Silviase/jgov_v1.4_full_ann huggingface dataset:
## (2) 買手集中度と価格との関係の分析

## ア 分析内容

売手に対する買手の圧力の程度が価格に対してどのような影響を及ばしているかについて，買手側の市場構造を表す買手集中度を用いることにより分析を行う。

分析では，分析対象3期間における生産財延べ93品目のパネルデータを利用して，市場全体についての傾向をみるために全サンプルを対象とした分析を行う。

また，分析においては，被説明変数を分析対象期間の期首年と期末年の物価指数の変動比とし，説明変数には，買手側の市場構造を表す買手集中度のほか，価格に影響を及ぼすと考えられる産業別要因指標及び市場別要因指標を用いて分析を行うこととする。

## 分析对象

1983年から2000年までの18年間に集中度データが継続して利用可能であった品目を分析対象とする（参考資料4参照）。

表 3.23 分析对象期間別品目数

期間	品目数
Ⅰ．1983年～1990年	31（品目）
Ⅱ．1986年～1995年	✗
Ⅲ．1991年～2000年	3（期間）
全期間合計	93

表 3.24 業種別分析対象品目数

業種	品目数
パルプ・紙製造業	1
化学工業	8
ゴム製品製造業	3
窯業・土石製品製造業	5
鉄鋼業	3
金属製品製造業	2
一般機械器具製造業	1
電気機械器具製造業	3
輸送用機械器具製造業	4
全業種合計	31
## ウ 分析で使用した指標

分析で使用した被説明変数及び説明変数は下表のとおりである。被説明変数は卸売物価指数の変動比，説明変数には産業別要因指標，市場別要因指標及び企業別要因指標を利用した。

表 3.25 分析で使用した指標

被說明变數
《物価指標》
価格變動比
[卸売物価指数(期末年)/卸売物価指数(期首年)]
說明变數
《產業別要因指標》
產業広告費比率變動比
[產業広告費比率(期末年)/產業広告費比率(期首年)]
[產業広告費比率=產業広告費/国内生產額]
產業研究開発費比率變動比
[產業研究開発費比率(期末年)/產業研究開発費比率(期首年)]
[產業研究開発費比率=產業研究開発費/国内生產額]
《市場別要因指標》
買手集中度平均
[買手集中度(期首)と買手集中度(期末)の平均值]
HHI平均
[HHI(期首)とHHI(期末)の平均值]
輸入比率差分
[輸入比率(期末年)-輸入比率(期首年)]
[輸入比率=輸入額(数量)/国内出荷額(数量)]
輸出比率差分
[輸出比率(期末年)-輸出比率(期首年)]
[輸出比率=輸出額(数量)/国内生產額(数量)]
市場規模變動比
[市場規模(期末年)/市場規模(期首年)]
[市場規模=国内供給価額]
一人当たり付加価值額变動比
[一人当たり付加価值額(期末年)/一人当たり付加価值額(期首年)]
[一人当たり付加価值額=付加価值額/從業者数]
一人当たり人件費变動比
[一人当たり人件費(期末年)/一人当たり人件費(期首年)]
[一人当たり人件費=現金給与総額/從業者数]
原材料費比率變動比
[原材料費比率(期末年)/原材料費比率(期首年)]
[原材料費比率=原材料使用額/製造品出荷額]
事業者数變動比
[事業者数(期末年)/事業者数(期首年)]
## 工 分析結果

## (7) 分析結果

被説明変数を卸売物価指数の価格変動比として，買手集中度を含め説明変数により回帰分析を行ったところ，以下の結果を得た。

表 3.26 分析結果（被說明變數：価格變動比）

說明変数	生産財
買手集中度平均	-8.59E-02*
(-1.69)
HHI平均	-1.37E-05
(-1.27)
産業広告費比率変動比	2.81E-02
(0.80)
産業研究開発費比率変動比	7.34E-02
(1.32)
輸入比率差分	-0.16
(-0.69)
輸出比率差分	-0.13
(-1.28)
市場規模変動比	1.18E-02
(0.52)
一人当たり付加価値額変動比	-1.24E-02
(-0.23)
一人当たり人件費変動比	7.42E-02
(0.63)
原材料費比率変動比	-0.12
(-0.82)
事業者数変動比	-4.88E-02
(-1.22)
定数項	0.93***
(4.97)
データ数(品目数)	93
自由度	81
補正R2	0.143

※ 括弧内は t 值。***は 1% 有意，**は 5% 有意，*は 10% 有意。

## (イ) 分析結果からの評価

分析結果からは，10％有意と有意性はやや低いものの，価格変動に対して買手集中度のみが負の影響を与えているとの結果となっており，買手集中度が低い市場であるほど（高い市場であるほど），価格は上昇する（下落する）という関係がみられる。このことから，買手圧力の上昇は，価格を引き下げる要因であり，売手側の価格支配力の形成を抑制する効果を持つと考えられる。
本調査は，我が国の寡占市場における企業行動について，シェア変動指標，順位変動指標及び買手集中度という新しい経済指標を用いて計量経済学的な分析を行ったものである。

