市場集中度の「構造的」安定性と変動要因 : 展望と計量分析

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市場集中度の「構造的」安定性と変動

要因：展望と若干の計量分析＊

明石芳彦

1 はじめに伝統的な産業組織論では，特定の市場集中度の下でいかなる経済的パフォーマンスが達成されるかを調べるという分析アプローチをとる。だが，市場集中度という市場の構造変数は，はたして，常に「構造的」性格を保っているので _{あろうか。すなわち，市場集中度はどれほどの期間にわたり「構造的」に「安} 定性」があり，また仮に市場集中度が変化するとすれば，いかなるタイムスパンにおいて変化し，また何が集中度を変動させる要因となるのか。言い換えると，市場もしくは産業組織を動学的に捉えようとする場合，どのような変数に着目して，そこでの動的変動パターンをいかに説明できるのか。さらに，集中度の変動パターンはいかに決定されるのか。小稿では特に市場集中度と市場成長率の関係を中心に市場集中度（もしくは市場構造）の変化のメカニズムを探ってみる。皿集中度の構造的安定性ある時点の集中度は，どの程度の期間にわたり構造変数としての安定性を示＊小稿で使用されたデータベースは神戸大学経済学部新庄浩二先生が作成されたものである。小生の内地研究期間中にその使用を快諾された新庄先生に，心から感謝する。なお，計算は藤川清史氏（摂南大学）に委託した。 1）「構造的」の意味は，マハループ（1967）も言うように曖昧な概念であるが，ここではペイン＝＝ケイブス流の用語法に従い，「一定期聞にわたり安定的」という程度の意味を指す。ベィン（1968、chap・5，6，1970a），ケィブス（1967， chap． 2）参照。

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54 彦根論叢第249号すであろうか。この点に関連して，1971∼80年にわたる「成長区分別集中度の推移」，（N』327＞が妹尾（1983，P443）に掲載されている。単純平均H（H は集中度のハーフィンダール指数）では，超高成長品目（N＝25）と高成長品目（N＝ 36）の∬が高位ながら徐々に低下していく様子がうかがえる。安定成長品目（N＝51）についても同様の傾向が観察される。他方，低成長品目（N一＝ 121）はほぼ横ばいである。そして，停滞品目（N＝58）は徐々に上昇し，衰退品目（2＞『＝36）になると一挙に上昇する傾向が読み取れる。これらの結果は， 71年と80年という10年間について，概ね高い成長分野ほどllでみた市場集中度は低下する傾向があり，他方，成長率の鈍った分野ほど集中度が上昇に転ずる傾向があることを示している。すなわち，個別市場における成長率水準の相違により，市場集中度の「構造的な」変動のパターンを示唆するのである。市場集中度の構造的安定性を検討する期間についても，7∼10年程度のタ、イムスパンをとれば個別市場ごとの、「構造的変動パターン」をある程度は摘出するこ 3）とができると思われる。集中度データに，公正取引委員会の年次別上位3社累積集中度C，及びハーフィンダール指数Hを用い，1967年から80年に至る異時点間の集中度指標の相関係数を示したものが表1である。67年のC，H一と．それ以降のC， Hとの相関係数は，概ね時間の推移とともに低下する（77，78年を除く）。しかし，13 年後のC，Hとの係数でさえも．868，．843という高水準の相関係数である。したがって，少なくともこの14年間の分析期間ではC，Hは構造的に安定性ねが高いだろうと予想される。 2）そうした特徴は加重平均Hについても概ね同様であるが，低成長品目が低下傾向に変わり，停滞品目の上昇傾向が顕著とは言えなくなる点が違いである。 3）どれほどの分析期間をとれば集中度が構造的に変動するかは，市場における競争状態の分析に決定的に重要である。明石（1987a）参照。なお，明石（1987b）の後，経済調査研究会（1987）P・196（新飯田・後藤・南部編（1987）P．153）に1973∼84 年についての「ffの成長率区分別集中度の推移」を得た。そこでは，妹尾（1983） p．143の表と比較して，各成長品目毎のHの変化がより緩やかなパターンに描かれている。それは，分析のタイムスパンを7∼10年程度に取ることの妥当性を2一一・’nc支持すると思われる。 4）1968年の集中度C68とそれ以降の集中度との相関係数も， C67の場合と類似したパターンだったので，掲載は控えた。Hについても同様。

