Silviase/jgov_v1.4_full_ann huggingface dataset:
Aの実施状況を調査し，実施した企業には，その目的と実施年度から2年後の決算時における研究開発費等の増減状況について質問している。具体的には，「M&Aの実施状況」，「売上高，研究開発費及び特許出願件数の変化」，「M&Aの目的，研究開発部門における組織及び環境の変化」について，項目ごとにデータベース化している。

本論文では，当該調査の平成21年度版に基づいて報告されている。本調査では，平成20年度調査においてM&Aに関する調査の対象期間として設定された期間後の3年間，すなわち2006年1月から2008年12月までの間に実施されたM&Aをフォローし，この間にM&Aを実施した企業に対して，その目的のほか，M&Aに伴って2009年9月末までの間に生じた研究開発組織の変化や環境の変化について質問している。調査結果についての概要は以下のとおりである。

第一に，当該調査に回答した企業におけるM&Aの実施状況については，回答企業のうち研究開発を実施しており，かつ，M&Aの実施状況について回答した企業は1,289社であった。そのうち2006年1月から2008年12月までの3年間に合併した企業は97社（7.5%），買収した企業は131社（10.2%）であった。また，合併と買収の両方を実施した企業は10社あり，いずれも実施したことのない企業は1,071社（83.1%）であった。合併の実施企業割合としては，「自動車以外の輸送用機械器具製造業」（25.0%），「情報サービス業」（15.7%），「石油製品・石炭製品製造業」（14.3%）等で高く，買収の実施企業割合としては，「パルプ・紙・紙加工品製造業」（33.3%），「石油製品・石炭製品製造業」（21.4%），「業務用機械器具製造業」（18.4%）等で高くなっていた。当該調査結果を資本金階級別でみると，合併，買収の両者とも資本金規模の大きい階級ほど実施企業割合が高くなっていた。

第二に，売上高，研究開発費及び特許出願件数の変化についての調査結果は以下のとおりである。本調査において，主力製品・サービスの売上高，主要業種における社内研究開発費や国内特許出願件数等について，2005年度から2008年度までの状況を把握している。M&A実施の有無別に売上高の増減状況を比較したところ，水平統合型，多角化型及び垂直統合型のいずれのグループにおいても売上高の変化は±10％未満に留まっている企業の割合が最も高かった。一方，M&A実施企業におけるM&Aのタイプ別に売上高の増減状況を比較したところ，水平統合型M&A実施企業において売上高の10％以上を増加した割合は，多角化型と垂直統合型に比べて高くなっていた。また，垂直統合型M&A実施企業においては，売上高が10％以上減少した企業の割合が水平統合型と多角化型と比べて相対的に高くなっていた。

第三に，M&Aの目的，研究開発部門における組織及び環境の変化に関する調査結果は以下のとおりである。M&Aの目的については，「既存事業の補完」（53.6%），「市場シェアの拡大」（46.4%），「企業規模の拡大」（44.5%）が回答割合の高い上位3項目であ
った。一方，「研究開発の強化」（22.5%，9位），「技術力の向上・強化」（37.3%，5位）といった技術的な目的を挙げる企業は相対的に少なかった。

第四に，M&Aに伴って研究開発部門において実施（又は計画中）された事項に関する調査結果については，「新しい研究開発領域でのプロジェクトの立ち上げ」（31.5%），「重複した研究開発プロジェクトの整理・統合」（29.1%），「特定の研究開発領域への資源の集中」（25.6%）及び「研究開発者の増員」（22.8%）の4項目があり，当該回答傾向にはM&Aのタイプ別にみても大差がなかった。

最後に，M&A実施後の環境等の変化についての調査結果は以下のとおりである。全体として最も多くのM&A実施企業に生じている変化としては，「研究開発に関する企業内部の情報源の多様化」（46.2%）であり，これに次いで「技術の事業化に要する資産の獲得」（40.0%），「研究開発に関する企業外部の情報源の多様化」（37.4%）であった。
## 第 7 章 価格分析

## 1 企業結合の事後評価

本章は，分析対象市場における商品の小売価格が企業結合前後でどのように変化しているかを分析することで企業結合の事後検証を行う。

同種の視点がある先行研究として，深町ほか(2003)では，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が，データの入手可能性が課題であるとされており，集計データを用いた市場動向の調査が行われていた。また，泉田ほか(2006)では，バターとマーガリンの市場画定分析をスキャナーデータに基づいて行っており，結果として，大きな価格弾力性が導き出され，バターとマーガリンを合わせたものよりも広い市場画定が示唆されている。

このほか，米国の分析例では，企業結合規制は反トラスト執行の主要な成果であるにもかかわらず，これまで企業結合の価格への影響の推定は比較的少数の研究しか行われていないとの指摘がある (Ashenfelter and Hosken (2008))。Ashenfelter and Hosken (2008)では，次の研究が紹介されている。航空に関する Borenstein (1990)，銀行に関する Focarelli and Panetta (2003)が挙げられる $ ^{107} $ 。この Focarelli and Panetta は合併による効率性の向上を議論しており，合併後3年で反競争的効果はなくなることを示している。また石油関連産業では，Hastings (2004)での分析は，BP Amoco/ARCOの合併の際，ARCOブランドの260か所のガソリンスタンドが競争者であるThriftyへ長期リースされた効果を検討しており，適切なコントロール・グループ(あるイベントや措置の影響を受けない集団)が選ばれ，価格の推移が分析されている(結果としては競争が減ると価格が上がっていた。)。このほか，Hastings and Gilbert (2005)などが挙げられる。また，McCabe (2002)は学術雑誌の出版社間の合併を研究している。

