Silviase/jgov_v1.4_full_ann huggingface dataset:
## 7 カルテルの実態のまとめ

前の5節及び6節では過去15年間の入札談合と価格力ルテルの特徴を俯瞰してきた。ここでは各節で出てきたポイントをもう一度まとめてみよう。カルテルのターゲットとなる需要者は官公庁，学校，病院が多い(表12)。第5.2節で指摘したように官公庁での入札談合のみだけではなく受注した企業が購入する資材市場においても価格力ルテルが行われている。入札談合が繰り返されるたびに入札制度の欠点が指摘される。そして自治体等で入札改革が実施されてきた。その中で最も規模の大きな改革は埼玉土曜会事件・ゼネコン汚職を契機とした入札改革であった。第4節の全体的な傾向から入札改革が大成功を収めたという確たる証拠をみつけるのは難しいだろう。このような入札改革やそれを促すカルテル摘発制度の改良は少なくとも調査対象期間においては，まだ進行中だと考えてよいだろう。

公共調達において入札制度を用いることが会計法で定められているので，必然的に入札談合が多いように見えるが，実は問題はほかのところにあるのかもしれない．例えば，予算の単年度主義の問題である．予算の単年度主義とは，1会計年度の予算は，その年度内に執行し完結しなくてはならないという原則であり，官公庁では毎年度予算が決められており，その範囲内で物品を購入又は工事を発注する．仮に落札金額が下がり，予算を有効に利用することができたとしてもそれが評価される仕組みにはなっておらず，逆にそれは来年度の予算の減額に繋がる．公共選択論において仮定される予算の最大化を目指す官僚にとっては自らの便益を損ねるだけかもしれない．こういった費用削減努力を行うインセンティブが発注者側に少ないということも，入札談合を許してしまう大きな要因となっている可能性が高い．

また官公庁が発注する業務は特殊な物が多い．例えば，自治体の道路工事，測量及び防衛省のジェット燃料は，一種の買い手独占であり，予算が毎年一定額確保されている．供給者にとっては移ろいやすい消費者の嗜好と違い一種の保証された需要である．それ故に入札談合だからといって区別する必要はなく，中間財の価格力ルテルと同様の共謀形態を持つ可能性があるのである．例えば，価格力ルテルで最も多い普通トラックのカルテルでは主要な納入業者を持つ需要者に対してはその業者を優先するという割り当てスキームを採用している(3(勧)15)．このような割り当てシステムは入札談合における工事実績のある業者に優先して落札させる談合スキームと類似の特徴を有している．さらに第9節で分析する公共事業における入札談合の崩壊前後の落札率とシェアの推移は，価格力ルテルが破れたときと同様の落札率の下落と分散の増大そして集中度の減少を示している．

会計法の単年度主義の問題点についてもう少し考察を加えよう $ ^{37} $ 。入札談合に対する効果では，上に述べた費用削減のインセンティブの低さとそれに関連して確保された予算を年度内に使い切るインセンティブがある。後者については，毎年度予算額が公表されるので官僚がそれを使い切るであろうことを応札企業が見越して予定価格に近い入札価格を付けるかもしれない。順調な予算消化を目指す官僚にとっては，すべて予定価格以上の付け値になることや安値で制限価格を下回って入札が不調になることは是が非でも避けたい事態である。このようなその年度の予算の範囲内に収める安定的な調達への志向は，官僚にとって官製談合への誘因を与えるであろう。複数年度にわたる大型工事が国からの債務負担行為を認められなければ，初年度に競争入札で発注しても次年度以降は受注業者との随意契約を執り行うことにより契約金額が割高になる可能性がある $ ^{38} $ 。予算の単年度主義がカルテルの温床として，
表 12: 学校と病院を舞台にしたカルテル

学校	病院
中学教材 *	ワクチン類及びツベルクリン *
修学旅行費用 *	医療用エックス線フィルム *
語学演習機 *	医療用亜酸化窒素 *
理科教材 (小・中学校) *	医療業務 *
学費システム *	医療用医薬品 *
スクールシューズ	寝具リース *
学校アルバム	臨床検体検査業務 *
ドリルなどの教材	タンク向け液化酸素 *
修学旅行の手配料金	寝具リース
理科教材	インフルエンザ予防接種の料金
小中の口座振替手数料

Note: $ ^{*} $ は入札談合を示す.

どの程度の支配的影響力を持つのか定量的に定めるのは難しいが，(1)年度全体での費用削減のインセンティブの低さ，(2)順調な予算消化への志向による官製談合への誘惑，(3)短期的な視野に立つ各入札案件毎の非効率性の3点が入札談合に影響を与える要因として考えられるだろう $ ^{39} $ .

官公庁と同様に費用削減圧力の弱い機関は学校と病院である．この両者が購入する様々な財・サービスにおいて表12にみられるように入札市場と通常の市場においてカルテルが行われている．このような官公庁，学校，病院という経済主体を舞台にしたカルテルからは入札制度をどのように不正の起こらない制度に変えていくかはもちろん必要だが，それにとどまらず市場での調達や随意契約にも目を配る必要があるだろう．そして重要なのはこのような経済主体に費用削減の適切なインセンティブをどのように与えるかが今後の自由で公正な競争経済の構築にとってはより重要であるといえるだろう．
## 8 理論と実証のサーベイ

通常の市場の競争や入札において各企業が独立に意思決定を行う競争は効率的な帰結と企業経営者に適切な技術革新の誘因を与える。企業同士が結託して競争を阻害することによって結託したメンバー間の利潤を高める行動は経済全体に大きな弊害をもたらす。経済理論はこのような結託の可能性を長年追求してきた。この節ではカルテルの中でも入札談合に関連するオークションにおける共謀を展望する。次にその理論のサーベイを基にして実証研究の展望も行う。経済理論と実証の現状と第5節の現実を合わせて今後の日本の談合体質を是正する経済理論の方向性を探ることにしよう。

### 8.1 共謀理論

通常，入札前にその工事を他の企業がどのように評価しているか知り得ることができない．オークション理論では，予め各企業の費用が確定しているのではなく，確率的にそれらが実現して自分の費用は観察できるが他の企業のそれは確実には分からないモデルとして定式化している．

