，輸入拡大の見込み（likely）の文脈で考慮すべき事情で，現行のガイドラインには記述されていないものがある。それは，外国企業にとって，果たして合併企業が値上げした場合に日本（ないし日本を含む一定の取引分野）への供給量を増やすことが利益になるかの分析である $ ^{79} $ 。輸入拡大が外国企業にとって利益となるかどうかは，その機会費用を見て判断する必要があろう $ ^{80} $ 。外国企業が自国市場や第三国市場での供給量を増加させるよりも，一定の取引分野への供給を拡大した方が利益になると判断する事情を確認する必要がある。例えば我が国での企業結合が，日本市場の需要が縮小しているがゆえに選択された場合を考えると，そのような市場状況にありながら外国企業にとってなお魅力的であるという推定は自動的には働かない。外国企業が日本（ないし日本を含む一定の取引分野）を選好する理由付けが必要となろう。このことは，上述した原状回復的規模でのsufficientな輸入拡大があれば，それだけでprofitableであるとは限らないことを意味する $ ^{81} $ 。
日本市場（ないし日本を含む一定の取引分野）の相対的魅力を上昇させる要因としては，(i) 外国企業が供給している第三国市場での需要減少に比べて，日本市場の需要減退が緩やかであるとか，(ii) 円高 $ ^{82} $ ，(iii) 日本市場がグローバル展開を考える外国企業にとって重要な市場であること，といった事情が考えられる。これらは質的な証拠として，収集する必要がある。また，機会費用を直接推計することも可能かもしれない。外国企業にとって一定の取引分野に供給する場合に余分にかかる費用と，一定の取引分野での価格が分かれば，一定の取引分野で予想される供給量ごとに，市場ごとのマージンが比較可能となる $ ^{83} $ 。

## 3 市場画定と輸入圧力分析の関係

最初に述べたように，輸入圧力は輸入実績のある既存業者の供給余力の場合と，新規輸入業者の場合とがある（第2節1（1）参照）から，輸入圧力は市場画定（一定の取引分野の画定）において議論される可能性と，競争の実質的制限若しくは競争効果分析（competitive assessment）において議論される可能性の両方がある。輸入増加が1年以内なら市場画定で，2年程度なら競争の実質的制限で論じられるから，輸入は「タイムスパンの違いによって考慮される段階を変えている」 $ ^{84} $ というのが我が国での理解である $ ^{85} $ 。これらは部分的に重複する議論であるからいずれかにまとめるべきとの見解もある $ ^{86} $ が，