中でも，消費財製造業を分析した Ashenfelter and Hosken (2008) の研究では，次の五つの企業結合を分析している。Proctor and Gamble が婦人用衛生用品を製造する Tambrands を取得した例, Mrs. Butterworth's Aurora Food が Kraft's Log Cabin における朝食シロップ事業を取得した例，Pennzoiol の Quaker State 自動車オイルの取得，General Mills によるブランド化された Ralcorp のシリアル事業の取得及び Guinness と Grand Metropolitan の蒸留酒事業の企業結合である。

本稿では，この Ashenfelter and Hosken (2008) での米国の水平合併の効果の評価手法を用いて，小売スキャナーデータに基づいて，合併前後の価格変化を測定している。さらに，本稿では，この手法を企業結合の売上高・シェアの変化へと応用し，企業結合のもたらした効果を多面的に検証している。本稿では，味の素によるヤマキの株式取得事例 $ ^{108} $ ，新三
井製糖による台糖とケイ・エスの合併事例 $ ^{109} $ 及び日清食品による明星食品の株式取得事例 $ ^{110} $ について分析を行った $ ^{111} $ 。

以下では，「2」で分析した市場の概要を示す。「3」で推計手法とデータに関してまとめた後，「4」で推計結果を示す。「5」で結論をまとめる。

## 2 分析した市場の概要

## (1) 家庭用風味調味料

家庭用風味調味料市場での分析対象とした企業結合は，味の素株式会社（以下「味の素」という。）が，ヤマキ株式会社（以下「ヤマキ」という。）の株式を取得することを計画したものである $ ^{112} $ 。

公取委の企業結合審査においては，一定の取引分野に関しては，(1)風味調味料，液体風味調味料及び(2)めん類等用つゆが検討対象とされた $ ^{113} $ 。当事会社は共に風味調味料等を製造販売していることから，本件結合は水平型企業結合の面を持つものであった。また，味の素はヤマキに対し，うま味調味料として風味調味料及びめん類等用つゆの原材料に使われている「グルタミン酸ナトリウム」及び「核酸系調味料(イノシン酸ナトリウム+グアニル酸ナトリウム)」を販売しており，本件結合は垂直型企業結合の面も持つ。このため，この企業結合審査では，水平型企業結合及び垂直型企業結合のそれぞれについて検討が行われた。この企業結合審査の結論としては，公取委は，本件行為により，一定の取引分野における競争を実質的に制限することとはならないと判断している。

具体的には，家庭用風味調味料以外では，「ヤマキのシェアはわずかであり，統合によるシェアの増分は小さい」とし，家庭用風味調味料では，(1)減少傾向にある市場規模，(2)市場シェア・HHI，(3)当事会社間の商品の代替性(味の素の商品は，ヤマキ以外のメーカーの商品との間で代替性が高いと推定され，ヤマキの商品との間にも一定の代替性が存在している可能性があるが，その程度は他の会社の商品との間の代替性に比べて低いと推定されるとされている。)，(4)低下傾向にある価格の動向，(5)競争的な行動を採っている競争事業者，
(6)競争事業者の供給余力（各社とも供給余力を有していると考えられること），(7)めん類等つゆ・だし入り味噌等の隣接市場からの競争圧力があることが慎重に検討され，当事会社の単独行動により，かつ／又は，当事会社と競争事業者の協調的行動により，一定の取引分野における競争を実質的に制限することとはならない旨，公取委は判断している。本件企業結合後の，家庭用風味調味料における当事会社の合算シェア・順位は約70％・第1位となる。また，本件企業結合後のHHIは約5,200，HHIの増加分は約900である。

## (2) 砂糖

砂糖に関しては，2005年4月に新三井製糖，台糖及びケイ・エスの合併が行われた。公取委の資料で砂糖の出荷集中度をみると，近年低下傾向にあるものの，比較的高い値となっている $ ^{114} $ 。この合併の目的については，同社の発表資料において，「全国販売網を整備すると同時に販売政策を一元化し，生産面では全国規模での効率的な生産体制を確立することなど，スプーンブランドを共用する一つの堅固な会社として企業競争力を強化することが厳しい環境に対処する最良の策であり，この三井グループ大合同を通じ，真の業界の秩序と安定につながるものと判断し，この度合併することを決定いたしました」とされている。この企業結合の分析に当たって，新三井製糖は90品目，台糖は26品目及びケイ・エスは10品目を風味調味料で行ったものと同様の手法で分析した（同じ商品でも販売単位の異なるものを別に数えて品目としている。）。

## (3) 袋めん・カップめん

袋めん・カップめんに関しては，日清食品が，明星食品の株式を取得したものである。公取委の企業結合審査においては，当事会社間で競合する商品は，①袋めん，②カップめん，③めん入りカップスープ，④チルドめん及び⑤冷凍めんであるとされた。一定の取引分野としては，商品の形状ごとに一定の取引分野を画定することとし，各商品間の競合関係については，隣接市場からの競争圧力として勘案することとされ，この5品目について，それぞれ商品の範囲が画定された。

単独行動及び協調的行動による競争の実質的制限についての検討がなされ，前者の観点では，「10％以上のシェアを有する競争事業者が複数存在しており，競争事業者は供給余力を有していること，価格が顕著に下落しており，需要者であるスーパー等の小売店が強い価格交渉力を有していること，隣接市場からの一定の競争圧力が働いていること等」，後者の観点では，「中小メーカーを含めると60社以上の事業者が参入していること，需要者である小売店が強い価格交渉力を有していること，商品のライフサイクルが短いことから値下げをして利益を拡大する誘因が大きいこと，各社とも供給余力を有していること，隣接市場からの一定の競争圧力が働いていること等」から，一定の取引分野における競争を実
質的に制限することとはならないと判断されている。本件企業結合後の，袋めんについて，当事会社の合算シェア・順位は約35％・第1位となる。本件企業結合後のHHⅠは約2,400，HHⅠの増加分は約500である。また，カップめんについて，当事会社の合算シェア・順位は約60％・第1位となる。本件企業結合後のHHⅠは約3,500，HHⅠの増加分は約800である。

