産業需要および個別企業の販売量への広告効果 : ビール産業の事例

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産業需要および個別企業の販売量

        への広告効果

     一ビール産業の事例一†

野  本  明  成

1．はじめに

 産業需要および個別企業の販売量への広告効果については，これまでに数多 くの研究がなされてきている。Clarke〔4〕においては，計量経済学の方法に もとずいて広告の持続効果の測定を行なった研究が数多く収録されており，ま たClarke（3〕は販売一広告の交差弾力性を推定している。  広告効果の測定の他のアブPt・一一チ，つまり時系列分析のアプロ 一一チとして， 最近，特にBox−Jenkins〔2〕の分析手法が使用され，数多くの販売一広告モ デルが構築されてきている。たとえば，Helmer et． al．〔7〕は， Lydia・一pinkham デH一一タに伝達関数（tエansfer function）を適用して，販売一広告モデルを構築 しており，Aaker et． al．〔1〕は，販売量と広告費の間にフィードバック（fee− dback）関係を含めたモデルの構築を目指している。  これらの計量経済学のアブPt・一一チと時系列分析のアプローチの相違点につい ては，Leone〔8〕が議論しており，その差異はモデルの型の決定（model sp− ecification）および残差の取扱い方にあるとしている。  ところで，これらの構築されたモデルから各企業の広告政策への提言をする ことは簡単ではなく，産業全体の状態，すなわち広告による市場拡大の有無， あるいは産業内での企業問の競争状態を理解する必要がある。この点について の研究として，Schultz et． al．〔11〕があり，そこでは産業内での広告効果につ  †この研究は，昭和58年度文部省科学研究費の奨励研究㈹の資金援助を受けている。

 106 彦根論叢第230号 いての理論的枠組が与えられている。その研究において，広告効果については 3つの単一なケース（pure case），すなわち（1）1次需要効果（pr三mary demand effect），（2）1次販売効果（primary sales effect），そして，（3）競争的広告（com− petitive advertising）カミあるとしている。産業内においては，これらの単一ケ ースのどれか，あるいはそれらの組合わされた混合ケース（mixed case）が存        在すると考えられている。式で表現すれぼ，つぎのとおりである。Schultz et． （1）単一ケース（pure cases）  ケースエ．1次需要効果（Primary demand effect）

   箸〉・絵一・鍔〉・費〉・舞一・

 ケース皿．1次販売効果（Primary sales effect）

   費〉・訟〉・謡〉・費一・戦く・

 ケース皿．競争的広告（Competitive advertising）

   1雲：〉・絵〉・誤一・1雲1〈・1誓1〈・

（2）混合ケース（Mixed cases）  ケースIV．       sales effect）

   1隻：〉・絵〉・認〉・1薯〉・1贅1〈・

 ケースV．．       competitive advertising）

   費〉・絵〉・認〉・欝？1畳1〈・

 ケースVI．       petitive advertising） （1） （2） （3） 1次需要および1次販売効果（Primary demand and primary       （4） 1次需要効果および競争的広告（Primary demand effect and       （5） 1次販売効果および競争的広告（Primary sales effect and com一 1）詳細についてに，Schultz et． al．〔11〕参照。

         産業需要および個別企業の販売量への広告効果  107

寮〉・瓢〉・器〉・鋤く・如く…  ）

ここで， Q：産業販売量．（total industry sales） Q，：企業．1の販売量（firm 1’s sales） Q2：企業2の販売量（firm 2’s sales） A：産業広告（total industry selective advertising） Al：企業1の広告（firm 1’s advertising） A2：企業2の広告（firm 2’s advertising） Ml：企業1のマーケット・シェア（firm 1’s market share） M2：企業2のマーケット。シェア（firm 2，s market share） Q＝＝Q，＋Q， A＝A，十A2    Q， Ml＝

狽

偽一

?@         …

al．〔11〕によれば，この理論的枠組にもとずいて産業内での広告の効果を知る ことにより，自社の広告が意図どおりの効果を持っているかどうかについて経 営者が評価することができるとしている。  しかし，Schultz et． al．〔11〕において指摘されているように，広告効果を示 すパラメターの推定において2つの困難が存在する。1つは，そのパラメター を含むモデルの型の決定であり，他はフィードバックがある場合の推定が困難 であることである。これらの点については，Hanssens〔6〕で使用されている Box−Jenkins〔2〕の分析手法にもとずいたGranger〔5〕の因果関係検定 （Granger−causality test）および伝達関数（transfer function）を使うことに より解決されるQ  ところで，わが国ビール産業においては，キリンビールが昭和25年以降マー