入札制度には様々なものがあるが，理論的に最も分析されているのは，最低の価格を値付けした企業が落札するがその受取額は下から2番目の価格にする第2価格封印オークションである $ ^{40} $ ．別名ビックリー・オークションと呼ばれるこの売買方式では，自分の実現した費用を入札額にすることがその企業にとって弱い支配戦略となる．このとき真の費用と異なる額の札を入れても他の企業のある入札額に応じて真実の費用を付け値した場合と高々同じ利得しか得ることができない．Graham and Marshall (1987) [27] に従って談合グループの利益をどのように配分するかは後から分析するとして談合グループとアウトサイダーでどのような収入の違いになるか考えてみよう．談合グループ全体からみるとメンバー内で最も低い費用を持っている企業が落札した方が有利である．この時他のメンバーは予定価格を上回る付け値をするだろう．そうすると落札候補のメンバーが実際落札したならば彼の受け取り額はアウトサイダーの中で最も低い価格を付けた額となる．談合グループが拡大した方がより低い価格を付ける非談合企業が現れる確率が小さくなる．よって談合グループが大きくなるほど彼らの利潤は増大する．最大の談合利得はすべての入札者が談合に加わった場合において実現する．このとき利潤を最大化する企業は予定価格と同一の付け値を行う．それではアウトサイダーの収入はどうであろうか．各アウトサイダーは自分以外のアウトサイダーと談合グループの最も低い価格を付ける入札者と競争することになる．真の費用と同額の札を入れるのが望ましいことは変わらないので，結局自分以外で最も低い費用が彼が勝った場合の収入になる．よって，アウトサイダーにとって収入や利潤は談合によって影響を受けないことになる．

次に談合メンバーがどのように彼らの利害を調整して談合を維持するのかを考えてみよう。実際に入札するのは最も費用の低い企業であるので，メンバー間で自分の費用という私的情報を開示してチャンピオンを決定する必要がある。次に落札した企業がどのように利益をメンバー間に配分するかという問題がある。あまりにも低い利益の配分によって談合が形成されない可能性を排除しなければならない。このような一種のメカニズムデザイン論的な問題に直面している談合の理論は，センターと呼ばれる談合の元締めを想定する。各談合メンバー
は費用をセンターに申告するが，顕示原理と呼ばれる手法によって必ず真実の費用を報告するメカニズムが存在する．そのような談合スキームによってメンバー内で最も低い費用を見つけることができる．また，あるサイドペイメント（金銭の授受）が存在してメンバーの談合への参加を促すことも同時に可能にさせる．

このような抽象的なメカニズムを想定することができるが，今は希であるが実際に存在したことがある事前オークション（preauction knockouts）と呼ばれる方法で同様の結論を出すことも可能である．談合メンバー間で実際の入札の前にチャンピオンを決める第2価格オークションを行う．この事前オークションで決定された入札者がもし実際の入札で落札したならばその収入の一部をセンターに支払う．支払いを受けたセンターは他の談合メンバーへ上述のメカニズムと同様の性質を持ったサイドペイメントを行う．もしチャンピオンが落札しなければサイドペイメントは行われない．この事前オークションは第2価格オークションであるので誘因整合的で参加条件を満たしている．またセンターの収支は期待値でみて均衡している．多くの共謀理論では，効率性，誘因整合性，参加制約，収支均等の諸条件を主に談合スキームに課している．関連する研究としてMailath and Zemsky（1991）[38]は費用が異なる分布を有している異質な企業のフレームワークへ一般化を行っている．

次に日本の公共調達において通常用いられている第1価格封印オークションでの談合の理論はどのような特徴を持っているか調べてみよう。McAfee and McMillan (1992) [42] はすべての入札者が談合に荷担するケースを主に考察した。また各入札者は費用が確定する前は対称的だと仮定する $ ^{41} $ 。この買い手オークションの分析を三浦功 (2003) [74] に従って公共調達モデルに置き換えてみよう。ここでは N 人の売り手と 1 人の買い手の繰り返し入札を考える。企業には $ i = 1, 2, \ldots, N $ と番号が振ってあるとしよう。最低価格が買い手の予定価格 r 以下である場合に最低価格を値付けした業者が落札する。複数の企業がその価格を付けた場合はその企業の中から確率的に落札者がただ 1 人選定される。各企業 i の費用 $ c_{i} $ は確率的に実現する。それらは独立同分布の F と密度関数 f に従っており、その台は $ [\underline{c}, \overline{c}] $ であるとする。共通の戦略を採る場合は下添え字を省略する。計算の過程は省略するが競争的な市場では以下のように予定価格 r の時の入札価格 $ p(c|r) $ ，費用 c が実現したときの企業利潤 $ \pi(c|r) $ ，事前の期待利潤 $ \pi(r) $ が導出できる。

$$ \begin{align*}p(c)&=c+\int_{c}^{r}\left(\frac{1-F(s)}{1-F(c)}\right)^{N-1}ds\qquad(c\leq r),\\\pi(c|r)&=\int_{c}^{r}(1-F(s))^{N-1}ds,\qquad\pi(r)=\int_{\underline{c}}^{r}(1-F(c))^{N-1}F(c)dc.\end{align*} $$

第 2 価格オークションは正直な申告が弱い支配戦略となるため，自己拘束的な共謀が比較的可能であるのに対して，第 1 価格オークションではそのような共謀を成立させるためには技巧を凝らす必要がある．サイドペイメントがない緩い共謀である弱いカルテルにおいて効率的なカルテルを組んだ場合には予定価格よりも低い費用を持った企業は予定価格を入札して発注者が確率的に落札企業を選び，それ以上の企業は予定価格を上回る入札を行うことを示した．このような理論的な帰結は予定価格に近い落札価格が談合において観察されることに対応するだろう．