寡占市場における企業行動と経済厚生の関係についての実証的な研究は，ベインの先駆的な研究（Bain（1951））以来半世紀の長きにわたって研究と論争が続けられ，各国の競争政策の立案・運用に対して多大な影響を与えてきた。しかし，我が国では，寡占市場の実証分析に関して，小田切（1988）などの先行的な研究も存在するものの，米国における研究の蓄積に比べると，ある意味では20年遅れている状況ともいえる。適切な競争政策を実行することによって，より豊かな経済社会を実現するためにも，必要とされる経済分析を必要なタイミングで行うことが重要であろう。今後，競争政策研究センターにおける共同研究を更に進めることにより，欧米で行われている議論を我が国においても検証し，我が国の寡占市場の特徴を把握することが可能となり，もって経済社会にとって最も望ましい競争政策を立案・運用していくための判断材料とすることが可能となるものと期待される。もとより，今回の分析の中では，投入するサンプルデータの数が十分確保できないことなどから強い解釈が困難なものが含まれていることは否定できないものの，本調査研究はそうした試みの第一歩として位置付けられるものである。

本調査は，平成１４年度に公正取引委員会が行った「新しい市場構造指標を用いた経済分析」の継続調査であるが，上記のような問題意識と，１４年度調査の結果や課題を踏まえて，より広範囲の期間，品目及び企業のデータベースを構築すると同時に，寡占市場に関してこれまで行われてきた理論的・実証的な研究の蓄積を踏まえて分析内容を整理することにより，シェア変動指標，順位変動指標及び買手集中度という新しい市場構造指標が利益率や価格変化率といった市場成果に与える影響についてより詳細で経済学・競争政策の発展に対して貢献し得る分析を行うことができたと考えられる。

本調査の最大の貢献は，我が国の寡占市場における企業行動と，寡占企業の行動理論の関係を実証的に検証したことである。

寡占市場における企業行動を分析する経済理論のモデルは多数存在するが，どのモデルが現実の寡占企業の行動をより良く説明するモデルであるのかについてまだ十分な結論が得られているわけではない。過去半世紀にわたる寡占市場に関する実証分析の論争は，ある意味では寡占市場のモデルとしてどのモデルが現実妥当性の高いモデルであるのかについての認識をめぐって行われた論争であると考えることができよう。しかしながら同時に，近年の理論的な発展は，複数存在する理論モデルの関係が市場
における競争圧力（とりわけ参入圧力）の程度によって分類可能であることを示唆している。すなわち，シカゴ学派やコンテスタブル市場理論の主張は市場における競争圧力が極めて強いことを前提にしており，競争圧力の極めて強い市場では寡占市場であっても競争市場における均衡が近似的に成立することを主張するものである。それに対して近年の繰り返しゲーム理論の発展が示しているように，企業数が少なく参入の可能性が効果的に排除された競争圧力の極めて低い市場において長期的に企業活動が行われれば共謀（collusion）が発生する可能性は高くなる。すなわち，競争圧力の低い市場では共謀理論の主張が近似的に成立する可能性が高い。また，シカゴ学派が主張するほどの強い競争圧力が存在せず，戦略的な相互依存関係が存在し得る市場では，クールノー寡占理論やベルトラン寡占理論などの非協力ゲーム理論を用いた寡占市場モデルを利用することができると考えることができる。

そこで本調査では，14年度調査で動態的な競争の程度を表す指標として導出されたシェア変動指標及び順位変動指標が，市場における競争圧力の大きさを表す代理変数であると考えることによって，競争圧力の大きさにより，企業の利益率や価格変化率の説明要因に有意な差が観察されるのかどうかを実証的に検討した。

その結果，競争圧力の大きな市場では，企業の利益率に対して影響を与えるのは労働生産性の変化率で表される効率性の改善と，企業成長率のみであり，シェア・集中度などの企業規模を表す変数や参入障壁を表す変数は企業の利益率に対して統計的に有意な影響を与えていないことが示された。すなわち，効率性及び成長を達成した企業のみが高い利益率を獲得しているのであり，市場支配力によって超過利益を獲得しているとは考えられない。これはシカゴ学派の主張する効率性仮説と整合的な推定結果であると言えよう。

一方，競争圧力の小さな市場では，効率性や企業成長ばかりではなく，シェア・集中度といった規模変数や，売上高広告費比率で表される参入障壁の存在が，企業の利益率に対して統計的に有意な正の影響を与えていることが確認された。すなわち，競争圧力の小さな市場では，効率性や成長性をコントロールしてもなお市場支配力の存在が超過利益の発生原因となっていることを示す結果を得ている。

これらの分析結果は，全体としてみると，シカゴ学派の主張の現実妥当性に一定の制限を加えるものである。すなわち，競争圧力の高い市場ではシカゴ学派の主張が成立するものの，すべての市場において競争圧力が十分に機能しているわけではなく，競争圧力が効果的に排除された市場では市場支配力に基づいた超過利益が発生し得ることを完全に否定することはできない。この結果は近年の実証分析の結論と整合的であり，ポスト・シカゴ学派の主張とも整合的であると言えよう。