 108 彦根論叢 第230号 ケット・シェアを増加し続け，昭和29年以降第1位を保持し続けてきている。 しかし，昭和45年頃まではキリンビールの広告・宣伝霊活のマーケティング手 段は，他銘柄のそれらに比較すればより少ない状態であった。したがって，従 来のマーケット・シェア・モデルにおいてはキリンビールのマーケット・シェ アの推移を説明することは困難であり，その解決策として野本〔9〕において 入手可能性という要因を導入したマーケット・シェア・モデルが構築された。 そして，そのモデルにもとずいてシミュレーション実験を行い，キリンビール のマーケット・シェア推移を説明した。そこで得られた結果は，ビール産業全 体の需給比が1に近い状態においては広告・宣伝忌詞のマーケティング手段の 蓄積効果はマーケット・シェアの構成に小さな影響を与えるだけであるという ことであった。  そこで，本論においては，Schultz et． a1．〔11〕の理論的枠組にもとずいて Granger〔5〕の因果関係検定を使用し，わが国ビール産業における広告費と         販売量の関係，および広告費とマーケット・シェアの関係を明らかにする。そ の結果にもとずいてキリンビールのマークット・シェア推移の説明を行い，ま た，わが国ビール産業の各社の広告政策がの決定に影響を与える要因が明らか にされる。        2． ビール産業の広告効果        き   グレンジャーの因果関係検定（Granger−causality test）の定義は，つぎのと おりである。 （グレンジャーの因果関係検定の定義） Xt， Ytを定常確率過程とし， XtをXt＝｛Xt．．」：ブ＝1，2，…｝， YtをYt＝ 2）時系列分析は多数のデータを必要とするが，ビール産業については広告費以外のマ  ーケティング手段のデータについては，月次データの入手が困難であるので，本論に おいてeg除外した・ 3）詳細についてはGranger〔5〕， Sims〔12〕，野本〔10〕参照。

       産業需要および個別企業の販売量への疹告効果  109 ｛Yt一ノ：ブ＝1，2，…｝とする。また， Pt（XIX）をXtを使って求められたXtの 予測量（predicter）とし，それはXtとP，（X I X）の差（予測誤差）の2乗平 均，すなわちXtとPt（XiX）の2乗平均誤差を最小にするようにして求めら れる。そのとき，その最小2乗平均誤差をσ2（XIX）と表わす。 Ytについても 同様である。そこで，   σ2（Xlx’，y）くσ2（XiX）      （8） のとき，YtはXtの原因となる（Yt is causing Xt）という。また，予測量：に ついては，実際シこは線型予測量（linear predictor）のみを仮定しており、，たと えばXt， Ytを使ったXtの線型予測量Pt（xlx， y）， Pt（Y I X， Y）はつぎの ような形である。         Pt（X［X， Y）＝＝Σα，Xトゴ＋ΣろゴYt．ゴ        ゴー1    フー1        QO       QO   Pt（YIX，Y）＝ΣcゴXt．，＋Σ♂jY，一ゴ        戸1    ゴー1  そこで実際にはつぎのような線型モデルを考える。          XβΣαノXトゴ＋ΣbゴY彦一ゴ＋ε’t     ブー1    」一1        が   yβΣo／X，．，＋Σ4／Y」．ノ＋εγ    ゴー1     ゴ＝1    ここで，e’t，ε’ガは白色雑音（white noise） そして， ①   因となり， ②   因となり， （9） （10） ｛bノ：ブ＝1，2，…，m｝の中，少くとも1つがゼロでないときYtはXtの原 ｛Ci：ノ＝1，2，…，m｝の中，少くとも1つがゼロでな：いときX「，はYtの原 ③ 上記2事象が同時に生ずるとき，XtとYtについてフィードバヅクがあ   る と考えることにする。 データは，昭和49年1月から56年12月までの96ヵ月分の販売量および広告費

110  彦根論叢i第230号      表1．産業全体の販売量（X）と各銘柄の広告費（Y）の間の         グレンジャーの因果関係検定の結果＊ （1）産業全体の販売量（x）とキリンビールの広告費（Y）の間のグレンジャーの因   果関係検定の結：果    x薯Y（X：＝：＞Yは，tCXはyの原因となる”を意味し，またX：≠＞Yは， ”XはYの原因とならない”を意味する） ｛b5；ゴ幕1，… ，4｝ ｛Ci：ゴ＝1，… ，4｝ ゴ＝1 O．231 （2．935） O．079 （O．415） 」＝2  O．290 （ 3．195） 一〇． 006 （一〇． 030） 1＝3  O． 078 （ O．808） 一〇． 047 （一〇． 235） ゴ＝4 一〇． 126 （一1．458）  O． 262 （ ！．423） F 値 4． ro！ O．79

O内はt一値

Fo・os ＝＝ 2． 50 ② 産業全体の販売量（X）とサッポロビールの広告費（Y）の間のグレンジャーの   因果関係検定の結果

   XSY

｛ろノ ：ゴ＝1，・・。，4｝ ｛oフ ；ゴ＝1，。・㍉4｝ ゴニ1 フニ2 O． 090 （1．358） O． 414 （1．677）  O．026 （ O．400） 一〇． 243 （一〇． 979） 1＝3 ゴ＝4  O．187 （ 2．952） 一〇． 330 （一1． 377） 一〇． 028 （一〇． 427） 一〇． 320 （一1． 376） F 値 2．72 2． 27