次にお互いにサイドペイメントが可能な強いカルテルでは，自分の費用を談合の元締めに申告してそれに基づいて入札の勝利者と彼からのサイドペイメントが各メンバーに配分され
る．そのような談合スキームの一例として Graham and Marshall (1987) [27] と同様に実際の入札前に第1価格封印オークション型の事前入札を行いチャンピオンを決定して実際の入札に臨むことも可能である．自分の費用の申告は真実の費用以外でも可能であるが，顕示原理を用いると真実の費用を必ず申告させることが可能となる．各企業の申告を受けて1社でも予定価格以下の費用があればそのうちで最も低い費用の企業が落札するとしよう．さもなければ入札は不調に終る．自分がuのコストを申告してチャンピオンに選出されたときはもちろん予定価格p=rを付けることになる．そして，他の企業に総額 $ T(u) $ のサイドペイメントを支払う．もしチャンピオンにならなければサイドペイメントの等しいシェア，すなわち $ T(u)/(n-1) $ を得ることになる．そのときの真の費用がcで申告がuの企業の共謀の利得 $ \pi^{c} $ は，チャンピオンのときの利得と落札しなかったときにチャンピオンから支払われる利得の和となる．

$$ \pi^{c}(u|c)=(r-c-T(u))(1-F(c))^{N-1}+\int_{c}^{r}T(s)(1-F(s))^{N-2}f(s)ds $$

誘因両立性の条件は正直な申告 $u=c$ で評価した $\partial\pi^{c}/\partial u=0$ かつ $\partial^{2}\pi^{c}/\partial u\partial c\leq0$ であることを用いるとサイドペイメントの総額は

$$ T(c)=\frac{n-1}{n}\left(r-c-\int_{c}^{r}\left(\frac{1-F(s)}{1-F(c)}\right)^{N-2}ds\right) $$

となる。

McAfee and McMillan (1992) [42] はすべての入札参加者がカルテルに参加することに焦点を当てたが，Marhall and Marx (2007) [40] は第1価格オークションの部分的なカルテルを一般的に分析している．しかし，カルテルに参加して自分の費用のシグナルを出しオークションが始まる前にサイドペイメントが行われる仮定は先行文献と少し異なっている．第2価格オークションでは談合グループ内の最小費用を持った入札者がセンターへの支払いが行われない場合には「非協力」な入札に復帰する．この談合スキームの下で最小費用入札者は必ず移転を行うことになる．談合スキームとしてはすべてのメンバーが入札に参加するBid Coordination Mechanism（以下「BCM」とする）と談合メンバーの中で最大価値を持っている者だけが入札に参加するBid Submission Mechanism（以下「BSM」とする）の2種類の談合スキームを考察している．第1価格オークションが前者のBCMメカニズムを用いている場合は，談合グループの2番手もチャンピオンの価格に近い価格を付ける必要がある．その理由は．チャンピオンと2番手の入札額の差が大きい場合は2番手よりも少し低い価格を付けるインセンティブが出てくるからである．後者のBSMスキームでは談合グループから1人の入札者を導出するためにグループ内で第2価格オークションを実施して勝者を決める一種の事前オークションを用いている．またこの論文では見せ掛けの入札を考慮している．その可能性を考慮するとBSMスキームは第1価格オークションにおいてBCMに対する優位を失う．

以上にみてきた理論ではセンターに自分の費用を申告する企業は，参加制約が満たされる場合に談合グループに入ることを前提としている．もし談合グループに入らなかった場合には談合が成立せずに通常の競争が行われるとしたら状況はどうのように変化するだろうか．低い費用の企業にとっては談合スキームに入って落札しても他の企業にサイドペイメントを支払わなければならないが，通常の競争では比較的高い確率で落札できしかも利益はすべて自分のものにできる．このような費用表明ゲームの前段階にカルテルの拒否可能性を考慮する
ことは，よりカルテルの組織を難しくするだろう．このような状況をベルトラン競争とクールノー競争で初めてモデル化したのがCramton and Palfrey (1990) [16]である．カルテルの目的を独占的な供給と定めるならば，カルテルを全員一致で承認できなければベルトラン競争やクールノー競争に復帰するという状況では独占供給は生じない．しかしながら全員一致ではなく一部の企業が承認するという緩い仮定の下では企業数が多くなるにつれて独占が均衡になる傾向があると論じている．彼らはさらにCramton and Palfrey (1995) [17]において次のような可能性を論じている．もしカルテルがあるプレイヤーによって承認されなかったならば，そのプレイヤーはより低い費用を持っているということが予想されるだろう．その後の競争において他のプレイヤーは拒否権を発動した企業の費用は低いという予想の下で競争を行う．このような信念の更新を含んだ競争においてよりカルテルが形成されることが難しくなる．このような理論を第2価格オークションに応用したTan and Yilankaya (2004) [62]は共謀メカニズムに参加する前に拒否権(veto power)を有している入札者が共謀メカニズムを承認するかどうかを中間ステージ(interim)で決定する．この論文ではすべてのタイプが承認するMcAfee and McMillan (1992) [42]タイプの効率メカニズムはないことを証明している．承認されない場合には入札者は現状の入札(status quo)である通常の第2価格オークションの行動を採ることになる．しかし，中間段階で非承認入札者が判明するためこの追加的な情報はそのプレイヤーの価値に対する有益な情報を与えることになる．

### 8.2 発注者と調査機関

第 8.1 節の Graham and Marshall (1987) [27] が分析した第 2 価格封印オークションにおける談合スキームが存在したときに官公庁はどのように予定価格を定めればよいのだろうか。少々現実的な仮定ではないが，公取委のような談合調査機関がない場合に談合の存在を発注者が知っているケースを考えよう。発注者はできるだけ工事の発注金額を節約したいとするならば，予定価格は談合メンバー数の増加と共に下落する。特に談合が全くない場合に支払金額を最小化した予定価格と比べて，必ず談合がある場合の最適な予定価格は低くなることを示すことができる。談合があれば落札価格は高くなるので不調になるリスクを勘案しても予定価格を低める必要が出てくるのである。McAfee and McMillan (1992) [42] が分析した強いカルテルでは予定価格以上のコストを持つ入札者の参入を排除できる条件の下では所得の移転があったとしても全員が予定価格を付ける場合の期待利得しか得られないことを示している。また，さらに強いカルテルでは幾つかの仮定を置いて Graham and Marshall (1987) [27] と同様にカルテルサイズの上昇に伴って支払金額を最小にするには予定価格を引き下げるという結論を得ている。Thomas (2005) [64] は繰り返しゲームにおいて予定価格の公表の効果を論じている。その他に LaCasse (1995) [36] はカルテルを結ぶ可能性がある企業に対して費用がかかる調査に入るかどうかの決断を明示的に取り扱っている。価格が上昇すればカルテルの可能性が高まり，均衡調査確率が高まるという結論を得ている。このモデルは企業側の価格によって公取委がカルテル実施の信念を形成してそれが均衡行動と一貫性を持たなくてはならない。そのため企業の仮定がかなり簡単化されていて，かつ証明が複雑である。談合とは少し異なるが Motta and Polo (2003) [43] や Brisset and Thomas (2004) [11] は，カルテルにおいてリーニエンシー制度を受け付ける公取委の行動を取り入れたモデルである。調査確率は外生的であるが，調査を開始してカルテルが存在しても立証可能性は不確実なモデルである。
### 8.3 入札談合における非対称性の問題