本章では，これら商品のうち，データが入手できた袋めんとカップめんについて統合して分析対象としている。

## 3 計量モデル

本稿で用いる計量モデルは，Ashenfelter and Hosken (2007) に基づき，企業結合前後の月次の小売価格変動について企業結合グループとそれ以外を比較するものである。企業結合の価格効果を推定する際には，時間とともに変化する合併以外の様々な要因をどう制御するかが問題となる。これらの要因を制御するために，Difference-in-Difference 推定量を用いており，合併前後の各社の価格の動き(差)の中で更に対象グループの価格の動き(差)に焦点を当てるものである。本分析では，Ashenfelter and Hosken (2007) で用いられていなかった価格を指標化して，Difference-in-Difference 推定量を求めている $ ^{115} $ 。

以下の回帰を用いて推計を行った。

$$ p_{i,j,t}=\alpha_{i,j}+\sum_{k=2}^{12}m_{k}k_{i,j,t}+\beta_{11}\big(\mathrm{p o s t m e r g e r}_{i,j,t}\big)+\beta_{12}\big(\mathrm{p o s t m e r g e r}_{i,j,t}\big)*\big(\mathrm{M e r g i n g~P a r t y~P r o d u c t}_{i}\big)+\varepsilon_{i,j,t} $$

ここで，iは企業番号，jは地域番号及びtは期間番号である。 $ \alpha_{i,t} $ は商品・地域特殊的な商品の効果， $ k_{i,j,t} $ は該当月に1でそれ以外で0になる指標(ダミー変数)， $ postmerger_{i,j,t} $ は企業結合前には0企業結合実施後に1になる指標，Merging Party Product $ _{i} $ は当事者による商品であるときに1でそれ以外で0になる指標及びに $ \varepsilon_{i,j,t} $ は誤差項となる。被説明変数の価格 $ p_{i,j,t} $ は品目別の値を売上で重み付けて平均を採った価格指数(価格の比)を示すものである。

固定効果の項 $ (\alpha_{i,j}) $ は，与えられた商品が異なる地域で永続的に異なる価格レベルとなっているものを考慮するものである。各月の効果 $ (m_{k}) $ によってある月に特有の価格変動をコントロールしようとしている。また，係数 $ \beta_{11} $ は，企業結合後の産業全体で各商品の価格変化の趨勢を見るものであり，係数 $ \beta_{12} $ は企業結合後の産業全体での各商品の価格変化の趨勢をコントロールした後で，当事会社の各商品の価格の変化を見ようとするものである。

また，企業結合前と企業結合後の売上高の推移を次の回帰で推計した。
$$ (7.2)\ T_{i,j,t}=\alpha_{i,j}+\sum_{k=2}^{12}m_{k}k_{i,j,t}+\beta_{21}\big(\mathrm{postmerger}_{i,j,t}\big)+\beta_{22}\big(\mathrm{postmerger}_{i,j,t}\big)*\big(\mathrm{Merging\ Party\ Product}_{i}\big)+\varepsilon_{i,j,t} $$

ここで，説明変数の $ \alpha_{i,j} $ ， $ k_{i,j,t} $ ， $ postmerger_{i,j,t} $ ，Merging Party Product $ _{i} $ 及び $ \varepsilon_{i,j,t} $ は (7.1) 式と同様である。係数 $ \beta_{21} $ は，企業結合後の各商品の売上高変化の趨勢を見るものであり，係数 $ \beta_{22} $ は企業結合後の各商品の売上高変化の趨勢をコントロールした後で，当事会社の各商品の売上高の変化を見ようとするものである。

被説明変数の価格 $ T_{i,j,t} $ は売上で重み付けられた売上高指数(売上高の比)を示すものである。さらに，企業結合後の各社の金額ベースのシェアの変動を次の回帰で推計した。

$$ (7.3)\quad s_{i,j,t}=\alpha_{i,j}+\beta_{31}\big(\mathrm{postmerger}_{i,j,t}\big)+\beta_{32}\big(\mathrm{postmerger}_{i,j,t}\big)^{*}\big(\mathrm{Merging\ Party\ Product}_{i}\big)+\varepsilon_{3i,j,t} $$

企業ごとの販売シェアは月次の総販売量によって除されるため，ある月に固有の影響はあらかじめ取り除かれているものと考えられる。したがって，販売シェアに関するパネル推計では，月次ダミーをモデルに含めていない。係数β_{31}は，企業結合後の各商品のシェア変化の趨勢を見るものであり，係数β_{32}は，企業結合後の各商品のシェア変化の趨勢をコントロールした後で，当事会社の各商品のシェアの変化を見ようとするものである。

被説明変数の価格 $ s_{i,j,t} $ は商品 i の地方 j における t 時点（月）におけるシェアである。

(7.2)式と(7.3)式では, 企業結合で当事会社の売上, シェアがどのように推移したかについて市場全体の動きの中での当事会社の企業結合前と企業結合後の動向を抜き出して分析することが可能となる。

ここで使用したデータは，全国並びに10地域(北海道，東北，北関東，首都圈，北陸，東海，近畿，中国，四国及び九州)の合計600以上の店舗のPOSデータを集計したものであり，風味調味料では，味の素106品目，ヤマキ131品目を含む3000以上の品目のJANコードごとに，2006年1月初めから2009年12月末までの週次の売上額及び売上数量の値からなっている。砂糖でも2004年1月初めから2007年12月末までで，同様のものである。推計に際しては，週次の売上額を月次に統合して用いている $ ^{116} $ 。また，袋めん・カップめんでも，2005年1月から2008年12月までの月次の品目別POSデータである $ ^{117} $ 。