O内はt一輪

Fo．os ＝］2， 50 ㈲産業全体の販売量（X）とアサヒビールの広告費（Y）の間のグレンジャーの因   果関係検定の結果      一

   XSY

｛bj＝ゴ＝！，… ，4｝ ｛cj ： 」’＝1， … ， 4｝ f’＝1 O． 172 （3． 146） O． 270 （1． 117） ゴ＝2 」＝3  O． 171 （ 3，003） 一〇． 135 （一〇． 527）  O． 113 （ ！．946） 一〇． 348 （一1． 361） 1＝4 O．077 （1．349） O． 056 （O． 233） F 値 5． 33 1． 45

o内はt一睡

Fo．os：＝：2．50 ＊ここでは▽Zogxe＝IOgXe−logXe．． i▽logYe＝logYt−IOgYe一［をとることにより， Xe， Yeはほぼ定常確率過程となるので，それを使用した。また，データ数が少い ので㈹式のmを4とした。

       産業需要および個別企業の販売量への広告効果  111         4） の月次デーダである。        5）  まず，産業全体の販売量（x）と各銘柄の広告費（y）の問のグレンジャーの        の 因果関係検定の結果は，表1のとおりである。その結果より，各銘柄の広告費 は産業全体の販売量の原因となり，その係数と’一値より推察すれば各銘柄の 広告費の増加は産業全体の販売量を増加させると考えられる。Schultz et． a1． 〔11〕の式に従えば，つぎのように表現される。

謡〉・器〉・器〉・

 ここで，Qlピー・・ル産業全体の販売：量      A，：キリンビールの広告費      A2：サヅポロビールの広告費      A3：アサヒビールの広告費 （11−1）  また，産業全体の販売量は各銘柄の広告費の原因とならないという表1の結 果より，産業全体の販売量は各銘柄の広告政策に影響を与えていないことが示 される。式で表わせば，つぎのとおりである。

二一鵠一鵠一・

（11−2）  つぎに，各銘柄の販売量（X）と各銘柄の広告費（Y）の間のグレンジャーの 因果関係検定の結果は表2のとおりである。 表2の結果より，つぎのことが明らかである。まず，（1），（2），（3）の｛ろノ：ゴ＝ 4）昭和25年一一48年については，月次データが入手困難であり，多くのデータを必要と  するグレジャーの因果関係検定は利用できないので除外した。また，サントリーにっ  いては，広告費は入手困難であり，マーケット・シェアが5∼6％程度であることよ  り除外した。 5）本論においては，㈲式におけるX．yについて産業全体および個別銘柄ともに販売  量をX，広告費をyとしてとり扱う。また，検定においては5％棄却域を採用した。 6） ここでは，パラメターの推定にOLSを使用している。

112 彦根論叢第230号      表2．各銘柄の販売量（x）と各銘柄の広告費（Y）の間の         グレンジャーの因果関係検定の結果＊ （1）キリンビールの販売量（X）とキリンビールの広告費（Y）の間のグレンジャー   の因果関係検定の結果    x妄ヌy（X＝＝＞Yは”XはYの原因となる”を意味し，またX⇒Yは”Xはyの原因とならない”を意味する） 1 ゴ ｛bJ ：」’一一 1， … ， 4｝ ｛cj ： 1’ 一一 1， ・一・， 4｝ O． 204 （2．712） O， 037 （O．184） ゴ＝2  O． 271 （ 3．122） 一〇． 046 （一〇． 2！5） 」’＝3 _1＝4 O． 072 （O． 786） O．009 （O．044） 一〇． 113 （一1．358）  O．216 （ 1．！！0） F 値 4．11 O． 45

o内はt一炬

Fo．os＝2．50 （2）サッポロビールの販売量（X）とキリンビールの広告費（yr）の間のグレンジャ   一の因果関係検定の結果

   XSY

｛bJ：ゴ：＝：1，・。・，4｝ ｛cゴ；ゴ＝1，… ，4｝ ゴ＝1 O． 259 （3． 186） O． 074 （O． 43！） 1＝ 2 O．315 （3． 385） O．013 （O．071） 」’＝3  O． 11 5， （ 1．162） 一〇． 102 （一〇． 563） 」＝4 一〇． 113 （一1． 261）  O． 275 （ 1．666） F 値 4．89 1． 28

O内はt一郭

Fo．es＝2． 50 ⑧ アサヒビールの販売量（X）とキリンビールの広告費（Y）の間のグレンジャー   の因果関係検定の結果

   XSY

｛bj；ゴ＝：1，… ，4｝ ｛Cj：ゴ＝1，… ，4｝ ゴ；1 O． 275 （2． 792） O． 100 （O． 655） ゴニ2 O． 355 （3．174） O．063 （O． 387） フ＝3  O． 103 （ O．872） 一〇． 126 ・（一〇． 799） 」’＝4 一〇． 136 （一1． 281）  O． 260 （ 1．779） F 値 4． 14 1．70