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市場集中度の「構造的」安定性と変動要因：展望と若干の計量分析 55 表1 市場集中度相互間の相関係数（N≦150） 1 C6s C6g C70 C71 C72 C73 C74 C7s C76 C77 C7s C79 C80 C67 ．989 ．979 ．963 ．939 ．923 ．919 ．901 ．888 ．883 ．891 ．886 ．872 ．868 ff6s H6g H70 H7i H72 H73 H74 H7s ff76 H77 H？s H7g ffso H67 ．985 ．958 ．947 ．927 ．915 ．906 ．886 ．858 ．855 ．870 ．859 ．847 ．843 このように，以下での計量的検討においても，分析期間は1967年から80年までの14年聞である。この14年聞を67年から73年と74年から80年までの2つの期間に区分して，前半，後半の7年ごとの分析も併せて実施する。以下では添字0，1，2により，それぞれ67∼80年，67∼73年，74∼80年の対象期間を表す。また，添字67，73，74，80はそれぞれの単年次の変数であることを表す。サンプル数は変数の組み合わせにより異なるが，最大150（データの出所は『工業統計表』産業編）である。 5）次いで，集中度とその変動係数の相関関係が表2に示されている。表2より Cについて，67∼80年において両者の相関係数は一．355（1％水準で有意）となり，上位3社累積集中度が高いほどその変動係数も小さく，その傾向は67∼73 表2 集中度とその変動係数の相関関係 Co Cl C2 C67 C73 C74 Cse cvCo C・VCi CVC，＝ 355a 一． 364a 一． 337a ＝ 374a 一， 357a 一． 370a 一． 309a ． 299a 一． 322a 一． 269a 一． 343a 一． 308a 一． 294a 一． 268a 一． 433a 一． 431a 一． 404a 一． 409a 一一． 415a 一， 401a 一． 384a Ho Hユ H， H67 H73 H74 1180 cvH， CVH， CVff2 一． 130＊一． 163c 一． 096 一． 193b 一． 150c 一， 160c 一． 052 一一D 027 一． 080 一． 024 一． 125＊＊一． 051 一． 030 一． 047 ＝ 244a 一． 236a 一． 619a 一． 233a 一． 268a 一． 245a 一． 200b a＝1％，b・＝5％， c＝10％（以下，同じ），＊＝14％，＊＊＝15％ 5）変動係数は，標準偏差／平均値で定義される。

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56 彦根論叢第249号年よりも74∼80年における方がやや強いことがわかる。つまり，上位企業のシェアは高位かつ安定的であるといえる。他方，Hについてみると，74∼80年において一．619とCのケースよりも高い相関係数が計測され，企業数および企業規模分布でみた集中産業部門では産業の集中という性格が変化しにくいことを反映している。だが，67∼73年の関係は統計的に有意な結果とは言えない。よって，H指標による結果と0指標による結果を併せて解釈すれば，67∼73年については上位3社の集中度が固定的であったけれども，上位3社以外の各市場での企業間関係は必ずしも硬直的でなかったし，特定のパターンを示さなかったと解釈できる。皿集中度の変動要因に関する従来の研究：展望 1．一定期間にわたる集中度決定要因の分析産業組織を動学的に変動させる要因（構造撹乱要因）の1つとしての市場成長に着目し，市場集中度と市場成長率との関係を分析した研究は少なからずある。諸外国の分析結果については，西川他（1965），新庄（1977）などで詳細な展望が成されているので，ここでは日本に関する実証分析の結果について整理する。われわれが見いだした研究のうち，先駆けをなしたものはilff済白書』昭和40 年版（1965）である。「経済白書』の分析は図表によるアプローチであるが，そこでは1956∼64年について，上位3社累積集中度（C3）が低い部門（N＝37）のほど価格も低く，価格のバラツキ（変動係数で測定）も大きい。また，そうした集中度の低下（変化分の％表示）が大きい部門ほど生産増加率は高いと指摘され 7）ている。西川他（1965）は，上の『経済白書』の内容と関連させ，集中度の変動要因 6）以下，符号は各論文のオリジナルの表記法ではなく，小稿で統一的にCiは（上位 i社累積）市場集中度，1）Ci， GCiはそれぞれ， DC5 ・・ C5∫＋e−Cst， GO5＝（C5，＋e− C5，）／C5、を表す。以下，同様の表記法に従う。なお，添字は年次を表す。 7）集中度と価格変化の関係はその後，管理価格インフレーションの実証分析へと展開されていくが，ここでの関心事は集中度の変化を規定する要因の分析であるから，価格変化のメカニズムについてはこれ以上言及しない。