## 4 推計結果

## (1) 風味調味料

表 1 は企業結合後の小売価格の変化に関するパネル推計結果を示している。ハウスマン検定の結果に従って，固定効果モデルで(7.1)式の推計を行った $ ^{118} $ 。表 1 で postmerger の係数
が正で有意となっており，観測期間である2005年1月から2008年12月を企業結合前後で分割した場合，企業結合後の小売価格が市場全体でみて平均的に上昇していることを示している。その中で，味の素とヤマキの企業結合後の価格変化を示すcrosstermの係数が有意に正となっており，企業結合が当事会社の小売価格を引き上げたことを意味している。

表 1 風味調味料市場における企業結合後の小売価格に関するパネル推定

被說明変数：Pijt
係数	標準誤差	t值	p值	95%信頼区間
m2	-0.0017	0.0011	-1.56	0.119	-0.0039	0.0005
m3	-0.0066	0.0011	-5.9	0.000	-0.0088	-0.0044
m4	-0.0040	0.0011	-3.54	0.000	-0.0062	-0.0018
m5	-0.0075	0.0011	-6.6	0.000	-0.0097	-0.0053
m6	-0.0084	0.0011	-7.35	0.000	-0.0106	-0.0061
m7	-0.0091	0.0011	-7.96	0.000	-0.0113	-0.0068
m8	-0.0075	0.0011	-6.6	0.000	-0.0098	-0.0053
m9	-0.0117	0.0011	-10.2	0.000	-0.0139	-0.0094
m10	-0.0144	0.0011	-12.61	0.000	-0.0167	-0.0122
m11	-0.0136	0.0011	-11.88	0.000	-0.0159	-0.0114
m12	-0.0111	0.0012	-9.64	0.000	-0.0133	-0.0088
postmerger	0.0016	0.0006	2.76	0.006	0.0005	0.0028
crossterm	0.0039	0.0012	3.33	0.001	0.0016	0.0061
cons	-0.0059	0.0008	-7.17	0.000	-0.0075	-0.0043
sigma_u	0.0904
sigma_e	0.0741
rho	0.5980	(fraction of variance due to u_i)

※ 被説明変数 (Pijt) は各商品の各地域における 2006 年 1 月時点の平均単価に対する当月の平均単価の変化率。m2-m12 は 1 月を参照時点とする月ダミー，postmerger は企業結合時点以降を示すダミー変数。crossterm は企業結合の小売価格への効果を表す Difference-in-Difference 推定量に関する変数。

また，これを味の素とヤマキそれぞれの商品の価格変化を見ると，その内容が異なっており，戦略的な価格設定が行われた可能性が考えられる。すなわち，味の素の交差項の係数が正で強く有意となっている一方，ヤマキは負で強く有意になっており，味の素は全商品でのレベルよりも価格レベルを引き上げ，ヤマキは引き下げたことが見て取れる（表2として味の素の推定例を示す。）。
表 2 味の素商品の企業結合後の小売価格に関するパネル推定

被說明変数：Pijt
係数	標準誤差	t值	p值	95%信頼区間
m2	-0.0035	0.0012	-2.97	0.003	-0.0578	0.0012
m3	-0.1692	0.0012	-14.31	0.000	-0.0192	-0.0146
m4	-0.2111	0.0012	-17.38	0.000	-0.0235	-0.0187
m5	-0.1750	0.0012	-14.17	0.000	-0.0199	-0.0151
m6	-0.1420	0.0012	-11.36	0.000	-0.0167	-0.0118
m7	-0.1091	0.0013	-8.7	0.000	-0.0134	-0.0085
m8	-0.1056	0.0013	-8.36	0.000	-0.0130	-0.0081
m9	-0.1930	0.0013	-15.24	0.000	-0.0218	-0.0168
m10	-0.1844	0.0013	-14.47	0.000	-0.0209	-0.0159
m11	-0.1316	0.0013	-10.26	0.000	-0.0157	-0.0106
m12	-0.0861	0.0013	-6.68	0.000	-0.0111	-0.0061
postmerge	0.0404	0.0006	6.38	0.000	0.0028	0.0053
crosstern	0.0342	0.0018	1.89	0.059	-0.0001	0.0070
cons	0.0071	0.0009	8.21	0.000	0.0054	0.0088
sigma_u	0.0925
sigma_e	0.0832
rho	0.5527	(fraction of variance due to u_i)

固定効果モデル

※被説明変数（Pijt）は各商品の各地域における2006年1月時点の平均単価に対する当月の平均単価の変化率。各説明変数の内容は表1と同じ。

この結果が示唆する一つの可能性としては，企業結合した当事会社で商品差別化を行い，単なる共食いではない新しい需要開拓を図っていることも考えられる(Gandhi, et al., (2008), Sweeting (2010)参照。)。すなわち，差別化された商品のうち，低価格品(ここではヤマキ)はより安く，他方，高価格品(味の素)はより高く価格設定しているということである。この企業結合後には，商品差別化のラインアップが広がり，市場においてより消費者余剰を吸収できるようになったと考えられる。

これは，次の企業ごとの商品の価格指数の動きでも確認できる。図1・2は全商品と対比させた味の素の商品の価格指数とヤマキの商品の価格指数についての推計である。
図１ ラスパイレス価格指数と月間売上シェア （味の素）

※黒い線は風味調味料市場全体の商品に関するラスパイレス指数，灰色の線は味の素が製造した商品に関するラスパイレス指数を表す（目盛りは左軸）。ともに基準時は2006年1月。棒グラフは味の素の同市場における月間売上シェアの推移を表す（目盛りは右軸）。黒い線は企業結合が行われた時点を表す。
図２ ラスパイレス価格指数と月間売上シェア （ヤマキ）