多くの談合には交代落札制が用いられているといわれている $ ^{42} $ ．しかし，理論分析ではAoyagi（2003）[2]の例外を除いてあまり研究されていない．完全な官製談合ですべての企業が談合に参加している可能性はおそらく低いであろう．アウトサイダーの存在や談合破りによって，しばしば低い落札率が実現すると仮定しよう．その談合グループ内ではそのような結託阻害要因にもかかわらず談合が成功していれば各企業の事情に応じて安定的な受注が繰り返される．事業者の特殊性としては次が考えられる．

1. 受注残高

2. 費用構造

3. 企業規模

### 4. 過去の工事実績

最初の受注残高については，Bajari and Ye (2001) [9] がライバル企業の遊休キャパシティー，De Silva et.al. (2003) [18] が分析に Backlog を変数として取り入れている．以上の分析は多くの入札を取り扱っているため、談合グループ内の密接な関係を見え難くする．反対に州を跨ぐデータの多さは全般的な傾向を知るよい目安となる．費用構造については，公共工事の場合，事業所から工事現場までの距離が費用に正の効果を与えるという想定がある．もし談合が存在しなければこのような特殊要因を所与とした下での企業の入札分布は独立になることが示すことができる．そのため，仮にもし談合があればそのグループ内でこの要因で説明した後の入札分布は相関を持つだろう．これが Bajari and Ye (2003) [9] の条件付独立性である．この分析には企業ペアごとに落札率関数の残差の相関係数を扱う．その相関係数が0であるという帰無仮説を検証するには相関係数の標本分布とフィッシャーのZ変換を用いる必要がある $ ^{43} $ ．この概念のほかに彼らは交換可能性という分析概念を用いているがこのような分析は少々煩雑な印象を与える．このように公共事業の談合では現場までの距離と受注残高という2つの企業間の非対称性に注目するのが常套手段であるが，このような非対称性は理論を構築する際に困難をもたらす．多くの「非協力な」オークション理論では事前には企業を対称的に扱う $ ^{44} $ ．すなわち独立同分布の費用確率を持っていてそれが実現したときの入札行動も共通の戦略を用いる．企業間の違いは実現する費用にのみ依存するのである．Maskin and Riley (2000) [41] によってようやく非対称性のオークションに関する理論が構築されたが，2つのタイプに限定するなどまだ発展の余地がある $ ^{45} $ ．さらに談合理論の困難はすべての企業が談合グループには加わらないことから生まれる．談合グループ企業とアウトサイダーの企業の間で有している情報が違ってくるのは普通である．このような非対称性を加味して交代落札制の談合スキームを考慮するならば複数財 (multi-object) オークションを考察する必要がある．代表的な文献として Armstrong (2000) [3] があるが、談合を視野に入れた分析はまだ発展途上である．公共事業の入札談合を考慮するには複数財フレームワークに加えて前述の非対称性を考慮する必要がある．
### 8.4 カルテルの可能性

どのような産業においてカルテルや共謀は起こりやすいのか．産業組織の分野においては，この問題に関して多くの分析が行われてきた．いわゆる構造-行動-成果分析において，産業集中度とプライス・コスト・マージン(PCM)の間に正の関係が存在するかどうかの検証が数多く行われてきた．Bain (1951, 1956)による実証研究が行われて以降，多くの研究者によって集中と共謀の可能性との関係について議論されてきた．例えば，Collins and Preston (1969)は，産業レベルで集中度と利潤率に正の関係があることを発見している．Demsetz (1973)は，集中と利潤率の間に正の相関があるのは，集中の増加が競争の欠如を導いているのではなく，集中度と効率性の間に正の関係があることが理由であるということを議論している．つまり，大企業と小企業の間には利潤率の差異があり，効率的な企業はそうでない企業よりも大企業になり，高い利潤を得ることが可能となっている．このことが，集中と利潤率の間に正の相関がある理由であると主張している．他方で，Sutton (1991)は，集中は共謀的行動に対して外生的ではなく，競争の程度は集中の変化に付随していることを強調している．産業組織の分野においては，共謀の可能性と関連する分析として，市場の流動性の指標を用いた分析が多く行われてきた．例えば，Hymer and Pashingian (1962)，Caves and Porter (1979)あるいはKato and Honjo (2006)は，企業のマーケットシェアの不安定性に関する指標を用いて，産業の集中度や成長率などの産業特性と流動性との関係について分析している．実際のカルテルのデータを用いた分析も数多く存在している．例えば，Hay and Kelly (1974)やFraas and Greer (1977)は，米国におけるカルテルの産業特性を分析して，集中産業において共謀が起こりやすいという結果を示しているしかしながら，Posner (1970)は，調査したカルテルの多くが高集中産業ではない産業において起こっていたということを指摘している．Dick (1996a)は，低集中産業においてよりカルテルが起こっている傾向があるという結果を報告している．