そしてこの分析結果から，ポスト・シカゴ学派的な競争政策が日本においても妥当性が高いことを示唆していると考えることができよう。具体的には，企業結合規制において，たとえシェア・集中度が高くても，シェア変動及び順位変動で表されるよう
な動態的な競争水準が十分に高く，十分な参入圧力が存在し，将来の競争圧力を減殺する可能性が低い合併・買収であるならば，反競争的な効果は発生しにくいとも考えることができよう。その一方で，競争圧力が効果的に排除されていると考えられる市場における合併・買収や，合併・買収を通じて当該市場における競争圧力の効果的な排除を意図していると推定されるような合併・買収の審査は，たとえ合併企業のシェアがそれほど高くない場合でも慎重に行うべきであろう。そしてそのような判断材料の一つとして，動態的な競争を表す指標であるシェア変動指標及び順位変動指標は，もしもそれが利用可能であるならば高い利用価値を持つであろう。

また，本分析結果は，市場における競争性の確保のための取組も重要であることを示唆している。競争圧力が効果的に排除されれば市場支配力が発生し，それに伴う超過利益と厚生損失が発生し得るという認識に立てば，競争圧力が効果的に排除されている市場を認識し，競争圧力の減殺の原因を突き止め，競争の回復のために必要な措置を講ずることが必要とも考えられる。

例えば，今日の我が国において，競争圧力が効果的に排除されているために厚生損失が発生していると考えられる代表的なものは公共工事の入札談合であろう。今回の分析は専ら製造業を対象としたものであるため，直ちに同列には論じられないが，公共工事の入札では，指名競争入札と地域要件によって外部企業の参入は効果的に排除され，同一地域では同一業者の組合せによる入札が繰り返されることになるので談合（共謀）が発生しやすくなっているとも考えられる。

価格に対する分析では，シェア変動指標や順位変動指標が直接的に価格変動に対して影響を与えていることが示されている。すなわちシェア変動指標や順位変動指標で表される市場の動態的な競争圧力の程度に応じて，競争圧力の大きな市場では価格の上昇が低く抑えられているのに対して，競争圧力の小さな市場では価格の上昇率が高いという結果を得た。

この，競争圧力の低い市場において価格の上昇率が高くなるという結果は，ファクト・ファインディングとしては重要であるが，なぜそのような関係が観察されるのかという点に関しては複数の説明が可能であり，我々のこの限定された分析からのみではこの関係が観察される原因について強い主張をするのは困難であろう。すなわち，直感的な印象としては競争圧力の小さな市場において価格支配力が発生し，価格の上昇圧力を生み出しているという印象を受けるが，クロスセクションベースの分析では各市場で共通して得られる変数しか説明変数として用いることができず，各市場の個別要因を反映させることが困難であるため正確な関係を把握することが難しいという問題点が存在する。また，クロスセクションベースの分析を行うときには価格変動を表す指標として卸売物価指数・小売物価指数などの集計されたインデックスを用いなければならないが，卸売物価指数・小売物価指数ともに，対象となる品目・ウェイ
トを一定期間固定して集計するために，効率性の改善が反映されにくい指標であるという欠点を持っている。このような難点は，クロスセクションベースの価格分析をする際には避けられない欠点であり，産業固有の要因を明示的に取り入れ，価格の集計に関して発生する問題点を緩和するためには，単一産業内での価格変動の要因を明らかにする実証分析を積み重ねていく必要がある。競争圧力の低い市場において高い価格上昇率が観察されるという関係がどのような要因によってもたらされているのかについて，継続的な研究が必要であろう。

さらに，我々は競争圧力と産業の国際競争力の関係についても，産業競争力を示す代理変数として生産／内需比率を用いて暫定的な分析を行い，競争圧力の大きな市場において産業競争力が高いという傾向が見られ，Sakaki bara and Porter(2001)とも整合的な結果となっている。また，今回の暫定的な分析では，HHIが大きいほど生産／内需比率が高くなる傾向がみられており，サンプル数の制約などによりシェア変動指標で分類した分析を行っていないため断言はできないが，HHIが高く寡占的な市場であっても，シェア変動又は順位変動が大きく活発な競争が行われている市場であれば，産業競争力が高いことがあり得ると考えることもできる。

競争政策・産業政策にかかわる重要な論点として，競争圧力の有無は産業の国際競争力にとってどのような影響を与えるのかという論点が存在する。通常の経済学の理解では，競争圧力の存在が革新への動機付けとなり，生産性や国際競争力を向上させると考えるのが自然である。他方，過度な国内の競争は企業の体力を低下させ，国際競争力をかえて低下させるという主張も散見される。しかしながら，少なくともこの分析結果を見る限り競争圧力の存在が国際競争力の獲得にとって重要な影響を与えていると考えることができよう。

しかしながら，我々のこの分析はあくまで暫定的な分析であり，よりロバストで信頼性の高い結論を得るためには，より詳細な研究が必要であることはいうまでもない。より一般的に，競争圧力の有無が産業の生産性・国際競争力に対してどのような影響を与えるのかについてのより詳細な分析を引き続き行う必要があろう。