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市場集中度の「構造的」安定性と変動要因＝展望と若干の計量分析 57 を統計的に検討している。主要な結果は，1956∼62年について，ジニ係数表示の05の変化値と生産増加率との間には統計的に有意な関係はない（N・＝・156）が，生産増加率を企業数増加率と平均企業規模増加率に分解すれば（規模の経済性に関する生産規模増加の効果は無視），C5変化値（DC5）が企業数増加率と負の相関（一．5640，1％水準で有意）を示し，とくに1959∼62年に限り，C5．変化値は平均企業規模増加率（1企業当りの付加価値）とも正の相関（．1997，5％水準で有意）を示している。また，馬場（1968）は『経済白書』（1965）のデータから1956∼64年（1＞’＝35）について， 3社集中度変化＝＝・4．41−0．48×生産増加率 1∼2＝．505 ［0．08］きという分析結果を得ている。そして，60年と66年目の産業成長率と生産集中度の変化との独立性に関するカイニ乗テストの結果（！V＝156）から，産業成長率と集中度との間には統計上有意に負の関係があることを示した。新飯田（1969）は，1957年と64年（N＝36）について，5三二中度変化倍率（GO5＝C5，，／C557）と出荷額の変化率とは負の関係，5山鼠二度変化倍率（GC 5）と市場規模に対する最適規模の指標（付加価値で測った事業所規模の中央値）の変化率とは正の関係にあることを測定している。さらに，今井（1976）は，1959∼70年（N＝136）について，市場集中度の変化値（．DC3 ＝ C37，一 C3，9）は，初期時点の集中度（C359）と負で有意，産業成長率（70年と59年の倍率）とも負で有意な関係にあることを計測している。中城（1976）も，1967∼74年（N ・312，およびN＝・196）について，市場集中度の変化値（DC3）と成長率との負の有意な関係を見いだしている。馬場山（1977）は，1960∼72年（N≦111）について，GC4がその初期集中度と負の関係にあり，それは8社集中度に関しても同様な・ことを計測し，さらに，GC4が（技術的代替性の低さを示す）カバレッジ率と負の，産業成長率と負 8）ここで，3社集中度変化とは（C3，4−C35，）／0356であろうし，［］内は標準誤差であろう。