集中度に加えて，いくつかの研究では他の要因が共謀の可能性と関連していることを発見している．例えば，Hay and Kelly (1974)やSymeonidis (2003)は，製品差別化は共謀と負に相関していることを示唆している．また，Dick (1996a)やSymeonidis (2003)は，資本集約度と共謀の可能性とは正の関係にあるという結果を示している．さらに，Symeonidis (2003)は研究開発集約度と共謀の可能性とは負の相関があることを発見している．さらに，需要の変動が共謀の可能性と大きく関連しているかどうかは多くの研究によって取り組まれてきた．Green and Porter (1984)は，不完全情報の下でのトリガー戦略は，不況期に価格戦争を招くため，好況期にPCMが高くなることを議論している．逆に，Rotemberg and Saloner (1986)は，好況期にはカルテルからの逸脱のインセンティブが高まるので，それを抑えるために価格を下げるため，好況期にはPCMが低くなることを示している．Domowitz et al. (1986)は，米国の製造業における超過利益率と景気変動の関係について分析して，好況期には集中度のPCMへの正の効果が大きくなることを示している $ ^{46} $ ．さらに，Porter (1983)は，19世紀の米国における鉄道カルテルのデータを用いて，不況期には価格戦争が生じやすい傾向にあることを示唆している．他方で，Gallet (1997)は，米国の鉄鋼産業のデータを用いて，需要が高いときに製造者間での協調が弱くなるという結果を示している．Symeonidis (2003)は，産業成長率と共謀の可能性は逆U字型にあり，需要の変動が最も安定しているときに共謀の可能性が最も高いことを示唆している．
### 8.5 カルテルの安定性

どのようなカルテルが安定しているのか．また，どのくらいの間カルテルは持続するのか．これらの問題に対して取り組んだ先行研究は多く存在している．特に，カルテルの安定性を測るために，多くの実証分析がカルテルの持続性（cartel duration）の指標を用いて分析している．例えば，Hay and Kelley（1974）は，高集中産業ほどカルテルの持続性が長いということを示している．Dick（1996b）は，輸出カルテルは平均5年の持続期間をもつという結果を示している．Marquez（1994）は国際カルテルのデータを用いて，持続性の程度は5年程度であることを発見している．さらに，Marquez（1994）は，集中度やカルテルメンバーのマーケットシェアの増加はカルテルの持続期間を長くさせる効果をもつ一方で，需要の成長を短くする効果をもつという結果を示している．Jacquinin et al.（1981）は，日本において認可されていた輸出カルテルのデータを用いて，カルテルの持続性について分析し，平均的な持続期間は10年であったという結果を示している．カルテルの構造的要因に加えて，カルテル組織の特性がカルテルの安定性へ影響を与えることを示している研究がいくつかある．例えば，Suslow（2005）は，国際カルテルのデータを用いて，カルテルにおける製品の範囲の広さや罰則の有無がカルテルの持続性を決定付ける上で重要な変数であるという結果を提示している．また，Zimmerman and Connor（2005）は，国際カルテルにおけるカルテルメンバー間の文化的多様性が大きくなるほど，あるいはカルテルメンバーの数が多くなるほどカルテルは短い傾向があることを示している $ ^{47} $ ．

### 8.6 カルテルの効果

これまでは，どのような産業でカルテルが起こりやすいのか，あるいは，どのようなカルテルが安定しているのかについて議論してきた．他方で，カルテルはどのような結果をもたらすのか．例えば，カルテルは価格や利潤に対してどのような影響をもつのか．あるいは，カルテルの生産性に対する効果はどのようなものなのか．ここでは，カルテルの効果に関する実証分析についての先行研究をサーベイする．例えば，Shepherd (1985)は，価格力ルテルのデータを用いて，平均的に10％から30％の価格の上昇をもたらしていることを示している．また，Greer (1984)は，価格の上昇の程度が30％から60％ほどであったという結果を提示している．Bolotova et al. (2005)は，クエン酸とリジンのカルテルのデータを用いて，価格への効果について分析している．この分析では，カルテル前後の価格と比較して，カルテルによってクエン酸の場合1セント当たり9ポンド，リジンの場合は1ポンド当たり25セントの価格上昇が観察されたことを発見している $ ^{48} $ ．さらに，Nagaoka and Kimura (1999)は，日本の石油製品市場において，輸入自由化(1996年の特石法廃止)による海外からの参入の脅威が暗黙のカルテルを崩壊させて，市場価格が有意に低下したことを明らかにしている．また，カルテルの生産性への効果に関して，Symeonidis (forthcoming)は，英国における合法カルテルに関するパネルデータを用いて分析している．この中で，Symeonidisは，カルテルは生産性に対して有意に負の効果を持っていることを明らかにしている $ ^{49} $ ．他方で，Asch and Seneca (1975, 1976)は，米国のデータを用いて，共謀企業と非共謀企業との間に利潤の
差があるのかどうかを分析している．この分析では，共謀企業は非共謀企業より低い利潤をもっているという結果が示されている．また，Sproul (1993)は，1973年から1984年の間に米国において告発された25の価格力ルテルのデータを用いて，反トラスト活動の価格への効果を分析している．この中で，価格力ルテルで告発された後にその財の価格が上昇する傾向にあることが発見されている．その理由として，Sproulは，費用を低減させるような効率的なカルテルを中心に告発されている可能性があることを挙げている．
## 9 地方公共団体発注の公共工事における入札談合の実証分析

### 9.1 はじめに

本章では，入札談合がどのような特徴を持っているのかについて，ある地方自治体の公共工事における入札データを用いて，談合における入札行動の特徴について実証的に明らかにする．これまで，いくつかの先行研究が入札行動に関して実証的に取り組んできた．例えば，Porter and Zona(1993)は，米国における高速道路工事の入札データを用いて競争的入札と談合下での入札行動の相違について分析している．また，Porter and Zona(1999)は，米国オハイオ州の学校牛乳市場における入札データを用いて，競争的入札と談合による入札の際の差異を明らかにしている．さらに，Bajari and Ye(2003)は，米国中西部の建設工事の入札データを用いて分析している．他方で，De Silva et al.(2003)は，入札における新規参入の効果について実証的に分析しており，新規参入企業は既存企業と比較するとより積極的な入札行動を行っているという結果を明らかにしている．また，Froeb et al.(1993)やKwoka(1997)は，入札談合の価格への効果について分析している．