O内はt一値

Fo・os＝2． 50

       産業需要および個別企業の販売量への広告効果  113 （4）キリンビールの販売：量（X）とサッポロビールの広告費（Y）の間のグレンジャ   一の因：果関係検定の結果：

x巽・

｛6ゴニ．ブ＝1，… ，4｝ ｛oン：ゴこ1，… ，4｝ ブ＝1 7’＝2 2’＝3 e．oss （1． 33！） O． 360 （1．383）  O． 023 （ O．377） 一〇． 313 （一1．210）  O． 171 （ 2．790） 一〇． 333 （一！． 313） i＝4  O． OOI （ O．031） 一〇． 295 （一1． 194） F 値 ’2． 36 1．96  （）内はt一霞      Fo．・5＝2．50 ⑤ サッポロビールの販売量（X）とサッポロビールの広告費（y）の聞のグレソシ   ャーの因果関係検定の結果

   xsy

｛bj：ブ＝1，… ，4｝ ｛cプノ＝1，…，4｝ 」’＝1 O．119 （1．764） O．381 （1．688） g＝2  O．035 （ O．530） 一〇． 268 （一1． 150） 」’＝3

ゴー4 11・F値

 O．210 （ 3．209） 一〇． 281 （一1． 265） 一〇． 042 （一〇． 621） 一〇． 32！ （一1． 522） 3． 56 2． 56  O内はt一越      Fo．05＝2．50 ㈹ アサヒビールの販売量（X）とサッポロビールの広告費（y）の間のグレンジャ   一の因：果関係検定の結果

   x蓄Y

｛bj＝ゴニ1，… ，4｝ ｛cj：」‘＝1，’”’4｝ i ゴ＝1 」＝2 O． ！01 （1．289） O． 323 （ユ．633）  O． 024 （ O．311） 一〇． 076 （一〇． 381） ゴ＝3 」＝4  O． 240 （ 3．203） 一〇． 331 （一1． 737） 一〇． 093 （一1． 183） 一〇． 260 （一！． 409） F 値 3． 43 2． 21 （） 内はt一値 FD．os＝2． 50

114 彦根論叢 第230号 （7）キリンビールの販売量（X）とアサヒビールの広告費（Y）の間のグレンジャー   の因果関係検定の結果

XSY

｛ろ，：ゴ＝1，… ，4｝ ｛Cj：ゴ＝1，… ，4｝ ゴ＝1 O．150 （2． 926） O．162 （O． 636） ゴ＝2 ゴ篇3  O． 160 （ 2．974） 一〇． 179 （一〇． 668）  O．113 （ 2．660） 一〇． 330 （一1． 226） ゴ；4 _F 値 O．065 （1．175） 5． 13 O．024 （O．096） O． 90

O内はt一値

，Fo・os＝2． 50 ⑧ サヅポロビールの販売量（X）とアサヒビールの広告費（y）の間のグレンジャ   一の因果関係検定の結果

   XSY

｛bj＝ゴ＝1，… ，4｝ ｛cj：」’＝1，… ．4｝ ゴ＝1 O． 203 （3． 518） O．338 （1． 535） ゴ＝2  O． 177 （ 2．951） 一〇． 105 （一〇． 446） ゴ＝3  O．118 （ 1．936） 一〇． 350 （一1． 475） ゴコ4 O． 104 （1．739） O． 047 （O． 215） F 値 6． 06 2．13

o内はt一値

Fo・os＝2． 50 ⑨ アサヒビールの販売量（X）とアサヒビールの広告費（Y）の間のグレンジャー   の因果関係検定の結果

   XSY

｛bj＝ゴ＝1，… ，4｝ ｛CJニゴ＝＝1，… ，4｝ 7’＝1 O．193 （2．789） O． 302 （1．577） ノ＝2  O．211 （ 2．986） 一〇． 043 （一〇．213） ゴ＝3  O．121 （ 1．688） 一〇． 316 （一1． 572） ノ；4 O． 117 （1．662） O． 106 （O．551） F 値 4． 76 2．31 o内ex t一瓶 Fo．Ds＝2． 50 ＊ここでは，▽IOg Xe， Vlog Yoをとることにより，Xe， Yeはほぼ定常確率過程とな るので，それを使用した。また，データ数が少いので⑩式のmを4とした。

       産業需要および個別企業の販売量への広告効果  115 1，…，4｝のF値より，1キリンビールの広告費はキリンビール，サッポPビール， およびアサヒビールの販売量の原因とな：る。そして，各｛bゴ：ブ＝1，…，，4｝の 値およびt一値および係数より推察すれば広告費と販売量は正の関係を持って いると考えてよいであろう。式で表わせば，つぎのとおりである。

