Silviase/jgov_v1.4_full_ann huggingface dataset:
## 回掃分析結果

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 7 のとおりである(サンプル数 40)。

表 7：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_{l}=1.23 $ ， $ d_{u}=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,系列相関が強く働いた。

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，ナフサ及びA重油に関する分析については，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，推計式から各ダミー変数の項を取り除いて計算したものであり，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表している。）をプロットしたところ，図2～4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。A重油については，1988年ころから実測値が予測値を若干下回って推移しており，また，ナフサについても，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いる。

図2：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

2 実測値は，1995年を1とした指数である。

図3：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。
図4：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。

## ウまとめ

以上の分析の結果，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とが分かった。

このうち，ナフサについては，合併等によって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，石油化学企業による輸入体制が整った結果，輸入圧力が急激に高まったことが，国内価格の下落につながったと考えられる。また，ガソリンについても，今回分析の対象とした合併等と時期を同じくして，輸入の自由化の措置が図られており，輸入圧力が有効に働いていた結果，合併等が価格に対して特に影響を与えなかったとみることが可能である。
## 4 - 2 炭素製品

## (1) 分析の対象

本論文では，1992年1月の東海カーボンと東洋カーボンの合併を対象に分析を行う。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，上記4品目のうち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。

人造黒鉛電極は，石油コークスやピッチコークスを原料として製造され，主に鉄のスクラップを溶解・精錬する製鋼用アーク炉の電極として用いられる。カーボンブラックは，石油等の不完全燃焼によって製造される炭素微粉末であり，インクの原料やタイヤの補強財として使用されている。

## (2) 市場構造等の変化

## ア C R 3 及び H H I の 変 化

各分析対象品目について,合併によるＣＲ３及びＨＨＩの変化の状況についてみると,表８・９のとおりである。

表 8：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	HHI	CR3	HHI
1991年	70.5%	2159	69.0%	1942
1992年	81.3%	2609	67.9% (82.1%)	1904 (2952)

注1 シェア算定の分母に輸入は含まれない。

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と仮定した場合の試算値である。

出所：公正取引委員会事務総局内部資料より作成

表 9：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 シェア算定の分母に輸入が含まれる。

2 上表の HHI は上位 10 位までのシェアから算定したため , 実際の HHI は上記の数値よりも若干高くなる。

3 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と仮定した場合の試算値である。

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６社と少ないこともあり，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。

なお，東洋カーボン自体はカーボンブラックを生産していなかった。

## イ 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5のとおりである。

図 5：炭素製品の輸入比率の推移

注 1 輸入比率 = 輸入量 / 国内総供給量

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。
## (3) データ及び分析結果

## (3- 1) 人造黑鉛電極

## ア 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6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 $ ^{11} $ 。

図6：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。

なお ,人造黒鉛電極について 1992 年ころから国際カルテルが実施されていたとして ,各国の競争当局により摘発されている $ ^{12} $ 。
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 10 のとおりである。

表 10：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・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
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力ルテル開始認定月)以降1を取るダミー

注 本分析では，日本国内での価格に関するカルテルとして，脚注12の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，脚注12の①や米国・欧州の審査結果に着目し，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。

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。
## 回掃分析結果

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，ノーマルな最小二乘法により分析したところ，結果は表 11 のとおりである（サンプル数 32）。

表 11：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_{l}=1.11 $ ， $ d_{u}=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，系列相関が強く働いた

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の両方を挿入したケース 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（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7のとおりである。1992年1月に合併が行われる以前の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7：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。

## ウまとめ

以上の分析の結果，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，人造黒鉛電極の価格は，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。この国際カルテルは，国際的な地域分割に関する協定を含むものであり，その結果海外からの輸入という不確定要素がなくなり，国内の価格が上昇したものと考えられる。

また，図7をみると，1992年1月の合併の半年ほど前の時点から既に，実測値と予測値は乖離し始めている。これは，当該合併が合意された時点において既に合併当事者同士は一つの事業体のように利害を調整し，また，競争事業者も当該合併の事実を知った時点で市場の安定化に向けたマインドを形成しており，合併の効果が合併前に既に生
じているという事実を表しているとの見方も可能である $ ^{13} $ $ ^{14} $ 。