※黒い線は風味調味料市場全体の商品に関するラスパイレス指数，灰色の線はヤマキが製造した商品に関するラスパイレス指数を表す。ともに基準時は2006年1月。棒グラフはヤマキの同市場における月間売上シェアの推移を表す。凡例は図1と同じ。

全商品と味の素の商品との価格指数を対比させたグラフが図1である。全商品とヤマキとの価格を対比させたグラフが図2である。これは，各商品の価格指数を基準月の商品ごとのその企業の全体の販売金額に対するシェアで重み付けて合計したものの推移を述べている $ ^{119} $ 。図1で見られるとおり，全商品の動きに比べ，味の素の商品の基準時点との相対的な価格レベルは，企業結合後すぐは低下ないし維持されていたものの，数ヶ月後からは上昇しその後も1より大きい（相対的に高くなっている。）ままとなっている。また，ヤマキの相対価格レベルは，企業結合後すぐから低下し始め，その後も1より小さい（相対的に低くなっている。）ままとなっていることが見て取れる。この価格引下げと引上げのタイミングのずれに関しては，例えば，共食いを起こさないため早急に差異を付けるときに，引上げよりはやりやすい引下げをまず行い，その後時機を見て引上げを行ったなど，戦略的な行動が考えられるものの，これについては更に検討が必要と考えられる。

当事会社の小売価格レベルの推移は上記のとおりであるが，Ashenfelter and Hosken (2008)では，ここから事後検証での価格レベルのインプリケーションを導いている。本研究ではこの価格レベルの検証に加え，当事会社の売上高とシェアの推移を同様の手法で検討した。
これによって，例えば，小売価格レベルを引き上げることによって，売上高を増加させられるだけの市場支配力を有するかどうか，また企業結合後に市場シェアがどのように変わったかを示そうとするものである。

表3によると，企業結合後の市場の各社の全体的な売上高の項（postmerger）は正で強く有意となっており，増加していた。しかしながら，当事会社の売上高の変化（crossterm）の項が負で有意な係数を示しており，企業結合後の当事会社の売上高は，市場全体の係数と当事会社の係数の和が負となっていることから，減少したことが分かる。またシェアの変化においても，企業結合後の，市場の各社のシェアの項は正で有意となっており，全体的にそれぞれ極めて小さいながらもシェアを増加させており，ブランド数自体は大きな変化がなかったがわずかに減っていた可能性が指摘できる。他方，当事会社のシェアの変動の項（crossterm）は負で有意な係数を示し，当事会社は企業結合後にシェアを減らしていた（ただし，シェアの係数は合計が1となるように制約されているため，両係数の符号は逆になることに留意が必要である。）。すなわち，この企業結合後には，市場全体では各社の売上高レベルは増加していたが，当事会社の売上高は企業結合前の両社の合計よりも減少し，また，当事会社のシェアも減少したことが見て取れる。
表 3 風味調味料市場における企業結合後の売上高と売上シェアに関するパネル推計

被說明変数：月間総売上高
係数	(千円)
標準誤差	t值	p值	95%信頼区間
m2	-5.65	0.628	-9.00	0.00	-6.88	-4.42
m3	-5.90	0.628	-9.39	0.00	-7.13	-4.67
m4	-7.19	0.632	-11.38	0.00	-8.43	-5.95
m5	-5.78	0.632	-9.15	0.00	-7.02	-4.54
m6	-3.67	0.632	-5.81	0.00	-4.91	-2.43
m7	-2.58	0.632	-4.08	0.00	-3.82	-1.34
m8	-5.52	0.632	-8.74	0.00	-6.76	-4.29
m9	-6.71	0.632	-10.62	0.00	-7.95	-5.47
m10	-0.33	0.632	-0.52	0.60	-1.57	0.91
m11	2.34	0.632	3.70	0.00	1.10	3.58
m12	9.09	0.632	14.38	0.00	7.85	10.33
postmerger	1.18	0.302	3.89	0.00	0.58	1.77
crossterm	-3.29	0.858	-3.84	0.00	-4.98	-1.61
cons	29.87	0.466	64.04	0.00	28.96	30.79
sigma_u	111.50
sigma_e	91.85
rho	0.60	(fraction of variance due to u_i)

固定効果モデル

被說明変数：月間売上シェア
係数	標準誤差	t值	p值	95%信頼区間
postmerger	0.00000	9.81E-07	1.98	0.047	2.29E-08	3.87E-06
crossterm	-0.00002	2.86E-06	-5.78	0.000	-0.0000221	-0.0000109
_cons	0.00009	7.64E-07	122.48	0.000	0.0000921	0.0000951
sigma_u	0.00038
sigma_e	0.00031
rho	0.60703	(fraction of variance due to u_i)

固定効果モデル

※各説明変数の内容は表1と同じ。

## (2) 砂糖

価格変化に関するパネル推計結果は表3のとおりである $ ^{120} $ 。ここでもハウスマン検定の結果，固定効果モデルにより(7.1)式の推定を行っている。postmergerとcrosstermの係数は共に有意に正の値となり，家庭用風味調味料市場と同様の結果となっている。すなわち，この企業結合後に，砂糖市場においても市場全体の価格レベルが上昇する中，当事会社が価格レベルを更に引き上げたことを見て取ることができる。
表 4 砂糖市場における企業結合後の小売価格に関するパネル推計