藷〉・費〉・｛薯〉・

 ここで，Q，：キリンビールの販売量      Q2：サッポロビt一・一ルの販売量      Q3：アサヒビールの販売量  Aiについては⑪式と同一。 （12−1） また，（1），（2），（3）の｛cゴ：ブ＝1，…，4｝のF値より明らかなように，キリンビー ル，サッポ．_{鴻rール，およびアサヒビールの販売量はキリンビールの広告費の} 原因とならない。このことは，キリンビールの広告政策が各銘柄の販売量の影 響を受けていないことを示している。式で表わせば，つぎのとおりである。

訟一鵠一諭一・

（12−2）  つぎに，㈱，㈲，⑥の｛b」：」＝1，…，4｝のF値により示されるように，サッ ポロビールの広告費はサッポロビールおよびアサヒビールの販売量の原因とな り，t一値および係数から判断すれば正の関係をもつことが示されており，キ リンビールの販売量に対してはF値からは原因とならないという結果が示され ているものの，b3のt一値および係数からみればわずかではあるが正の関係を 持つと考えられる。式で表わせば，つぎのとおりである。

  1象〉・1隻1＞・｛絵〉・  ． （・3一・）

   ここで，A2， Q1， Q，， Q3については（11），⑫式と同一。

 116 彦根論叢第230号  また，（4）；（5），（6）の｛6ゴ：ブ＝1，…，4｝のF値より，キリンビールとアサヒビ ールの販売量はサッポロビールの広告費の原因とならないことが示されてお り，サッポロビールの販売量はサッポロビールの広告費の原因となることが示 されているものの（5＞の｛6ゴ：」＝1，…，4｝のt一値を考察すれば原因とならない とも考えうる。したがって，サッポμビールの広告政策にはサッポロビールの 販売量が多少の影響を与えていると思われるが他銘柄の販売量は影響を与えて いないと理解される。式で表わせば，つぎのとおりである。 OA， OA， aA，         ＝＝ o_{oQ， 一 oQ， 一 aQ，} （13−2）  最後に，（7），（8），（9）の結果からはつぎのことが明らかである。すなわち，F 値が示すようにアサヒビールの広告費は3銘柄すべての販売：量の原因となり， 係数より正の関係を持つことが示されており，また3銘柄の販売量はアサヒビ ールの広告部の原因とならず3銘柄の販売量はアサヒビールの広告政策に影響 を与えていないことが明らかである。式で表わせば，つぎのとおりである。

讃〉・1髪：〉・｛激〉・    （・4一・）

131一語絵一・     （・4−2）

 ここで，・43，Qi， Q2， Q3については（11−1），（12−1）式と同一。  マーヶッb・シェア（X）と広告費（Y）の間のグレンジャーの因果関係検定 の結果は表3のとおりである。  表3の結果より，つぎのことが明らかである。まず，（1），（2），（3）のF値，t 一値および係数より推察されるように3銘柄のマーケット・シェアに対するキ リンビールの広告費の影響関係はアサヒビーールのマーケット・シェアへの影響 は小さいものの，つぎの式で表わせ得るであろう。

産業需要および個別企業の販売量への広告効果  117   表3．各銘柄のマーケット・シェア（X）と各銘柄の広告費（Y）の間の      グレンジャーの因果関係検定の結果＊ （1）キリンビールのマーケット。シェア（X）とキリンビールの広告費（Y）の間の   グレンジャーの因果関係検定の結果

   x彗y（髪畢鞭：：鷺多鑛園鍍慈瀦穫下味携）

｛うゴ．ゴ＝1，・・。，4｝ ｛（yブ：ゴ；1，・・。，4｝

ゴー・け一・

」＝＝3 一〇．oll 1 一〇．023 （一〇．940） 1 （一1．886） 一1． 429 （一1．459） 一1． 544 （一1．497） 一〇． 025 （一2． 012）  1． 294 （ 1．241） ゴ＝4  O．016 （ 1．411） 一2． 463 （一2． 470） F 値： 2．71 4． 55 （）内はt一十 F一， ．cs＝2． 50 ② サッポロビールのマーケッ1・・シェア（X）とキリンビールの広告費（Y）の間   のグレンジャーの因果関係検定の結果

x劣・

」＝＝1 jL−2        ［1 一〇．on 勧＝ユ・”．・4｝ P（一・．59・） O．014 （O．696）       O． 442 ｛cj ： 」’＝ 1， … ， 4｝          （ O．657） O．262 （O．334） フ＝3 1’＝4  O．029 1 一〇．012 （ 1． 481） i （一〇． 624） 一〇． 767 （一！．010）  O． 766 （ ！．162） ，F 値 O． 96 1． 75

O内はt一値

Fo．05二2．50 （3）アサヒビーールのマーケット・シェア（X）とキリンビールの広告費（Y）の間の   グレンジャーの因果関係検定の結果

x望y

ii 」一i ｛bj：ゴ＝1，… ，4｝ 」 ：2 O． 030 （O，980） ｛c，：d−i，…，4｝ m 81Sg；， O． 083 （2，572） O．523 （1．191） ゴ＝3 ゴ；4  O．049 （ 1．506） 一〇， 64ro （一1．473） 一〇． 027 （一〇． 902）  O． 702 （ ！．696） F 値： 2．31 3． 61 （） 内はt一値 Fo・os＝2．50