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58 彦根論叢」第249号の，産業成長率の不安定性（変動係数）と負の，そして企業数の変化率と負の，それぞれ有意な関係にあることを見いだしている。また，新庄（1977）の計測結果は，1960∼72年（N＝ 39），1967∼72年（〈』 40）について，初期時点の集中度（C3， C5， CIO， H）とそれら．のGC，・Z）Cとは負の相関をも．ち，初期時点の集中度はその後の成長率と正の相関を示し，そしてGCとDCは成長率と負の相関をもつことを示している。企業数の変化率と市場成長率が正の相関を持つことから，市場成長率の上昇に伴うGC， DC の低下は相互に整合的な関係である。そこで，1企業当りの粗付加価値の上昇，従業員1人当りの資本の上昇，従業員1入当りの粗付加価値の上昇は，産業成長率の上昇および企業数の上昇と同方向の変化となり，これらが集中度の低下に結びつくという解釈を与えている。つまり，「高集中産業は高成長を果たし，それが企業数の増加を伴い，集中度の低下となる」のである。さらに，新庄（1978）では，1960∼66年（N；42），1967∼72年（N＝77）について，初期時点の集中度と集中度の変化率とが1960∼66年目は負の有意な関係を得・るが， 1967∼72年では安定的な結果を得ていない。他方，初期時点の集中度は産業成長率と正の相関関係を示し，また，企業数の増加率も産業成長率と正の相関関係にある。よって，全体的な結論は新庄（1977）と同じであるが，先のロジックは1960∼66年において妥当するけれども，1967∼72年ではその妥当性が弱まっている。サンプル［数］の違いもあるが，産業成長率の変化とか成長局面の違いなどが両者の違いをもたらしているのであろう。他方，ウエクザ（1977）も1960∼65年，65∼72年（1▽＝129）について，類似の分析をしている。結果は，DC3が企業数の増加率および出荷額の成長率と負の有意な関係を持ち，合併を表すダミーと正の有意な相関を示すというものである（DC3と企業数の増加率との有意性は60∼65年についてのみ）。最後に，新庄（1985）は，1967∼80年（N＝83）について，DC3（＝C380− C367， C380一 C374）と産業成長率との負の有意な関係を計測して・いる。その際， 74∼80年という後半期について，DC3と産業成長率は負の有意な関係を示すが，前半期の67∼73年ではそうでない。また，DC3とC3とは74∼80年とい

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市場集中度の「構造的」安定性と変動要因：展望と若平の計量分析 59 う期間に限って負の有意な関係となる。よって，成長産業では集中度が低下し，また初期集中度の高い産業では集中度が低下する傾向1が，特に74∼80年に見い 9）だされたことになる。 2．特定時点での集中度規定の分析植草（1970）は，1963年に関するデータ（〈r・＝ 3s）より，集中度と規模の経済性とで．620（1％水準で有意），広告三一売上高比率とで．595（5％水準で有意），61∼65年の平均需要成長率とで．383（5％水準で有意）という相関係数を計測している。馬場他（1979）は，1970年の4桁レベルのデータ1（N＝100）：を用いて，04が最：小最適規模一出荷額比率，研究開発費一売上高比率，事業所当りの資本（対数表示），出荷額の増加率などと，すべて正の関係にあることを計測している。鈴木・宮川（1985）は，1982年（N＝ 25）に関して，C4と研究開発費一売上高比率が正の関係，C4と（82年と79年の倍率〉産業成長率とが負の関係にあることを計測している。 3．従来め研究の概要従来の研究の結果は，おおよそ，次のようになる。まず，1）1956∼64年（馬場，1968），65∼72年（ウエクサ，1977），74∼80年（新庄，1985）のいずれの期間についても，集中度と産業成長率は負の相関関係にある。2）初期集中度が高いほど産業成長率は高い。産業成長率は企業数の増加をもたらし，結果として集中度は低下する。そのとき，初期集中度が高いほど，その後の集中度は負の方向に変化する。これ・は，（初期集中度と産業成長率が正め相関をもつため）産業成長率と一定期間の集中度変化の方向とが負の相関を示すことと同じである。3）（C3など）初期集中度は産業成長率．と正の関係，規模の経済性と正の関係，広告一売上高比率（もしくは広告ダミー）と正の関係，研究開発二一売上高比率とも正の関係が計測されている。他方，4）集中度の変化値（GC， DC）は初期の集中度と負の関係，産業成長率と負の関係，企業数と負の関係，企業数変化率 9）新庄（1985）は小稿N節での計測と期間が重視しているが，GYの定義が異なる。すなわち，新庄（1985）では産業成長率を指数関数の当てはめにより求め，われわれはそれを前年倍率値の区間単純平均値により得た。