しかしながら，これまで日本における入札談合についての実証分析はあまり行われていない．談合に関して分析したものとして，柳川ほか（2005）や砂田・鈴木（2006）が日本の談合が行われた地方自治体の入札データを用いて分析している $ ^{50} $ ．McMillan（1991）が議論しているように，日本における入札談合は，他国のそれと比較して特別な特徴をもっているかもしれない．例えば，日本では，官製談合といわれるような，地方自治体が関係した談合事件が数多く観察されている．本研究では，実際に談合が行われていた地方自治体における公共工事の入札データを用いて，談合が行われてきた期間とそれ以外の期間における入札行動の違いについて明らかにする．我々の実証結果は，公取委による調査開始後には，調査開始前と比較して入札率と落札率はともに平均的に大きく低下していることが明らかになった．また，入札参加者数は，入札価格に対して負の効果を持ち，入札参加者の過去の受注残高の大きさは，入札価格に対して正の効果を持つことがわかった．さらに，新規参入者は既存企業よりも有意に低い価格をつける傾向があった．これらの結果は，入札制度を検討する際の重要な示唆を与えていると期待される．

本研究の構成は以下のとおりである．第9.2.1節において，本研究で扱われる地方自治体の談合調査と入札制度改革に関して概観して，分析で用いられるサンプルについて説明する．本研究で用いられる実証モデルは第9.3節で議論される．第9.4節は，推定結果について説明する．最後の第9.5節は，本研究についてのまとめと今後の研究に対する方向性について検討する．

### 9.2 データ

#### 9.2.1 談合調査と入札改革

本件は，2002年に公取委が調査を開始した，ある自治体が指名競争入札の方法により発注する一般土木工事，造園工事，建築工事，管工事，ほ装工事及び電気工事について，受注予定者（受注を予定している者）を決定し，受注予定者が受注できるようにしていた行為を，独禁法第3条の規定に違反するものとして，違反行為を行っていた126名に対し，勧告を行っ
表 13: 指名基準

設計金額	參加者数
1 億 5 千万円以上	13 人以上
5 千万円以上 1 億 5 千万円未満	13 人以上
1 千万円以上 5 千万円未満	10 人以上
5 百万円以上 1 千万円未満	8 人以上
5 百万円未満	5 人以上

表 14: 等級別工事金額一覽表（單位：円）

工事種別	A	B	C	D
土木工事	5 千万以上	1 千万以上 5 千万未満	2 百万以上 1 千万未満	2 百万未満
建築工事	1 億以上	3 千万以上 1 億未満	2 百万以上 3 千万未満	2 百万未満
電気工事	15 百万以上	2 百万以上 15 百万未満	2 百万未満	-
舗装工事	3 千万以上	2 百万以上 15 百万未満	2 百万未満	-
鋼橋上部工事	3 千万以上	2 百万以上 15 百万未満	2 百万未満	-
管工事	15 百万以上	2 百万以上 15 百万未満	2 百万未満	-

た事件をモデルとしている $ ^{51} $ ．公取委の審決によれば，勧告を受けた事業者は，公取委が調査を開始する前，少なくとも3年間にわたり受注調整を行っていた．本件は，全社が勧告に応諾しており，98名に対し，合計5億2094万円の課徴金の納付が命じられている．

また，一般土木工事及び造園工事については，同一の取引分野とされて勧告が行われている．この理由としては，当該事件の詳細を掲載した「公正取引」 $ ^{52} $ によれば，造園工事について，専門業者が3社のみであったためか，一般土木工事を主体とする業者も多く指名されており，また，造園工事の専門業者も一般土木工事の指名を受けていること，当該自治体の発注業務担当者が2つの工事を一体として取り扱っていたこと，被勧告人において，2つの工事を区別することなく受注調整を行っていたことから，同一の取引分野として判断されたものとしている．本件においては，前記6種類の工事のうち，発注件数及び金額の多かった一般土木工事及び造園工事について，サンプルとして分析を行った．一般土木工事及び造園工事について，勧告を受けた事業者は46名おり，そのほかに廃業した事業者，吸収合併された事業者を含めると，当時，違反行為を行ってきた事業者は49名にのぼる．本件の特徴は，発注者である地方自治体の職員が，地元企業の安定的及び継続的な受注の確保等を目的として，事業者ごとの年間受注目標額を設定し，その年間受注目標額をおおむね達成できるようにするため，当該地方自治体が発注する一般土木工事及び造園工事について，指名競争入札の執行前に，物件ごとに，過去の受注実績等を勘案して落札予定者（落札を予定する者）を選定し，落札予定者の名称及び設計金額の概数を，地方自治体の職員が地元の業界団体に示し，地元の業界団体を通じて，落札予定者にその旨及び設計金額の概数を連絡していた．いわゆる官製談合が行われていた事例である．当該自治体は，公取委の調査が開始された約1ヶ月後に，入札制度の改正を以下のとおり段階的に行っている．

（1）これまでの公募型指名競争入札や従来型指名競争入札に加え，地域限定型一般競争入札 $ ^{53} $ の導入を行う（2）競争入札に付す工事等すべてについて，予定価格の事前公表を行う（3）設計金額に応じた指名業者数を見直し，指名業者数の拡大を行う（現在，当該自治体の指名競争入札参加者指名基準によれば，設計金額の区分に応じ，表13のように指名競争入札
の参加者の数は定められている．また，工事を指名競争入札に付そうとするときには，当該工事の設計金額に応じ，表14に定める等級に格付けされた当該年度の有資格業者の中から指名することしている．これまで指名通知書段階で公表していた指名業者名を非公表とし，入札後に指名業者名の公表を行う（4）国土交通省のモデルをベースとしたシステムで，一部の工事について，電子入札の導入開始等を行っている．

#### 9.2.2 サンプル

ここで，分析で用いられるサンプルについて説明する．既に説明したように，ある地方自治体によって発注された公共工事における一般土木工事と造園工事の入札データを用いて分析を行う．2000年4月から2006年3月までに，一般土木工事と造園工事として発注されたのは，それぞれ901件と145件であった．このうち，一般土木工事において，複数事業者による共同体によって落札された30件及び見積もり合わせで発注された6件がサンプルから外された．また，造園工事においては，複数事業者による共同体によって落札された4件及び見積もり合わせで発注された2件がサンプルから外された．

さらに，住所が不明であった事業者5名による入札11件，複数の事業者による共同体の入札6件はサンプルから外された．結果として，用いるサンプルは，1004件の工事における入札7797件から構成される．

次に，用いられるサンプルにおける基本統計量について議論する．表 15 では，落札額を基にハーシュマン・ハーフィンダール指数 (HHI) の推移が表されている．ここで示されているように，HHI は，2002 年 5 月の公取委による調査開始後に明らかに低下していることがわかる．