118 彦根論叢第230号 （4）キリンビールのマーケット・シェア（X）とサッポロビールの広告費（Y）の間   のグレンジャーの因果関係検定め結果

x蓄・

｛bj ：」’＝1， … ， 4｝ ｛CJ＝ゴ＝1，… ，4｝ ゴ篇1 一〇． 004 （一〇． 579） 一2． 096 （一1． 474） ゴ＝2 一〇． OIO （一1．275） 一〇． 990 （一〇． 649） ゴ＝3 一〇． 022 （一2． 763）  O．574 （ O．387） ゴ＝4 O．036 （4．499） O．851 （O．638）

F値

9． 38 1．ユ0 （）内ek t一刀 Fe・os ＝2． 50 ㈲ サッポロビールのマーケット・シェア（X）とサッポロビールの広告費（Y『）の   間のグレンジャーの因果関係検定の結果

   XSY

｛bj：ゴ＝1，… ，4｝ ｛cゴ：ゴ＝1，… ，4｝ ゴ＝1 O． 002 （O． 161） O．596 （O．655） ゴ＝2 フ＝3  O．Oll （ O．797） 一〇． 982 （一〇． 911）  O． 031 （ 2．220） 一〇． 361 （一〇． 352） フ＝4 一〇． 042 （一3． 059） 一〇． 585 （一〇． 694） F 値 4， 39 O． 82  O内はt一値      Fo．05＝2．50 ⑥ アサヒビールのマーケット・シェア（X）とサッポロビールの広告費（Y）の間   のグレンジャーの因果関係検定の結果

XSY

｛bj：ゴ＝1，… ，4｝ ｛Cj：ゴ＝1，… ，4｝ 」’＝1 O． 007 （O．339） O． 208 （O．378） ゴ＝2 O．026 （1．202） O． 488 （O．830） 1’＝3  O． 046 （ 2．093）  ︶ ∩62

47

！Q︾

！1

︵

ゴー・「「F三

一〇． 065 （一2． 961） 5． 04 一〇． 223 （一〇． 409） 2．16

o内はt一値

」デ。．05＝＝2．50

産業需要および個別企業の販売量への広告効果  119 （7）キリンビールのマーケット・シェア（X）とアサヒビールの広告費（y）の間の   グレンジャーの因果関係検定の結果

XSY

｛bj：ゴ＝1，… ，4｝ ｛σブ；ゴコ1，・・。，4｝ ゴ＝1 一〇． 018 （一2． 005） 一3， 647 （一2． 741） ゴ＝2 一〇． OIO （一1．150） 一1．280 （一〇． 885） ゴL”3 一〇． OIO （一1．105）  O．635 （ O．433） ゴ＝4 一〇．OOI （一〇． ！73） 一1．7！2 （一1． 243） F 値 1． 92 3． 50

O内はt一値

FG．osi＝2． 50 ⑧ サッポロビールのマーケット・シェ．ア（X）とアサヒビールの広告費（Y）の間   のグレンジャーの因果関係検定の結果

x巽・

｛bノ：ゴ＝1，… ，4｝ ｛cJ ： 」’＝1． … ，’4｝ 1’＝1 _1＝2 O．005 （O． 349） 1． 961 （2．262） O．014 （1．002） O． 371 （O．369） ゴ＝3 一〇． OOI （一〇． 069） 一〇． 683 （一〇． 692） ゴ＝4 O， 005 （3．380） O．323 （O．374） F 値 O． 35 2．16

o内はt一値

Fo・os ＝＝ 2． 50 （9）アサヒビールのマーケット・シェア（X）とアサヒビールの広告費（Y）の間の   グレンジャーの因果関係検定の結果

x彗Y

｛bj：ゴ＝1，… ，4｝ ｛ej ： f’＝1， ・”， 4｝ ゴ＝1 O．023 （1．069） 1．003 （1．850） 1＝2  O． 050 （ 2．272）  O． 379 （一1．086） ゴ＝3  O． 014 （ O．635） 一〇． 654 （一〇． 840） ゴ＝4  O． 021 （ 1．004）  O． 568 （一2． 318） F 値 1．99 2． 51  O内はt一州      Fo．os＝2．50 ＊ここでは，▽log Xa，▽IOg Yeをとることにより， Xe， yaはほぼ定常確率過程とな るので，それを使用した。また，データ数が少いので⑩式のmを4とした。