また，買手集中度を用いた分析では，買手の購買圧力が売手企業の利益率に直接的な影響は与えないが，特に生産財では買手集中度が高いほど市場価格の上昇を抑えるとの結果が得られた。

これらの結果は，日本の市場において，売手側から買手側への深刻な利益の移転が発生するほどの買手側の市場支配力が存在するとまではいえないかもしれないが，特に生産財の市場では買手の規模は取引価格の水準に対して一定の影響力を持っていることを否定することができないことを意味している。

従来，日本の企業間取引では，閉鎖性が強く非競争的であることなどから生じ得る
バイイングパワーが強調されてきた印象を受けるが，これまでは，企業データに基づく買手集中度などによる買手圧力の強弱が価格変動や売手の利益率に与える影響の有無についての分析はほとんど行われてこなかった。今回の分析結果を観察する限り，日本の生産財製造業における企業間取引においては，買手集中度で表される買手圧力が価格には影響を与えている可能性はあるが，売手の利益率への影響はみられず，取引の閉鎖性の強さを過大評価することは誤りではないかとも考えられる。

本調査は，市場における動態的な競争状況を表すシェア変動指標及び順位変動指標と，買手集中度という，これまであまり用いられることのなかった指標を利用して，我が国の寡占市場に関する実証分析を行っている。我が国では，寡占市場の実証分析に関して，米国に比べて必ずしも十分な研究の蓄積が存在するわけではないが，これらの新しい指標を利用することによって，海外の研究の後追いではない，新たな視点での分析が可能になったといえよう。

しかしその一方で，我が国において寡占市場の企業行動に関する実証研究の蓄積が少ないことは紛れもない事実であり，今回の分析結果を踏まえながら，我が国の寡占市場について更に継続的な調査研究を行い，我が国の寡占市場がどのような特徴を持っているのかを明らかにした上で，我が国にとってふさわしい競争政策を策定するための判断材料を提供するような取組が必要なことはいうまでもない。今後必要とされる研究の方向について指摘することも有益であろう。

一つの研究の方向は，競争圧力が価格水準や価格変動に与える影響についてのより詳細な実証分析の必要性である。今回の分析はクロスセクション的な産業間の相違に着目した分析であったが，クロスセクション的な分析では価格水準の高低や価格変動をもたらす要因を特定化するのに非常に強い制約を受ける。したがって今回の分析結果を踏まえながらいくつかの特定の産業・品目を取り上げ，価格水準や価格変動をもたらす要因について分析することが有用であるう。とりわけ市場構造と価格の固定性の関係や，規制緩和が価格の決定要因に与える影響を分析することは，競争政策にとっても有用であろう。

もう一つの発展の方向は競争圧力の大きさが産業・企業の生産性や国際競争力に対してどのような影響を与えるのかについての実証分析である。政府の規制や保護，民間企業同士の取決めや反競争的な企業戦略によって競争圧力が減殺されている市場と十分な競争圧力の下で企業活動が営まれている市場では生産性の成長率や国際競争力に対してどのような相違が観察されるのかについて，詳細な実証分析を行うことは競争政策の観点からも十分に意義のあることであろう。

さらに，利益率の持続性と市場構造との関係について分析することや，マクロ的な景気変動と利益率や価格の決定要因にどのような関係が存在するのかについて検証することも競争政策上意義のある研究テーマであろう。新実証的産業組織論（NEIO）
我が国の寡占市場に関しては，まだ十分な分析が行われていない研究テーマが数多く存在している。今後継続的な調査研究が行われることを希望するとともに，我々への課題としたい。

の分析手法やシミュレーション分析を日本市場に応用することも有用であろう。
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Nb. 450 - ’ 88・4, pp. 39-45

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# シェア変動指標及び順位変動指標の算出方法について

## 1 シェア変動指標の計算方法

14年度調査において新たに考案したシェア変動指標は，市場における企業のシェア変動に着目して，これを数値化したものであり，その算出方法は次のとおりである（詳細は14年度調査を参照。）

対象期間における i 企業の t 期と t-1 期のシェア差を 2 乗した値をすべての企業について足し上げ，時点間の数で割ることにより求める注。

$$ \mathsf{W}=\frac{\sum_{\mathsf{t}=2}^{\mathsf{m}}\left\{\sum_{\mathsf{i}=1}^{\mathsf{n}}\left(\mathsf{S}_{\mathsf{i}}^{\mathsf{t}}-\mathsf{S}_{\mathsf{i}}^{\mathsf{t-1}}\right)^{2}\right\}}{\mathsf{m-1}} $$

$ S_{i}^{t} $ ：t期におけるi企業のシェア，m：対象期間数

※ （Σ（各社ごとに近接する各年のシェアの差）²の最大値は，（20000×（サンプル年数-1）であることから，新指標として，Σ（各社ごとに近接する各年のシェアの差）²を（20000×（サンプル年数-1）で割ることも考えられる。）