表 15: ハーシュマン・ハーフィンダール指数

全期間	調查前	調查後	H12	H13	H14	H15	H16	H17
0.0325	0.0455	0.0303	0.0519	0.0468	0.0397	0.0335	0.0359	0.0360

Note: ハーシュマン・ハーフィングール指数は，各事業者のマーケットシェアの2乗の合計として計算されている．ただし，ここでマーケットシェアは，各入札参加者の期間内における落札額を期間内の全落札額で除した値を表している．

また，表 16 は，入札率の調査開始前後の基本統計量について示している．この表で示されているように，調査開始後に入札率が大きく低下している．表 17 は，落札率の調査開始前後の基本統計量を表している．さらに，図 9 と図 10 では，それぞれ入札率と落札率の推移を散布図として表したものである．ここでの重要な発見は，調査開始以降に入札率と落札率の平均がともに明白に低下している傾向にあるということである．また，表 16 と表 17 で示されているように，調査開始前と比較して，調査開始後には入札率と落札率の分散（標準偏差）がともに大きく上昇していることがわかる．

これらの結果は，談合が行われていた期間においては，入札率と落札率ともに高い傾向があることを示しており，入札率と落札率の高さは，談合の可能性を見極める際の1つの手がかりを与えている．先行研究において，共謀時における価格設定に関して，例えば，Athey et al. (2004)は，競争均衡においてよりも共謀均衡時において価格やマーケットシェアが安定し
表 16: 入札率に関する統計量

全期間	調査開始前 (A)	調査開始後 (B)	A と B の差 (%)
平均値	0.963	0.998	0.949	-4.9
標準偏差	0.052	0.001	0.052	5100
CV	0.054	0.001	0.055	5368
観測数	7797	2250	5547

Note: 入札率は，入札価格を予定価格で除した値として定義されている．CVは，標準偏差を平均値で除した値を示している．

表 17: 落札率に関する統計量

全期間	調査開始前 (A)	調査開始後 (B)	A と B の差 (%)
平均値	0.921	0.965	0.894	-7.4
標準偏差	0.066	0.018	0.071	294
CV	0.072	0.019	0.079	316
観測数	1004	386	618

Note: 落札率は，落札価格を予定価格で除した値として定義されている．CVは，標準偏差を平均値で除した値を示している．

ていることを示している．また，LaCasse（1995）は，談合においても価格があまり変動しないことを議論している．共謀時の価格の安定性については，これまでのいくつかの実証研究においても分析されている．例えば，Abrantes-Metz et al.（2006）は，カルテルの崩壊後に平均的に価格が下落するとともに，価格の分散が極めて大きくなっていたことを示している．また，Bolotova et al.（2005）は，クエン酸とリジンのカルテルに関して，カルテルが行われている期間とその前後の期間の価格の比較を行い，カルテル期間はそれらの平均価格が有意に高いことを発見している．また，彼らは，リジンのカルテルが行われている期間は，その前後の期間と比較して，その価格の分散が低かったという結果を示している．さらに，我々の結果は，砂田・鈴木（2006）の結果とも整合的である．

### 9.3 モデル

この節では，入札価格に関して簡単な実証分析を行い，入札価格がどのような要因によって決定付けられるのかについて検討する．この分析で用いられる実証モデル以下のとおりである．

$$ \begin{aligned}BID_{i}\quad=\quad&\beta_{0}+\beta_{1}PART_{j}+\beta_{2}BACKLOG_{i}\\&+\beta_{3}DISTANCE_{i}+\beta_{4}ENTRANT_{i}+\epsilon_{i}.\end{aligned} $$

ここで， $ BID_{i} $ は入札率， $ \beta_{0},\beta_{1},\ldots,\beta_{4} $ は推定されるパラメータ， $ \epsilon_{i} $ は誤差項を表している．入札価格の決定要因として， $ PART_{j}, BACKLOG_{i}, OUTSIDE_{i} $ ，と $ ENTRANT_{i} $ が用いられる．これらの変数は後で説明される．
表 18: 变数の定義

変数	定義
(従属変数)
BID	入札価格 / 予定価格
(独立変数)
PART	入札参加者数の自然対数値
BACKLOG	90 日以内に落札した工事の合計額に 1 を加えた値の自然対数値
OUTSIDE	ダミー変数：事業所が市外であれば 1 ，そうでなければ 0
ENTRANT	ダミー変数：調査開始以後に当該自治体の入札に参加した場合 1 ，そうでなければ 0

本研究では，従属変数として入札率 $ (BID_{i}) $ を用いる $ ^{54} $ . $ BID_{i} $ は，各事業者の入札価格を各工事の予定価格で除した値を表している.

独立変数として，まず $ PART_{j} $ をが用いられる．この変数は，工事間の競争環境の相違をコントロールするために，各工事 j の入札参加企業数の自然対数値を示している．参加企業数が増加すればするほど，その工事の入札はより競争的になるかもしれないし，各入札参加者はより攻撃的な入札行動を採るかもしれない．産業組織の分野において，多くの先行研究が市場の集中度は共謀の可能性と正の関係にあることを発見している．これらの点で，入札における参加企業が多いような工事において，参加企業が少ない工事よりも競争的な入札が行われる可能性があり，平均的に入札価格が低下する可能性がある．したがって，この変数は入札価格に対して負の効果をもつと予想される．次に，各入札における入札企業間の費用構造の相違をコントロールするための変数を用いる．まず， $ BACKLOG_{i} $ が独立変数として用いられる．このような変数は Bajari and Ye (2003) や De Silva et al. (2003) においても費用構造の相違をコントロールするために用いられている．本研究では，各事業者の過去 90 日以内の受注残高に 1 を加えた値の自然対数値として計算される．この変数は，企業の生産能力が制約されているかどうかの代理変数として用いられる．もし，生産能力の制約があれば，あまり積極的な入札は行わない可能性がある一方で，生産能力に余力があれば積極的な入札行動を採るかもしれない．このため，この変数は入札価格に対して正の影響を与えると考えられる．また，企業間の費用構造の違いをコントロールするための変数として OUTSIDE_{i} を用いる．Porter and Zona (1999)，Bajari and Ye (2003) あるいは De Silva et al. (2003) は，入札参加事業者間の費用構造をコントロールするための変数として，事業所と工事現場との距離に関する変数を用いている．しかしながら，分析で用いられた地方自治体における指名競争入札においては，この自治体内の地元業者を中心に入札に参加させていたため，事業者間の工事現場までの移動距離の差異はそれほど大きくない．そのため，本研究では，事業所と工事現場との距離の変数というより，むしろ当該市内に事業所が立地している事業者と市外に立地している事業者を単に区別するためのダミー変数としてモデルに含めている．さらに，新規参入企業と既存企業の入札行動の相違を測るための変数を用いる．De Silva et al.
表 19: 变数の基本統計量