公正取引委員会が実施したアンケート結果（別添参照）によれば，ライバル企業や取引先企業の認識として，当該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かったとするものがほとんどであり（図19～24），また，競争状況が変化したとの回答も多くはなかった（図28）。この点について，図7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 $ ^{15} $ ，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，今回の分析結果に立つ限りは，図7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，合併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との結果となっている。

また，合併当事者やライバル企業は，合併により競争が減退したと評価している（図27）。この結果は，上記の実証分析結果と整合的である。
## (3-2) カーボンブラック

## ア 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 12 のとおりである。

表 12：カーボンブラック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	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

## 回掃分析結果

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13のとおりである（サンプル数44）。

表 13：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_{l}=1.29 $ ， $ d_{u}=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，系列相関が強く働いた。

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，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。
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，推計式からダミー変数の項を取り除いて計算したものであり，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表している。）をプロットしたところ，図8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8：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。

## ウまとめ

以上の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（図 19～24，27，28）。

この点について，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。
## 4 - 3 セメント

## (1) 分析の対象

セメント製造業において 1990 年代に以下の合併等が行われており，本論文では，これらの合併等を対象に分析を行う。

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)

また，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。

## (2) 市場構造等の変化

ア CR 3 及び HHI の 変 化

セメントについて，各合併等によるCR3及びHHIの変化の状況（販売ベース）をみると，図9・10のとおりである。

図9：セメントのCR3の推移

注1 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。

2 製造委託分については，受託した企業の販売量を委託した企業の販売量に含めて計算している。

3 シェア算定の分母に輸入は含まれない。

出所：セメント新聞社「セメント年鑑」より作成
図10：セメントのHHIの推移

注1 図中の「H（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Hの推移である。

2 製造委託分については，受託した企業の販売量を委託した企業の販売量に含めて計算している。

3 シェア算定の分母に輸入は含まれない。

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 C R 3 が 10% 以上，H H I が 400 以上上昇し，また，1998 年の合併・統合により，C R 3 が 25% 近く，H H I が 1000 以上上昇している。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 $ ^{16} $ が，この共同事業会社を1つの事業体とみなした場合，1990年から1991年にかけて一部の共同事業会社が解散したことによりCR3及びHHIが下落している。また，1993年から1994年にかけてCR3及びHHIともに下落しているが，これは，残りの共同事業会社の解散による集中度下落の効果の方が，同年に行われた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。

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
## イ 輸入比率の推移

セメントの輸入比率の推移をみると，図11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11：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 + 输入量)

出所：セメント協会「セメントハンドブック」より作成

## (3) データ及び分析結果

## ア 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12のとおりである。1985年ころから価格が急上昇し，1988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。
図 12：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事象として，P24に挙げた各合併等のほかに，共同事業会社の設立(1984年9月～1994年5月)が挙げられる（脚注16参照）。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1988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14のとおりである。
表 14：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	・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	大日本・不二・アンデス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)(中央・ユニオン共同事業会社ダミーの裏)	・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 挿入すべきダミーを列挙すると,以下のとおりである。

ダミー A ： 1986 ~ 1988 年の一時的価格上昇をとらえるためのダミー

ダミー B ： 大日本・不二・アンデス共同事業会社ダミー

ダミーC:1994年合併ダミー

ダミーD : 中央・ユニオン共同事業会社ダミー

ダミーE:1990年合併ダミー

ダミーF： 宇部興産＝三菱マテリアル事業統合ダミー

ダミーG：秩父小野田＝日本セメント合併ダミー

多重共線性のため，BとC，DとE，FとGを同時に入れることはできないことから，今回の分析では，A(表の⑩)，B(表の⑨)，E(表の⑪)，G(表の⑫又は⑬)の各ダミーを挿入して分析している。

2 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。
## 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，ノーマルな最小二乘法により分析したところ，結果は表 15 のとおりである(サンプル数 36)。

表 15：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大日本・不二・アテス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(中央・エニオ共同事業会社ダミーの裏)	-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大日本・不二・アテス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A，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_{L}=0.87 $ ， $ d_{U}=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，系列相関の程度が強く働いた。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強く働いた。