同指標は，シェア変動が激しいほど1に近づき，シェア変動が全くない場合は0となる。

具体例を用いて同指標の算出方法を説明すると以下のとおりである。

〈具体例〉

A社，B社及びC社のt年， $ t + 1 $ 年及び $ t + 2 $ 年におけるシェアが下表のとおりであったとする。

A社	B社	C社
t年におけるシェア	40%	35%	25%
t+1年におけるシェア	50%	30%	20%
t+2年におけるシェア	55%	30%	15%
シェア変動指標の算出方法は，Σ（各年の前年に対するシェアの差）²／（対象年数－1）であることから，下表より，200／2＝100となる。

A社	B社	C社
t年におけるシェア	40	35	25
t-1年におけるシェア	50	30	20
t-2年におけるシェア	55	30	15
各年の前年に対するシェアの差の2乗の合計	125	25	50	合計200

## 2 順位変動指標の算出方法

順位変動指標(ケンドール順位一致係数)とは，市場における企業の順位変動に着目して，これを数値化したものであり，その算出方法は次のとおりである（詳細は14年度調査を参照。）

i 企業における対象期間の順位の合計と期待値（市場内における全企業数の中央値）の差の2乗をすべての企業について足上げたものを，i 企業が対象期間において完全に一致した場合の順位と期待値の差の2乗をすべての企業について足上げたもので割ることにより求められる。

$$ \mathsf{W}=\frac{\displaystyle\sum_{\mathrm{i}=1}^{\mathrm{n}}\left[\left\{\sum_{\mathrm{t}=1}^{\mathrm{m}}\mathsf{N}_{\mathrm{i}\mathrm{t}}-\mathsf{m}\left(\frac{\mathsf{n}+1}{2}\right)\right\}^{2}\right]}{\displaystyle\sum_{\mathrm{i}=1}^{\mathrm{n}}\left\{\mathsf{i}\mathsf{m}-\mathsf{m}\left(\frac{\mathsf{n}+1}{2}\right)\right\}^{2}} $$

$ N_{i t} $ : i 企業の t 期の順位, m : 対象期間, n : 企業数

同指標は，順位変動が激しいほど0に近づき，順位変動が全くない場合は1となる。具体例を用いて同指標の算出方法を説明すると以下のとおりである。
## 〈具体例〉

A 社，B 社及び C 社の t 年， $ t + 1 $ 年及び $ t + 2 $ 年における順位が下表のとおりであったとする。

A社	B社	C社
t年における順位	1位	2位	3位
t+1年における順位	1位	3位	2位
t+2年における順位	1位	2位	3位

順位変動指標の算出方法は,Σ（対象年の順位の合計値－期待値）²／Σ（t年の順位×対象年数－期待値）²であることから，以下の表より，14／18＝0．778となる。

A社	B社	C社
t年における順位	1	2	3
t+1年における順位	1	3	2
t+2年における順位	1	2	3
①対象年における順位の合計値	3	7	8
②期待値(全順位の中央値×対象年数)	6	6	6
差の二乗( (①-②)を2乗)	9	1	4
③完全一致の合計値(t年の順位×対象年数)	3	6	9
差の2乗( (①-③)を2乗)	9	0	9
シェア変動指標及び順位変動指標の算出における対象企業及び合併等の取扱い

## 1 シェア変動指標及び順位変動指標の算出における対象企業

14年度調査においては，出荷集中度調査による調査対象品目におけるシェアの上位10社を対象としてシェア変動指標及び順位変動指標を算出したが，この場合，上位企業のシェア・順位変動が小さく，下位企業のシェア・順位変動が大きいケースや下位企業での参入・退出が頻繁なケースにおいて，市場を過度に競争的ととらえてしまうという問題がみられた。

本調査においては，このような問題に対処するため，市場における競争状況を判断する上で，より重要と考えられるシェアの上位5社を対象にシェア変動指標及び順位変動指標を算出することとした。なお，これらの指標は，多時点でのシェア・順位データを基に算出するため，対象期間内において1度でも上位5社以内となったことがある企業を同指標の算出対象とした。

以下，シェア変動指標及び順位変動指標の算出上のデータの取扱いについて具体例を用いて説明する。

## 【シェア変動指標について】

シェア変動指標の算出に当たって，算出対象期間中に市場への新規参入企業がある場合，参入前における当該企業のシェアには0％を割り当てる。

また，算出対象期間中に市場からの退出企業がある場合，新規参入企業の扱いと同様，退出後における当該企業のシェアには0％を割り当てる。

〈具体例〉

次表による具体例を用いて説明すると，市場への参入前となるt年のF社，G社， $ t+1 $ 年のG社，市場からの退出後となる $ t+1 $ 年のE社及び $ t+2 $ 年のE社のシェアは，0％をそれぞれ割り当てることになる。

シェア変動指標の算出においては，算出期間内において1度でも5社以内となったことがある企業を対象とすることから，t年～t+2年までA社～G社のすべての企業のシェアを利用する。

なお，各年において実際に市場で事業を行っている企業数は，t年ではA社～E社の5社， $ t+1 $ 年ではE社が退出しF社が参入したことから企業数は5社， $ t+2 $ 年ではG社がさらに参入し企業数は6社。
A社	B社	C社	D社	E社	F社	G社
t年	シェア	35%	30%	20%	10%	5%	0%	0%
順位	1	2	3	4	5	6.5(参入前)	6.5(参入前)
t+1年	シェア	30%	25%	20%	15%	0%	10%	0%
順位	1	2	3	4	6.5(退出後)	5	6.5(参入前)
t+2年	シェア	27%	25%	20%	15%	0%	3%	10%
順位	1	2	3	4	7(退出後)	6	5