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60 彦根論叢i第249号と負の関係，最小最適規模一出荷額比率と正の関係，従業員1入当りの付加価値と負の関係にある。なお，新庄（1985）ではGOよりもDOの方がフィットが良いと指摘されている。ユの IV 計量分析 1．分析のフレームワークとデータ上で明らかになった1つ「の点は，「初期集中度が高いほど産業成長率は高く，それは企業数の増加をもたらし，結果として期末の集中度は低下する」，もしくは「初期集中度が高いほど，または産業成長率が高いほど，集中度は逆方向へ変化し，結果的に期末の集中度は低下する」ということである。そして，そうした仮説の検証方法として，初期集中度と集中度変化の方向とが負の相関関係にあるかどうかを問う。または，産業成長率と集中度変化の方向とが負の相関関係にあるか否かを問う。そのいずれかが多い。だが，集中度変化の方向と期末の集中度とがどの程度強い関係にあり，その相関関係の大きさが初期集中型と集中度変化の方向との相関関係に比べてどの程度強く，また産業成長率と集中度変化の方向との相関関係に比べてどの程度強い関係を示すかを問う必要はないのか。というのも，初期集中度と期末集中度とは弱くない相関関係を示すからである。以下で分析することは，i）初期集中度が高いほど産業成長率が高いか， ii）産業成長率が高いほど期末集中度は低いか，iii）集中度の変化指標は，初期集中度および期末集中度とどの程度の相関関係にあるか，iv）集中度とそれに関連するいくつかの変数との関係，および集中度の変動要因は何か，v）集中度の変化分を示す指標として何が最も適切か，である。分析に使用するデータは通産省『工業統計表』（産業編）に基づく。データの期間は1967∼80年であり，サンプル数は前期（67∼73年）ならびに全期（67∼80年）が最大139で，後期（74∼80 10）本節に限り，上位累積集中度C3をCと略記する。つまり，例えば上の節の表記法で示せば，本節でのDCはDC3， GCはGC3である。また，小稿で示す計算高果は現在進行中の追加作業の一部である。

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市場集中度の「構造的」安定性と変動要因：展望と若干の計量牙析 61 年）は最大150である。 2．集中度変化と産業成長率 1）初期集中度と産業成長率表3の上位累積集中度指標0によれば，初期（67年）集中度C67と67∼80 年の産業成長率GYoが．394（1％の棄却率）， C67と67∼73年のGY，が．357 （1％の棄却率），C74と74∼80年のGY，が．292（1％の棄却率）であり，初期集中度が高いほどそれに続く期間の成長率も高いことが分かる。同様に，ハーフィンダール指数ffでは， ff67とGYoが．355（1％の棄却率）， H67とG｝1，が．318（1％の棄却率），ff74とGY，が．236（1％の棄却率）であった。いずれの指標によっても，初期集中度が高いほどそれに続く期聞の産業成長率も高いことが確認できる。表3 集中度と産業成長率（N≦150）

GYo GY， GY，

C67 C73 C74 C80

COCDOD

CσOGσG

cvco CVC， CVC2 むユ

OCC

．394a ．357a ．255a ．219a ．244a ．201b ．248a ．205b ．366a ．290a ．292a ．287a 一一D263a 一一．284a 一． 318a 一． 332a 一一D 006 一． 003 一． 148c 一． 129＊＊一． 027 一． 274a 一． 278a z 284a 一． 278a 一． 097 一． 101 一． 183b 一． 153c 一． 075 一． 139＊一． 065 一一D 012 ．068 一， 082 一． 106 一． 196b 一． 104 一． 055 ．304a ．259a ．332a ．289a ．268a ．227a ．325a ．344a ．292a

GYo GY， GY，

U67 H’V3 H74 Hso ユ ∬丑π

DDD

む

E∬E

GGG

リユ昭四四

〇CC

む

∬HE

．355a ．318a ．347a ．182b ．153c ．239a ．ユ70b ．133＊，236a ．169b ．125＃．226a 一．247a 一一．273a 一．128＃＝332a 一．334a 一一．145c ．022 一． 006 一一． 008 一． 276a 一． 264a 一． 215b 一一D 306a 一． 275a 一． 212b 一． 089 一． 100 一． 081 一． 057 一． 005 一一． 114＃＃．046 ．101 ＝031 一． 066 一． 065 一一． 016 ．238a ．195b ．284a ．282a ．238a ．317a ．190b ．152c ．235a ＊＝12a／o，＊＊＝14a／o，＃＝15e／e，＃＃＝200／o