被說明変数：Pijt
係数	標準誤差	t值	p值	95%信頼区間
m2	0.0064	0.0026	2.49	0.013	0.0014	0.0114
m3	-0.0031	0.0026	-1.22	0.223	-0.0082	0.0019
m4	0.0180	0.0026	7	0.000	0.0130	0.0230
m5	0.0047	0.0026	1.81	0.071	-0.0004	0.0097
m6	0.0233	0.0026	9.02	0.000	0.0183	0.0284
m7	0.0093	0.0026	3.61	0.000	0.0043	0.0144
m8	0.0066	0.0026	2.56	0.010	0.0016	0.0117
m9	0.0071	0.0026	2.73	0.006	0.0020	0.0121
m10	-0.0023	0.0026	-0.9	0.370	-0.0074	0.0028
m11	0.0032	0.0026	1.24	0.215	-0.0019	0.0083
m12	0.0048	0.0026	1.87	0.062	-0.0002	0.0099
postmerger	0.0528	0.0013	40.31	0.000	0.0502	0.0554
crossterm	0.0384	0.0027	14.37	0.000	0.0332	0.0437
cons	-0.0093	0.0019	-4.89	0.000	-0.0130	-0.0056
sigma_u	0.0818
sigma_e	0.1094
rho	0.3586	(fraction of variance due to u_i)

固定効果モデル

※被説明変数 $ \left(\mathbf{P}_{ijt}\right) $ は各商品の各地域における2004年1月時点の平均単価に対する当月の平均単価の変化率。各説明変数の内容は表1と同じ。

砂糖全商品の価格指数と新三井製糖，台糖及びケイ・エスの価格指数の推移に関しては，図3，図4及び図5でその概要を把握することができる。新三井製糖の価格は企業結合と数か月から1年程度を経てから全商品に比して値上がりしており，それに対して台糖の価格は値下がりしている。
図３ ラスパイレス価格指数と月間売上シェア （新三井製糖）

※黒い線は砂糖市場全体の商品に関するラスパイレス指数，灰色の線は新三井製糖が製造した商品に関するラスパイレス指数を表す。ともに基準時は2004年1月。棒グラフは新三井製糖の同市場における月間売上シェアの推移を表す。凡例は図1と同じ。

図４ ラスパイレス価格指数と月間売上シェア （台糖）

※黒い線は砂糖市場全体の商品に関するラスパイレス指数，灰色の線は台糖が製造した商品に関するラスパイレス指数を表す。ともに基準時は2004年1月。棒グラフは台糖の同市場における月間売上シェアの推移を表す。凡例は図1と同じ。
図5 ラスパイレス価格指数と月間売上シェア（ケイ・エス）

※黒い線は砂糖市場全体の商品に関するラスパイレス指数，灰色の線はケイ・エスが製造した商品に関するラスパイレス指数を表す。ともに基準時は2004年1月。棒グラフはケイ・エスの同市場における月間売上シェアの推移を表す。凡例は図1と同じ。

同じ図には，月間売上シェアの推移が示されているが，図だけでは大きなシェアの変化を見いだすのは各企業とも困難である。しかしながら，売上高とシェアに関するパネル推計結果（表4）を見ると，crosstermの係数が負で有意となっているため，当事会社の売上高は合併後に減少したといえる。同様に，シェアの変化についても，crosstermの係数は負で有意となっており，企業結合後に，当事会社の売上シェアは減少したことがいえる。
表 5 砂糖市場における企業結合後の売上高と売上シェアに関するパネル推計

被說明変数：月間総売上高
係数	(千円)
標準誤差	t值	p值	95%信頼区間
m2	-3.23	1.638	-1.97	0.05	-6.44	-0.02
m3	-1.20	1.638	-0.73	0.46	-4.41	2.01
m4	-6.23	1.638	-3.81	0.00	-9.45	-3.02
m5	6.22	1.652	3.76	0.00	2.98	9.46
m6	8.60	1.652	5.21	0.00	5.37	11.84
m7	3.46	1.652	2.09	0.04	0.22	6.70
m8	-1.79	1.652	-1.09	0.28	-5.03	1.44
m9	-6.34	1.652	-3.84	0.00	-9.58	-3.10
m10	8.38	1.652	5.07	0.00	5.14	11.61
m11	5.37	1.652	3.25	0.00	2.13	8.61
m12	15.16	1.652	9.17	0.00	11.92	18.39
postmerger	-0.74	0.895	-0.82	0.41	-2.49	1.02
crossterm	-21.79	2.176	-10.01	0.00	-26.06	-17.53
_cons	47.76	1.237	38.59	0.00	45.33	50.18
sigma_u	180.77
sigma_e	105.05
rho	0.75	(fraction of variance due to u_i)

固定効果モデル

被說明変数：月間売上シェア
係数	標準誤差	t值	p值	95%信頼区間
postmerger	0.00003	8.06E-06	3.84	0.000	0.0000151	0.0000467
crossterm	-0.00021	0.0000204	-10.32	0.000	-0.0002504	-0.0001705
cons	0.00049	6.07E-06	80.09	0.000	0.0004743	0.0004981
sigma_u	0.00185
sigma_e	0.00098
rho	0.77946	(fraction of variance due to u_i)

固定効果モデル

※各説明変数の内容は表1と同じ。

## (3) 袋めん・カップめん

価格変化に関するパネル推計結果は表6のとおりである $ ^{121} $ 。ここでもハウスマン検定の結果，固定効果モデルにより(7.1)式の推定を行っている。postmergerの係数は負で，crosstermの係数は正で有意な値となり，家庭用風味調味料や砂糖市場とは異なっているが，市場全体の価格レベルは下落する中，当事会社が価格レベルを引き上げたことを見て取ることができる。
表6 袋めん・カップめん市場における企業結合後の小売価格に関するパネル推計