## 【順位変動指標について】

順位変動指標の算出に当たって，算出対象期間中に新規参入企業がある場合，参入前における当該企業の順位には，すでに参入している企業（以下，既存企業という。）の最下位の順位の次位を割り当てる。

さらに，新規参入企業が複数ある場合，参入前時点での当該企業の順位には，既存企業数に1を足した数と，新規参入企業数に既存企業数を足した総企業数との平均値をそれぞれの企業に割り当てる。

これらの考え方については，市場から退出する企業（以下，退出企業という。）がある場合も同様とする。

〈具体例〉

下表による具体例を用いて説明すると，t年では市場への参入前となるF社及びG社の順位は，同年における既存企業数が5であることから，6と7の平均値である6．5をそれぞれ割り当てることになる。

また，t + 1 年において市場から退出した E 社及び市場への参入前となる G 社の順位は，同年における既存企業数が 5 であることから，6．5 をそれぞれ割り当てることになる。

順位変動指標の算出においては，算出期間内において1度でも5社以内となったことがある企業を対象とすることから，t年～t+2年までA社～G社のすべての企業の順位を利用する。

A社	B社	C社	D社	E社	F社	G社
t年	シェア	35%	30%	20%	10%	5%	0%	0%
順位	1	2	3	4	5	6.5(参入前)	6.5(参入前)
t+1年	シェア	30%	25%	20%	15%	0%	10%	0%
順位	1	2	3	4	6.5(退出後)	5	6.5(参入前)
t+2年	シェア	27%	25%	20%	15%	0%	3%	10%
順位	1	2	3	4	7(退出後)	6	5
## 2 合併・営業譲受等の取扱い

14年度調査においては，シェア変動指標及び順位変動指標の算出対象期間に合併又は営業譲受（以下，合併等という。）が行われた品目について，当該行為が行われる以前から当事企業が一体であったと仮定して，同指標の算出を行った。

しかし,合併等の前後では市場構造の変化が想定されることから,本調査においては,合併等が行われた品目について,当該行為が行われた年を除く前後の期間それぞれでシェア変動指標及び順位変動指標を算出し,これを対象期間数で加重平均して使用することとした。

## 〈本調査〉

n社が競争する市場において，i社とi+1社がt+3年に合併し，総企業数がn-1社となった下表のケースを例とする。

## シェア変動指標

合併年である t + 3 年と t + 4 年のシェア差を除き，合併前 2 時点の n 社のシェア差から算出したシェア変動指標と合併後 4 時点の n - 1 社のシェア差から算出したシェア変動指標をそれぞれの時点数（2 と 4）により加重平均した値を使用した。

## 順位変動指標

合併年である $ t + 3 $ 年の順位を除き，合併前となる $ t \sim t + 2 $ 年の n 社の順位から算出した順位変動指標と合併後となる $ t + 4 \sim t + 7 $ 年の n - 1 社の順位を基に算出した順位変動指標をそれぞれの年数（3 と 4）により加重平均した値を使用した。

t年	t+1年	t+2年	t+3年(合併)	t+4年	t+5年	t+6年	t+7年
順位	順位	順位	順位	順位	順位	順位	順位
シェア差	シェア差	シェア差	シェア差	シェア差	シェア差	シェア差

## 〈14年度調查〉

A ~ F 社が競争する市場において，C 社と E 社が $ t + 1 $ 年に合併し，C E 社となった下表のケースを例とした場合，t 年の C 社と E 社の出荷額（量）を合算して合併前の C E 社の順位・シェアを算出し，A 社，B 社，D 社，F 社及び C E 社の t 年及び $ t + 1 $ 年のデータを利用して順位・シェア変動指標を算出した。

A社	B社	C社	D社	E社	F社	CE社
t年	シェア	30%	25%	20%	15%	7%	3%	27%
順位	1	3(2)	(3)	4(4)	(5)	5(6)	2
t+1年	シェア	28%	23%	13%	1%	35%
順位	2	3	4	5	1
# 買手集中度の算出について

## 1 買手集中度の算出方法

14年度調査で採用したBL法による買手集中度の算出の基本的な考え方は，A産業がX品目を産出し，それをB産業が購入してY品目を生産する場合，B産業内の個々の企業が購入するX品目の量は，個々の企業が生産するY品目の量に比例すると仮定してB産業のY品目の売手集中度をA産業のX品目の買手集中度として近似するというものである（詳細は14年度調査を参照。）