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62 彦根論叢第249号 2）産業成長率と期末集中度表3の指標Cでは，全期聞についてGYoと080が．248（1％の棄却率），前期についてGY，とC73が．219（1％の棄却率），後期についてGy：2とC80 が．287（1％の棄却率）である。指標llでは，全期間についてGY。とU80 が．169（5％の棄却率），前期についてGy：1とH73が．153（10％の棄却率），後期についてGY2とRTsoが．226（1％の棄却率）である。よって，特定期間の産業成長率が高い部門ほどその期闇末の集中度が高いことが確認できた。指標としてはHよりもCを用いた方が統計上の有意性が高いようである（それは初期集中度，期末集中度の双方に言える）。なお，初期集中度と産業成長率とは正の相関を示し，一方で産業成長率は期末集中度とも正の相関を示している。その解釈にあたり，上述のごとく，集中度相互間の相関係数は（それぞれの産業成長率との相関係数よりも）相当程度に高いことを忘れてはなるまい。相関係数だけを比較．してみれば，全期間について C67とGYoが．394， G YoとC80が．248， C67とC80が．868となり，前期についてC67とGY1が．357， GY：1とC73が．219， C67とC73が．919 となり，後期についてC74とGY2が．292， GY，と080が．287， C74とCso が．954となる。この限りで，初期集中度と産業成長率との相関係数が成長率と期末集中度との相関係数よりも若干高いこと，集中度同士の相関係数が圧倒的に高いことがわかる。 3）集中度変化と産業成長率表3より，1967∼80年についての産業成長率GYoと集中度変化の差分指標 DCoとの相関係数は一．263（1％水準で有意）， GYoと集中度の変化率指標GCo とは一．274（1％水準で有憲）であり，同じ期間のGYoと集中度変化の差分指標DHeとの相関係数は一．247（1％水準で有意）， G Yoと集中度の変化率指標 Gffoとは一．276（1％水準で有意）である。よって，どの指標でみても成長率が高い部門ほど集中度は低下していることがわかる。ただし，7年毎の期間に区分すると，前期はGY，とDC，が一．332（1％水準で有意），GY，とGC1が一．278（1％水準で有意）となるが，後期はGY，と

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市場集中度の「構造的」安定性と変動要因：展望と若平の計量分析 63 1）C2， GY，とGC2は非有意となる。 H指標でも同様である。よって，前期は成長率が高い部門ほど集中度は低下しているけれども，後期にはそうした傾向が見られないのである。なお，集中度の変動係数指標CVCと産業成長率Gy’ に有意な相関関係はほとんどない。高々CγCoとGYoとの一．139（12％水準で有意）である。それゆえ，産業成長率が高い部門ほど集中度の変動が小さいと言えなくもない。以上より，67∼80年というタイムスパンでみると，産業成長率はその同じ時期の集中度を引き下げる。だが，それは主に67∼73年の現象を反映していると思われる。 4）集中度変化と初期および期末集中度表4より，まずC67は（DC、との関係を除き）各DC；GC， CVCと．すべて負の有意な相関にある。よって，DC， GOとの結果より，67年に集中度の高い衷4 集中度の水準と変動：初期・期末・期間平均の集一度 Ce7 C73 C74 Cso り

CCC

一 a 一 DC， DC， DC，一． 226a 一． 096 一． 195b ．070 ．304a 一．190b ．144c ．304a z 196b ．288a ．274a ．108＊＃／．079 ．201b 一．136＊＊一． 065 ．119＃＃一． 213b ．221a ．277a 一．009 ︶ b 一 GC， GC， GC，一． 342a 一． 151c ＝ 323a 一．087 ．227a ＝295a 一．037 ．223a ＝298a ．097 ．209b 一．035 一．091 ．129＃＝279a 一．208b ．049 一．340a ．028 ．204b ．146c ｛c）

CVCo CYCi CVC2

． 374a 一． 343a 一． 409a ：． 357a 一， 308a ＝ 415a ＝ 370a 一． 294a 一． 401a 一． 309a 一． 268a 一， 384a 一． 355a 一， 299a 一一． 433a ＝364a ＝322a 一一．431a 一． 337a 一． 269a 一， 404a