被說明変数：Pijt
係数	標準誤差	t值	p值	95%信頼区間
m2	0.0000189	0.0000036	5.27	0	0.0000119	0.0000259
m3	0.0000351	0.0000036	9.78	0	0.000028	0.0000421
m4	0.0000404	0.0000036	11.27	0	0.0000334	0.0000474
m5	0.0000437	0.0000036	12.18	0	0.0000366	0.0000507
m6	0.0000486	0.0000036	13.55	0	0.0000415	0.0000556
m7	0.0000544	0.0000036	15.18	0	0.0000474	0.0000614
m8	0.0000642	0.0000036	17.92	0	0.0000572	0.0000713
m9	0.0000768	0.0000036	21.42	0	0.0000698	0.0000838
m10	0.0000807	0.0000036	22.52	0	0.0000737	0.0000878
m11	0.0000865	0.0000036	24.12	0	0.0000795	0.0000935
m12	0.0000892	0.0000039	22.96	0	0.0000816	0.0000968
postmerger	-0.000019	0.0000069	-2.77	0.006	-0.0000324	-0.00000553
crossterm	0.0000500	0.0000127	3.94	0	0.0000252	0.0000749
cons	0.0003907	0.0000041	95.63	0	0.0003827	0.0003987
sigma_u	0.00194887
sigma_e	0.00024156
rho	0.98486977 (fraction of variance due to u_i)

固定効果モデル

※被説明変数（Pijt）は各商品の各地域における2005年平均単価に対する当月の平均単価の変化率。各説明変数の内容は表1と同じ。

袋めん・カップめん全商品の価格指数と日清食品及び明星食品の価格指数の推移に関しては，図6及び図7でその概要を把握することができる。日清食品の価格は企業結合と数か月から1年程度を経てから全商品に比して値上がりしておらず，それに対して明星食品の価格は値上がりしている。
図6 ラスパイレス価格指数と月間売上シェア（日清食品）

※黒い線は袋めん・カップめん市場全体の商品に関するラスパイレス指数，灰色の線は日清食品が製造した商品に関するラスパイレス指数を表す。ともに基準時は2005年1月。棒グラフは日清食品の同市場における月間売上シェアの推移を表す。凡例は図1と同じ。
図7 ラスパイレス価格指数と月間売上シェア (明星食品)

※黒い線は袋めん・カップめん市場全体の商品に関するラスパイレス指数，灰色の線は明星食品が製造した商品に関するラスパイレス指数を表す。ともに基準時は2005年1月。棒グラフは明星食品の同市場における月間売上シェアの推移を表す。凡例は図1と同じ。

同じ図には，月間売上シェアの推移が示されているが，図では大きなシェアの変化を見いだすのは困難である。売上高とシェアに関するパネル推計結果（表7）を見ると，crosstermの係数は正で有意となっており，当事会社の売上高は合併後に増加したといえる。ただし，シェアの変化では，crosstermの係数は有意となっておらず，企業結合後に，当事会社の売上シェアは有意な変化を示さなかったことがいえる。
表 7 袋めん・カップめん市場における企業結合後の売上高と売上シェアに関するパネル推計

被說明変数：月間総売上高
係数	(千円)
標準誤差	t值	p值	95%信頼区間
m2	-3964.634	3056.286	-1.3	0.195	-9954.917	2025.649
m3	12572.79	3056.286	4.11	0	6582.51	18563.08
m4	-3245.46	3056.286	-1.06	0.288	-9235.743	2744.823
m5	-10194.85	3056.286	-3.34	0.001	-16185.14	-4204.572
m6	-27558.54	3056.286	-9.02	0	-33548.82	-21568.26
m7	-28443.11	3056.286	-9.31	0	-34433.39	-22452.83
m8	-23870.88	3056.286	-7.81	0	-29861.16	-17880.6
m9	-10718.11	3056.286	-3.51	0	-16708.4	-4727.832
m10	-108.6637	3056.286	-0.04	0.972	-6098.947	5881.619
m11	24.43606	3056.286	0.01	0.994	-5965.847	6014.719
m12	33282.63	3311.856	10.05	0	26791.43	39773.83
postmerger	-23534.44	5852.94	-4.02	0	-35006.14	-12062.75
crossterm	68902.19	10809.03	6.37	0	47716.63	90087.75
_cons	175835.8	3482.723	50.49	0	169009.7	182661.9
sigma_u	738672.13
sigma_e	205919.74
rho	0.92789099	(fraction of variance due to u_i)

固定効果モデル

被説明変数：月間売上シェア
係数	標準誤差	t值	p值	95%信頼区間
postmerger	-2.50E-26	1.63E-17	0	1	-3.19E-17	3.19E-17
crossterm	6.21E-26	3.35E-17	0	1	-6.57E-17	6.57E-17
_cons	0.0004406	7.91e-18	5	6.00E+12	0	0.0004406
sigma_u	0.00195018
sigma_e	6.39E-16
rho	1	(fraction of variance due to u_i)

固定効果モデル

※各説明変数の内容は表1と同じ。

## 5 まとめ

本章で明らかにしたことをまとめると，以下の三点になる。第一に，本章の対象とした風味調味料，砂糖及び袋めん・カップめん市場において，企業結合後には，いずれも当事会社の加重平均された価格レベルは従前のレベルから引き上げられており，これは市場全体の小売価格のレベルの上昇より引き上げられていた。

第二に，当事会社の企業結合後の価格レベルの内容を個々に見ると，家庭用風味調味料と砂糖の両企業結合事例で共通して見られたこととして，企業結合で株式を取得する側の企業の商品価格が引き上げられ，取得される側の企業の商品価格は据え置かれるか，あるいは値下がりが見られた。しかしながら，袋めん・カップめん市場では，逆に，取得される側の商品価格が引き上げられ，取得する側の企業の商品価格は据え置きないし値下がり
が見られた。前者の結果は，市場シェアが大きく，一般的に有力と見られる株式取得側の企業のブランドが価格を引き上げ，他方の企業の価格が維持される傾向として，Ashenfelter and Hosken (2008) の自動車用オイル市場における結果と整合的である。後者の結果は，市場シェアが小さい側の商品の価格が引き上げられており，違いが見られた。両事例とも，シェアは大小の違いがあるが，品目数が少ない側の価格が引き上げられ，品目数が多い側の価格が維持ないし引き下げられており，総体としては価格が引き上げられている。