本調査では，ＢＬ法を基に，産業連関表を利用して上位３社買手集中度を算出するが，具体的な算出方法は次のとおりである。

産業連関表の産出表においては，産業連関表による7桁分類品目（7桁行部門）から6桁分類品目（6桁列部門）への産出額を把握することができる。産業連関表の7桁行部門をA，その産出先の6桁列部門をBi（1，2，…，i，…，m），Biに含まれる品目をhik（1，2，…，k，…，n）とするとき，A部門の買手集中度BCRAは，hikの売手集中度を，Bi部門の生産額に占める各hikの生産額のウェートにより加重平均してBi部門に係る買手集中度を計算し，さらに，このBi部門の買手集中度をA部門の生産額に占めるBiの購入額のウェートにより加重平均することにより求められる。これを，数式で表すと以下のとおりである。

$$ \begin{aligned}\text{B C R}_{\text{A}}&=\sum_{\text{i}=1}^{\text{m}}\text{B C R}_{\text{i}}\cdot\text{t}_{\text{i}}=\sum_{\text{i}=1}^{\text{m}}\left(\sum_{\text{k}=1}^{\text{n}}\text{B C R}_{\text{i}\text{k}}\cdot\text{w}_{\text{k}}\right)\text{t}_{\text{i}}\\&=\sum_{\text{i}=1}^{\text{m}}\left(\sum_{\text{k}=1}^{\text{n}}\text{S C R}_{\text{i}\text{k}}\cdot\text{w}_{\text{k}}\right)\text{t}_{\text{i}}\end{aligned} $$

BCR_{i}:B_{i}部門に係る買手集中度

t_{i} : A部門の生産額に占めるB_{i}部門の購入額のウェート

BCR_{ik}: B_{i} 部門の h_{ik} 品目に係る買手集中度

$ w_{k} $ : $ B_{i} $ 部門の生産額に占める $ h_{i k} $ 品目の生産額のウェート

SCR_{i,k}: B_{i} 部門の h_{i,k} 品目の上位 3 社売手集中度 (=BCR_{i,k})

## 2 財の種類による品目の分類

14年度調査では，最終財の家計消費支出及び固定資本形成による最終需要の買手集中度を0％と見なすことにより，財の種類による品目の分類を行わずに分析を行った。本調査では，以下の品目の分類ごとに「参考33買手集中度の算出方法及び算出の考え方」に基づいて分析を行った。
生産財：生産活動のため使用，消費される原材料，燃料・動力および生産過程で使用される消耗品（例：合成ゴム，厚中板，クラッチ装置など）

最終財：生産活動において，原材料，燃料・動力としてもはや使用，消費されることのない最終製品（＝資本財＋消費財）

資本財：最終財の一種で，生産活動の手段として長期にわたり使用され，その価値を徐々に生産物に転嫁させていく耐久財（例：エレベータ，複写機，トラックなど）

消費財：最終財の一種で，主として家計によって使用，消費されるもの

(例：ビール，歯磨，電気洗濯機など)

## 3 買手集中度の算出方法及び算出の考え方

## (1) 生産財について

最終需要としての買手産業が産業連関表により特定できるため，平成14年度調査における買手集中度の算出方法（参考図1参照）を適用した。

## (2) 最終財について

主な最終需要が，産業連関表上の国内総固定資本形成（資本財）や家計消費支出（消費財）となるため，平成14年度調査における買手集中度の算出方法（参考図1参照）を適用する場合，買手集中度が0に近い値となる。

## →資本財，消費財

## (3) 資本財について

最終財であるため，本調査では分析対象外とした。

## (4) 消費財について

最終財であるが，流通段階の買手の考慮が平成14年度調査の課題となっていたため，本調査では家計消費支出の買手手中度を小売段階でのチャネル別集中度として算出（参考図2参照）し，家計消費支出以外の買手集中度に加算して買手集中度を算出した。
参考図2 - 1：生産財の買手集中度算出概念図 ~合成ゴムの場合~ (平成7年のデータを使用)

合成ゴム

国内需要合計 100%

(産業連関表より)

購入割合 : 34.6%

産業連関表 7 桁部門の生産額に占める出荷集中度調査対象品目の生産額の割合が50%以上であるかにより選定。

出荷集中度

調査対象品目

合成ゴム

購入割合：44.4%

購入割合：3.4%

プラスチック製品

購入割合が 10% 未満の部門は買手集中度への影響もわずかであることから集計の対象外とした。

## タイヤ・チューブ

自動車タイヤ・チューブ

〔上位3社売手集中度CR3：72.7%〕

生産割合：95.9%

タイヤ・チューブのうち，自動車タイヤ・チューブ以外の品目（出荷集中度調査の対象外）

生産割合：4.1%

→「事業所・企業統計調査」により算出した

上位3社集中度：16.5%

タイヤ・チューブに属する品目の生産額による加重 CR3

加重 CR3 = 自動車タイヤ・チューブ (72.7% 95.9%)

+ 出荷集中度調査対象外品目 (4.1% 16.5%)

= 70.4%: タイヤ・チューブの CR3

## その他ゴム製品

防振ゴム

[CR3:49.9%]

生産割合：13.4%

(合成ゴムの買手先ごとの購入額による加重 CR3)

BCR = タイヤ・チューブ 70.4% ≠ {34.6% / (34.6% + 44.4%)}

+ その他ゴム製品 23.1% ≠ {44.4% / (34.6% + 44.4%)}

= 43.8%

その他ゴム製品のうち，前記2品目以外の品目（出荷集中度調査の対象外）

生産割合：81.8%

↓

「事業所・企業統計調査」により算出した

上位3社集中度：16.5%

ゴムベルト

[CR3 : 61.6%]