120  彦根論叢 第230号  oMS，        OMS，       OMS，

       ＞O （15−1）

    く0       ＝o        OA，   oA，        oA，   ここで，MS，：キリンビールのマーケット・シェア       MS2：サッポロビールのマーケット・シェア       MS3：アサヒビールのマーケット・シェア   Asについてはω式と同一。  また，キリンビールの広告費に対する各銘柄のマーマット・シェアの影響に ついては，キリンビールのマーケット・シェアが負の影響，サッポロビーールの それは影響なし，そしてアサヒビールのそれは，表3の結果からは判然としな い。式で表わせば，つぎのとおりである。 ∂∠4且       oA，        oA，       ？    〈o         ＝o oMS，      oMS，        oMS， （15−2） したがって，キリンビールの広告政策には，上記2銘柄（ギリンビール，アサ ヒビール）のマーケット・シェアが影響を与えていると思われる。  つぎに，（4），（5），⑥のF値，t一値，および係数より，3銘柄のマーケット・ シェアに対するサッポロビールの広告費の影響関係は，これらの結果からは明 確には示されなく，つぎのように表現する以外にない。

響？響？響？   （・6一・）

 ここで，A2， MS，， MS，， MS3については⑳，⑮式と同一。 また，3銘柄のマーケット・シェアはサッポロビールの広告費の原因となら ず，したがって，3銘柄のマーケ’ット・シェアはサッポロビールの広告政策に 影響を与えていないと言えよう。式で表わせば，つぎのとおりである。

       産業需要および個別企業の販売量への広告効果  121

論一藷，一論、一・    （・6一・）

 最後に，（7），（8），（9＞のF値より，アサヒビールの広告費は3銘柄のマーケッ ト・シェアの原因とはならないが，t一分から判断すれぽ多小の影響関係は存 在し，係数を考慮すればつぎの式で表現することは可能であろう。 OMS，       oMS，       oMS，

       ＞O （17−1）

   〈o          ＝o_oA，       OA，       OA， ここで，A，， MS，， MS，， MS，についてはω，⑮式と同一。 また，アサヒビールの広告費に対するマーケット・シェアの影響については， キリンビールのマーケヅト・シェアが負の影響，サッポロビールのそれがわず かではあるが正の影響，アサヒビールのそれが正の影響を与えていると考えら れる。式で表わせば，つぎのとおりである。

論1〈・・論〉・・訟〉・

（17−2） したがって，アサヒビールの広告政策には3銘柄のマーケット・シェアがそれ ぞれ上記の影響を与えていると理解してよいであろう。  そこで，表1，表2，表3の結果より得られた（11−1），（！2−1），（13−1）， （14−1），（15−1），（16−1），（17−1）式を統合すればつぎのとおりである。       oQ，

6Q

151．2irAN＞O”b−At，r＞o

     響〈・

      aQ，

6Q

        ＞o   ＞o       oA， oA，

     響？

      o“Q30’p2         ＞o    ＞o       oA，oA，       aMS， aMS，          ＞o    ＝o       oA，OAz       OQ，oQ，         ＞o    ＞o       oA，oA，

響？響？

（！8） （19）

122 彦根論叢第230号   oQ        aQ，          ＞o     ＞o        oA，

 oA，

      OMS，          くO        oA， OQ，

  ＞o

oA， OMS，    ＝＝o_OA， aQ，    ＞o_oA， oMS，

  ＞o

oA， （20）  Schultz et． a1．〔11〕のと理論的枠組にもずいて，⑱，⑲，（2①式で明らかにさ れたわが国ビール産業の広告効果は，つぎのように説明することが可能であろ う。まず，各銘柄の広告費は産業全体および3銘柄すべての販売量に対して正 の関係をもつ。これは，1次需要効果（Primary demand effeit）が存在するこ とを示している。わが国ビール産業において各銘柄が広告すれば自社の銘柄の 販売量だけでなく他銘柄の販売量にも影響し，結局産業全体の販売量の増加に        マう つながるということが言われてきたが，上記の結果はそのことをより良く説明 しうるものと考えられる。  つぎに，各銘柄のマーケット・シェアと各銘柄の広告費については⑱，⑲，⑳ 式が示すとおり種々の関係をもっている。（⑧，⑲式は広告の意図と逆の関係が 生じているように理解される。たとえば，通常，広告は自社の銘柄のマーケッ ト・シェア増加のために使用されえる1マーケティング手段として理解される

…響〈α響〉・はその逆の関係を示している・・た・響＜α

∂溌〉・についても・その効果はかなり小・く・ほぼゼ・に近いものであ・ （表3参照）。 これは，販売量と広告費についての上記の関係，すなわち，1 次需要効果にもとずいて生じているものと考えられる。たとえぽ，キリンビー ルの広告費（A，）が自社銘柄の販売量（Q，）よりも他銘柄の販売量（Q2）をよ り多く増加させるような1次需要効果を生ぜしめた結果とみなしうる。  これらの結果の原因の1つとしては，わが国のビールの品質（たとえばアル コール度数）に差異がないことにより，広告により製品の差異を明示的に消費 者に示すことができなかったからであろうと思われる。その解明については， 7）渡辺栄二（13〕，p．152参照。