第三に，企業結合後には，家庭用風味調味料と砂糖当事会社の売上高とシェアは，企業結合前の当事会社の売上高とシェアを単純に合計した値よりも減少していた。袋めん・カップめんでは，売上高は増加しており，シェアは有意な違いは見られなかった。

これらのインプリケーションとしては，企業結合を行った後に，当事会社は，市場での値上がりレベル以上の価格引上げを行ったものの，しかしながら，家庭用風味調味料と砂糖市場では，それに伴い顧客奪取効果が当事会社間で消滅するなどして，寡占的競争均衡において，合併当事会社の売上とシェアが減少するという状況が生じたと考えられる。このことは企業結合後に一定の効率性の向上が図られない限り，企業結合とそれに伴う価格設定行動によって当事会社の利潤は増加するとは限らない（減少する可能性もある。）可能性を示唆している。これらの結果から，本稿が分析の対象とした市場では，いわゆる合併パラドックス $ ^{122} $ が現実に生じた可能性がある。

これは Ashenfelter and Hosken (2008) の研究が，価格の推移に主として焦点を当てていたのに対して，企業結合前後の売上高とシェアの推移も調べることにより，企業結合を契機とした企業戦略全般の影響を把握することが可能となり，企業結合の影響をより多面的に捉えることができた結果として示されたものと我々は考える。本章では，産業組織論の基本的な原則を定量的に確認するとともに，企業結合の企業戦略・企業結合規制の目的の鍵となる要素は，効率性の向上であること，その検証の重要であることを示すことができた。

企業結合規制政策への示唆として，まず，いわゆる単独効果（企業結合の当事会社が市場支配力を強化して，自らの価格を引き上げ得る効果）に対する規制の必要性が，実際の企業結合の事後検証で当事会社の価格レベルが0.04%～4%ポイント，市場全体の価格レベルの変動分よりも，引き上げられていたことから確認できたことが挙げられる。また，企業にとって，効率性を向上する企業結合こそが目指す企業結合であることは言うまでもないが，競争政策と社会厚生の観点からも，企業結合には効率性の向上が求められており，その成果が競争を通じて，例えば価格引下げ等の形で市場に還元されることが望まれる。それを企業結合審査でどう見るか，その定量的な計測の手法を更に検討していくことは今後の課題である。

なお，企業結合の分析では，効率向上の達成を取り扱うことはできない。企業結合の実施と効率向上の達成のこれらの二つの効果のタイミングは通常異なっており，ここでの事後検証のデータは単に短期的な企業結合の消費商品の価格効果を図るものであるという点
は留意が必要である（この指摘は，Ashenfelter and Hosken (2008) 参照。）。

また，もう一つの留意点としては，本章は小売価格の分析であり，メーカーの取引価格そのものではないため，そこに卸売業者・小売業者の価格戦略が反映されている可能性があることが挙げられる。週次の価格を全国の数多くの大規模小売店から集めることによって，こうした影響をランダム化・平均化できているとは考えられるものの，直接の取引価格のデータを扱っていないことにも留意は必要である。

企業結合で売上・シェアが減少する可能性があるのならば，企業はなぜ企業結合しようとするのであろうか。それは，砂糖等の合併の当事会社のプレスリリースにも述べられているとおり，企業結合での効率の向上が見込まれたためと考えられる。こうしたものについて何らかの形で企業結合の効率性を検討して，企業結合後の厚生全体の効果を定量的に把握する方策を探ることが，企業結合の事後検証の大きな課題となっていよう。加えて，一つの可能性としては，企業結合した当事会社で商品差別化を行い，単なる共食いではない新しい需要開拓を図っていることも考えられる。
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## 第8章 有識者に対するインタビュー

## 1 インタビュー調査

本章では，企業結合によって効率性向上がいかに実現されているか，企業結合が同業他社に与える影響及び企業結合がイノベーションに与える影響について検証するために，証券会社1社，M&A専門家2社，企業結合経験企業2社に対してインタビューを行ったものを取りまとめている。

このインタビューで特に聴取を図ったのは次の点である。

(1) 企業結合による効率性向上の実現

(2) 企業結合による効率性の達成に要する年数

(3) 企業結合による効率性向上を測る指標

(4) 企業結合がイノベーションに与える影響

(5) 株式保有比率を高めることによる企業行動の変化

(6) アライアンスやライセンシングがイノベーションに与える影響

(7) 企業結合が研究開発に与える影響

(8) 企業結合に競争政策が与える影響

(9) M&Aアドバイス企業の役割

(10) M&Aアドバイス企業のM&A支援業務の一連の流れ

(11) 日本のM&Aの傾向及び日本のマーケット状況

(12) M&Aの最近のトレンド

これらを通して，①企業結合による効率性の検討，②効率性を測る指標についての検討～競争当局に資料を提出する観点から～，③企業結合が研究開発に与える影響についての検討及び④日本のM&Aの最近のトレンドと傾向についての検討の4点について多面的に情報を収集できたと考えられる。

インタビューの結果，客観的な指標で効率性の向上を測るのは現実的には難しいものの，M&Aを検討する企業は，提携先の技術を習得しようという目的があり，M&Aをすることによりシナジー効果が得られると期待して統合するという認識であった。一方，文化が違う企業同士が統合したとしても，人事面や処遇面で対応を失敗すると統合効果が十分出ない場合があるという指摘があり，企業結合を成功に導く秘訣は，ソフトの面において不満が出て士気を低下させることのないようにすることが重要とされた。また，今後，日本市場が縮小する中，ますます企業統合が活性化することとなるだろうという指摘もあった。

以上のことから，企業結合審査に当たっては，最近のM&Aのトレンドを踏まえ，経営者の意図を考えた上で，客観的に検討することが必要であると考えられる。