变数	観測数	平均	標準偏差	最小值	最大值
BID	7797	0.963	0.052	0.716	1.180
PART	7797	2.130	0.404	0.693	3.584
BACKLOG	7797	10.151	8.131	0	19.002
OUTSIDE	7797	0.059	0.235	0	1
ENTRANT	7797	0.242	0.428	0	1

(2003)にならって，新規参入企業ダミーを用いる．調査開始前に当該自治体の入札に参加していた企業を既存企業とみなし，調査開始後に初めてこの自治体の入札に参加した企業を新規参入者とみなした． $ ENTRANT_{i} $ は，調査開始後に初めて入札に参加した企業を1とするダミー変数である．一般に，新規参入は市場における競争を促進させると考えられる．また，新規参入者は既存企業よりも攻撃的な入札をするかもしれない．このため，この変数は入札価格に対して負の効果をもつと推測される．これらの変数を用いて(1)のモデルが推定される．これらの変数に関する定義は表18において説明されている．また，変数の基本統計量は，表19に示されている．このモデルを用いた推定結果は，次節で示され議論する．

### 9.4 推定結果

この節では，入札価格に関する回帰分析の推定結果について議論する．表20において，推定結果が示されている．推定は，White（1980）の不均一分散を修正するための方法による最小2乗法を用いて行われた．

表 20 において示されているように，全期間におけるサンプルを用いた結果は表 20 の行 (i) において示されている．また，表 20 の行 (ii) と (iii) において，それぞれ公取委による調査開始前と調査開始後のサブサンプルによる推定結果を示している．表 20(i) の全期間のサンプルを用いた推定では，各工事の入札参加企業数 $ PART_{j} $ に関しては，有意に負の係数を表していた．これは，参加企業数が増加すればするほど，その工事の入札はより競争的になっている可能性を示唆している．この結果は，行 (ii)(iii) における結果でも同様であった．これは，共謀時や調査開始後に関わらず，入札参加企業数の増加が入札行動へ影響を与える可能性があることを示唆しているのかもしれない．

次に，各入札における入札企業間の費用構造の相違をコントロールするための変数に関する結果を議論する．まず，企業の生産能力が制約されているかどうかの代理変数として用いられた $ BACKLOG_{i} $ は，表20のすべてのモデルを通して有意に正の係数を示している．この結果は，生産能力の制約がある企業は，そうでない企業に比べて積極的な入札は行わない可能性があることを示している．これは，いくつかの先行研究における結果(e.g., Bajari and Ye, 2003)と一致している．また，企業間の費用構造の違いをコントロールするための変数 $ OUTSIDE_{i} $ の係数は，表20のすべてのモデルで正の係数を示している．これは，市外業者は市内業者に比べて積極的な入札を行わない傾向があることを示している．

さらに，新規参入企業ダミーの $ ENTRANT_{i} $ についての結果を示す．まず，表 20 の全期間の推定結果 (i) において，有意に負の符号を示している．また，調査開始後の推定結果を示
表 20: 推定結果：BID

变数	OLS
(i) 全期間	(ii) 調査開始前	(iii) 調査開始後
PART	-0.032***	-0.020***	-0.007***
(0.002)	(0.004)	(0.002)
BACKLOG	0.001***	0.000***	0.001***
(0.000)	(0.000)	(0.000)
OUTSIDE	0.019***	0.015**	0.015***
(0.003)	(0.006)	(0.003)
ENTRANT	-0.020***	-0.007***
(0.002)	(0.002)
Constant term	1.027***	1.026***	0.959***
(0.004)	(0.007)	(0.005)
R²	0.117	0.028	0.023
觀測数	7797	2250	5547

Note: 括弧内は, White (1980) の一致性を持つ標準誤差が示されている. ***、**、*は, それぞれ 1%, 5%, 10% で有意であることを表している. すべてのモデルにおいて, 造園工事ダミーが含められている.

した表 20 の (iii) においても，係数は負を示しており 1%レベルで統計的に有意であった．この結果は，既に議論したように，新規参入者は既存企業よりも攻撃的な入札をする傾向があることを示唆している．同時に，入札への新規参入を促進させることは，平均的に入札価格の低下へと導くことが示唆されている．

### 9.5 まとめ

本節は，地方公共工事における入札行動について実証的に分析した．入札談合が行われた地方自治体の入札データを用いて，談合が行われてきた期間とそれ以外の期間における入札行動の違いについて明らかにしている．実証結果は，談合期間においては入札率と落札率の平均がともに大きく低下したことが明らかになった．また，調査開始前と比較して，調査開始後には入札率と落札率の分散（標準偏差）がともに大きく上昇していることがわかった．入札価格に関する回帰分析においては，入札参加者数は，入札価格に対して負の効果を持ち，入札参加者の過去の受注残高の大きさは，入札価格に対して正の効果を持つことがわかった．さらに，新規参入者は既存企業よりも有意に低い価格をつける傾向があった．本節における分析は，入札談合の特徴を理解する上で重要な示唆を与えている一方で，この節での結果は極めて準備段階のものであることに御留意されたい．実際，ここでの分析には多くの課題が残されている．例えば，公取委による調査開始前後の入札率や落札率の比較を行ったが，調査開始と同時期に予定価格の公表などの入札改革が行われているため，入札価格の変化が調査開始による談合崩壊の効果なのか入札改革による効果なのかが必ずしも明らかではない．また，これと関連して，予定価格の公表が入札行動に対してどのような効果をもっているのかについて明らかにすることは，今後の談合改革を検討する上で重要かもしれない．このような課題を含め，今後の研究において，入札談合についてより詳細に明らかにすることが必要である．