      産業需要および個別企業の販売量への広告効果  123 同様な製品についての研究力’t必要とされる。  上記の結果からわが国ビール産業においては，広告費は銘柄間の競争のため のマーケティング手段とはなり得ないとみなしてよいと考えられる。したがっ        8） て，需給比が1に近い状態であったと思われる昭和25年∼45年においては，特 に広告費は競争のためのマーケティング手段になり得なかったであろうと推察 される。その結果として，上記の期間におい「てマーゲティソグ手段として広告 費をより多く費していたと推察されるサッポロビール，アサヒビールが，より 少い広告費を費していたと考えられるキリンビールよりマーケット・シェアを 増加させ得なかったと考えてよいであろう。これらのことから，キリンビール が他の方法で競争力を保持しマーケット・シェア第1位を持続し続けてきてい ると推察される。たとえば，野本〔9〕においてはキリンビールが生産能力を 高め供給可能量を増加させ，その結果入手可能性を高めることにより競争力を 強め，マーケット・シェアを増加させたと考察している。したがって，本節で 明らかにしたように，広告政策の決定は，産業の広告効果を明らかにし，その 結果にもとずいて広告の増減あるいは他の方法との組合せを考慮しつつ行なわ れる必要があると考えられる。

3，結

論  ：本論においては，Schultz et． aL（11〕の産業の広告効果についての理論的 枠組（theoretical framewok）にもとずいいてGranger〔5〕の因果関係検定 （Granger一一causality test）を使用することにより，わが国ビール産業の広告効 果が明らかにされた。その結果，つぎのことが理解された。  まず，わが国ビール産業において各銘柄の広告費はすべての銘柄の販売量に 正の効果，すなわち1次需要効果（Primary demand effect）をもつが，自社の 銘柄のマーケット・シェアに対してはほとんど正の効果をもたず，競争のため のマーケティング手段にはなり得ない。したがって，昭和25年∼45年において 8）野本〔9⊃p．67参照。

 124 彦根論叢第230号 サッポPビールおよびアサヒビールの広告費がキリンビールのそれより多いと みられる時期にマーケット・シェアを増加させ得なかったことは，上記の結果 から推察し得る。   つぎに，わが国ピー一一ル産業においては各銘柄の広告．政策が販売量よりもマー ケヅト・シェアに強く依存していることが理解される。したがって，このよう な広．告政策を明らかにすることにより，予測モデルとして．，広告政策を含めた シミュレーション・モデルを構築することが可能である。   これら．の結果から，産業の広告効果を明らかにすることにより競争のため．の マーケティγグ手段として広告が使用可能．かどうかを明示すること，また現在 行なっている広告が意図どおりの効果をあげているかどうかを理解することが 可能となる。       〔参照文献〕 〔1）Aaker， D． A．， J． M． Car皿an， and R． JacobsQn，“MQdeling Advertising−Sales    Relationships lnvolving Feedback： A Time Series Analysis of Six Cereal Brands”，    Journal of Marketing Research， vol 19， February 1982， pp． 116−25． （2） Bex， G． E． P． and G． H． Jenkins， Time Series Analysis， forecasting and control，    San Francisco： Holden一一Day， lnc．， 1976． （ 3 ） Clarke， D． G．， “Sales−Advertising Cross−Elasticities and Advertising Com−petition”，    Journal of Marketing Research， vol 10， August 1973， pp． 250−61， （4） Clarke， D， G．， ‘’Econometric Measurement of the Duration pf Advertising Eff−    ect on Sales”， Journal of Marketing Research， vol 13， November 1976， pp． 345−57． （5） Granger， C． W． J．， “lnvestigating Causal Relations By Econometric Models and    Cross−SPectral Methods”， Econometrica， vol 37， July 1969， pp． 424−438． （6） Hanssens， D． M，， “Market Response， Competitive Behavior， and Time Series    Analysis”， Journal of Marketing Research， vol 17， November 1980， pp． 470−85． （7） Helmer， R． M． and J． K． Johansson， “Exposition of the Box−Jenkins Transfer    Function Analysis With an Application to the Advertising−Sales Relationship”，    Journal of・Marketing Resarch， vol 14， May 1977， pp． 227−39． （8） Leone， R． R， “Modeling g．．ales−Advertising Relationships： An lntegrated Time    Series一 Econometric Approach”， journal of Marketing Research， vol 20， August    1983， pp・ 291−5．

産業需要および個別企業の販売量への広告効果  125 〔9〕野本明成，“選好および入手可能性により構成されるマーケット・シェア・モデル   ービール業界への適用一”，大阪大学経済学，第30巻，1980，pp．67−88。 〔10〕野本明成，“販売・広告モデル構築へのGranger−causality testの適用一ビール   産業の事例一”，マーケティング・サイエンス，No．21，1983， pp．22−5。 （11） Schultz， R． L． and D． R． Wittink， “The Measurement of lndustry Advertising   Effects”， Journal of Marketing Research， vol 13， February 1976， pp． 71−5． （12） Sims， C， A， “Money， lncome， and Causality”， American Economic Review， vol   62， 1972， pp． 540−55L． 〔13〕渡辺栄二，『キリンビールの秘密一その独走にしのびよる危機』，光文社，1973，   p． 1520