生産割合 : 4.8%

その他ゴム製品に属する品目の生産額による加重 CR3

加重 CR3 = 防振ゴム（49.9% × 13.4%）

+ ゴムベルト（61.6% × 4.8%）

+ 出荷集中度調査対象外品目（16.5% × 81.8%）

= 23.1% : その他ゴム製品の CR3

## 合成ゴムの買手集中度（BCR）
参考図2 - 2：消費財の小売段階の買手集中度算出概念図 ~ビールの場合~

(平成１１年のデータを使用)

販売チャネル別の小売段階の売手集中度

※ 参考図1 生産財と同様に計算

ビールの買手集中度（BCR）

（ビールの買手先ごとの購入額による加重 CR3）

BCR = 飲食店 2.9% ( = 35.7% 8.1%)

+ 小売段階（家計消費支出）52.5% {8.3%+ 2.6%+ 2.7%+ 2.8%+ 0.7%}

= 11.9%
# 各分析で利用したサンプルデータの抽出方法について

## 1 シェア変動指標等を利用した分析

## (1) 対象品目の抽出

以下のⅠ～Ⅳ期間のそれぞれで10年間継続して出荷集中度調査の対象となった延べ402品目のうち，分析対象期間内に調査対象品目の品目範囲が変更となったことなどによりデータの継続性に問題のある品目を除いた延べ332品目（対象品目については別紙1参照。）を抽出。

期間	品目数
Ⅰ．1976年～1985年	43
Ⅱ．1981年～1990年	100
Ⅲ．1986年～1995年	103
Ⅳ．1991年～2000年	86
合計	332

価格分析での対象品目については，上述の方法により抽出した述べ332品目のうち，出荷集中度調査による調査対象品目と物価指数年報及び工業統計表による調査対象品目との品目範囲が重なる4期間延べ236品目（対象品目については別紙2参照。）を分析対象とした。

期間	品目数
Ⅰ．1976年～1985年	31
Ⅱ．1981年～1990年	68
Ⅲ．1986年～1995年	74
Ⅳ．1991年～2000年	63
合計	236

また，産業競争力分析での対象品目については，国際的な産業競争力を分析する目的から，価格分析で対象とした延べ236品目のうち，生産出荷集中度調査による国内生産額に占める内需向け生産額割合が90％以上となる品目及び輸出入データに問題のある品目を除いた延べ98品目（対象品目については別紙3参照。）を分析対象とした。

期間	品目数
Ⅰ．1976年～1985年	10
Ⅱ．1981年～1990年	27
Ⅲ．1986年～1995年	32
Ⅳ．1991年～2000年	29
合計	98

参考 4 - 1
## (2) 対象企業の抽出

利益率分析での対象企業については，当該332品目において，対象期間とした10年間において一度でも上位5社以内となった株式上場企業698社のうち，対象品目の売上高の合計が総売上高に占める割合の10％以上となる以下の延べ479社を分析対象とした。

業種	企業数
食料品製造業	50
飲料製造業	29
パルプ・紙製造業	16
化学工業	47
ゴム製品製造業	31
窯業・土石製品製造業	41
鉄鋼業	40
非鉄金属製造業	14
金属製品製造業	19
一般機械器具製造業	37
電気機械器具製造業	51
輸送用機械器具製造業	75
その他製造業	5
非製造業	24
全業種合計	479
## 2 買手集中度を用いた分析

## (1) 対象品目の抽出

## ア 生産財についての分析

14年度調査において以下の基準により買手集中度を算出した下表の生産財35品目を使用。

## 〈１４年度調査における選定基準〉

出荷集中度調査により18年継続して調査対象となった123品目のうち，出荷集中度調査による調査対象品目と産業連関表7桁行部門の品目が重なる生産財35品目（選定基準等の詳細は14年度調査参照。）

業種	品目
パルプ・紙・紙加工品製造業(1品目)	新聞巻取紙
化学工業(10品目)	カーボンブラック,カプロラクタム,コークス,スチレンモノマー,ポリエステル・ナイロン,医療用カラー写真フィルム,家庭用合成洗剤,合成ゴム,酸化チタン,写真印画紙
ゴム製品製造業(3品目)	自動車タイヤ・チューブ,伝導用ゴムベルト,防振ゴム
窯業・土石製品製造業(5品目)	板ガラス,安全ガラス・複層ガラス,気泡コンクリート製品,石こうボード・同製品,電子管用ガラスバルブ
鉄鋼業(3品目)	厚中板,鋼帯,鋳鉄管
金属製品製造業(2品目)	食缶,アルミ缶
一般機械器具製造業(2品目)	タービン,軸受(ベアリング)
電気機械器具製造業(4品目)	カラーテレビジョン受信機,コンパクトディスクプレーヤー,蛍光ランプ,蛍光灯器具
輸送用機械器具製造業(5品目)	駆動・伝導・操縦装置部品,自動車用ガソリン機関,フォークリフトトラック,放熱器,輸送機械用工アコンディションナー