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。
大日本・不二・アンデス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，この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が，別の見方としては，1991年7月に共同事業会社5社のうち2社が解散しており，その影響が1990年12月から1を取るこのダミーによりとらえられているとも考えられる。

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の予測値（1994年6月から1998年9月までの期間が実測値と同じレベルとなるように算定）と実測値をプロットしたところ，図13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ほぼ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 13：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。

## ウまとめ

表 15 の回帰分析結果より，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，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下回って推移していることが分かる。この要因としては，①当該合併により競争が激化した可能性，②翌年の共同事業会社の解散により競争が激化した可能性が考えられる。市場構造と絡めてみると，②の可能性に関連して，図 9・10 のとおり，共同事業会社を 1 つの事業体とみなすと，1990 年から 1991 年にかけて CR3・HHIともに下落しており，また，市場におけるプレーヤーの数は，共同事業会社を一つのプレーヤーとみなせば，1990 年時点で 5 であったものが 1991 年末では 13 となり，その数が激増している。このような市場構造の変化により，競争が激化したとみるのが自然であろう。

また，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（図27，28等）。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みる方
が妥当であろう。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9・10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。また，市場におけるプレーヤーの数は，共同事業会社を一つのプレーヤーとみなせば，1993年時点で13であったものが1994年末では21となり，その数が激増している。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考えられる。

さらに，今回実施した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，当該合併等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，合併等の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(図28)。今回の分析結果に立てば，合併等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，更に様々な角度から検討を行う必要があると考えられる。

Schunann, Rogers & Reitzes (1992)は，ハワイに所在するセメントメーカーの合併がハワイにおけるセメント価格に与えた影響について分析を行っている。同分析によれば，ハワイに2社しか存在しなかったセメントメーカーが合併し独占となったが，日本からの（潜在的）輸入圧力によりコンテスタブルな市場が形成され，合併後価格は上昇せず，むしろ価格が下落しているとの結果が得られている $ ^{17} $ 。

この点について，少なくとも日本では，セメントメーカーやユーザーからのヒアリング等によれば輸入圧力が国内企業の価格支配力を制限するほどに十分に働いているとの見解はみられない。近年，フランスのラファージュやメキシコのセメックスといった世界的に規模の大きい企業は，積極的に東南アジア，特にインドネシア等への進出を図っているが，基本的に現地企業の買収や現地企業への出資といった方法を採っており，本国から製品を輸出する戦略は採っていない。
## 4 - 4 段ボール

## (1) 分析の対象

段ボール原紙等の板紙関連メーカー間で，1990年代後半から以下の合併等が行われており，本論文では，これらの合併等を対象に分析を行う。

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)

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や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。

## (2) 市場構造等の変化

## ア CR 3 及び HHI の 変 化

段ボール原紙について，各合併等によるＣＲ３及びＨＨＩの変化の状況（生産ベース）についてみると，表１６のとおりである。

表 16：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 上表のHは上位10位までのシェアから算定したため実際のH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 $ ^{18} $ 。

## イ 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14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，その後下落している。

図 14：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 / ( 国内生産量 + 输入量 - 输出量 )

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。
## (3) データ及び分析結果

## (3-1) 段ボール原紙

## ア 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 17 のとおりである。

表 17：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。
## 回掃分析結果

まず，ライナーについて，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18のとおりである（サンプル数51）。

表 18：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-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， $ ^{④} $ B·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， $ ^{⑬} $ 1997年合併ダミー， $ ^{⑭} $ 1999年合併ダミー， $ ^{⑮} $ 2001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_{L}=1.11 $ ， $ d_{U}=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，系列相関の程度が強く働いた。

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，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。
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，1997 年の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 15 のとおりである。1999 年の合併の 1 年ほど前から価格は，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 15：ライナー実質国内卸売物価指数 実測値と予測値の推移

2 実測値は，1995年を1とした指数である。

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
次に，中しん原紙について，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19のとおりである（サンプル数51）。

表 19：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（パルブ紙），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_{L}=1.11 $ ， $ d_{U}=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，系列相関の程度が強く働いた。

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ん原紙の価格は有