防・DH・DH・GH・・H・G則・職・昭・C四・

H6T HT3 H74 Hso むエ

HHH

．055 ．013 ．046 ．276a ．434a 一．038 ．339a ．446a ＝039 ．492a ．426a ．264a ．298a ．349a ．069 ，142＊．246a 一．023 ．435a ．434a ．153c ． 206b 一． 098 一． 193b ．065 ．283a 一．198b ．116＊＃．297a 一．201b ．259a ．305a ．027 ．079 ．210b 一．140＊．051 ，106 一．197 ．197b ．300a 一．067 一．193b 一．ユ25＃＊「233a 一． 150c 一． 051 一． 268a 一． 160c 一． 030 一． 245a 一． 052 一． 047 一， 200b 一． 130＃一． 027 一． 244a 一． 163c 一． 080 一一． 236a 一． 096 一． 024 一一． 236a ＊＝11e／e，＊＊＝：120／a，＃＝＝140／o，＃＊＝15a／ti，＃＃：180／o，＊＃＝＝19e／a

(12)

64 彦根論叢第249号部門ほどその後の67∼80年において低下する傾向を持ち，CVCとの結果より， 67年の集中度が高い産業ほどその後の期間における集中度の変動が小さいことが明らかとなる。つまり，DC， GC指標に従えば， C67が高い部門ほどC80 は低下する。けれども，集中度の絶対的な水準が高いほどDOの変化幅は大きくなりがちであるから，変動係数によるCVC指標に従えば，067が高いほどクロスセクション的に変動度合は小さくなるのである。次に，分析期間の最：後となる080はDCoと正の有意な相関関係にある。だが，GCoやDC2， GC2とほとんど無相関である。それには，67∼80，67∼73 年を通じて，集中度が上昇（低下）した部門は（）8。が高い（低い）が，74∼80 年は集中度が横ばいぎみだったという解釈ができる。そして，C74をみると， DC，とは正で有意， DC2とは負で有意（GC指標についても同様）である。これが意味しているのは，074は67∼73年に集中度が上昇（低下）した部門と呼応して高（低）水準にある点，およびC74が高い（低い）部門ほどその後の74∼80年に集中度の低下（上昇）を伴いがちなことである。これはC74が初期集中度としての性格と期末集中度としての性格をともに持っているためである。 5）集中度変化と期間平均集中度さて，Co（67∼80年の平均集中度）がDO1と正の相関を， DC2とは（棄却率12 ％と微弱ながら）負の相関を示している。すなわち，67∼80年の期間を通じて集中度が高い（低い）水準にある部門ほど前半期に集中度の上昇（低下）があり，後半期にはどちらかといえば低下（上昇）しているのである。また，CヱとDC2 との負の符号から，67∼73年に高（低）集中だった部門ほど74∼80年には集中度が低下（上昇）傾向にあり，他方，DC，とC2（そして1）C。とC2）との正符号より，67∼73年忌集中度が上昇（低下）した部門ほど74∼80年（そして67∼80 年）を通じて高（低）集中部門だったということになる。 6）集中度変化指標の比較ところで，表4（a），（b）欄におけるC、とDO、， GC、との関係を，上の表2 で示したC、とCVC、との関係と比較してみよう。表4｛c｝欄には表2の結果

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市場集中度の「構造的」安定性と変動要因：展望と若手の計量分析 65 を再録している。まず，C、と3つの集中度変化指標との相関関係をみれば， C VC，が負の安定した関係（すべて1％水準で有意）にある。すなわち，初期，期末，期間平均のいずれのC，指標に着目しても，集中度が高い部門ほどその集中度変動係数CVCは低くなり，集中度の「高位安定性」が反映されている。だが，集中度．の変化を示す指標としてのCVC，とエ）C、， GC、との違いとして，例えばC80とDCo， C74と1）C1， C74とGC，などは正の有意な関係を示しているのに対し，同じ期間に相当するC80とCVICe， C74とCVC，の符号は負である。H指標のケースについてもこれと類似したことが言える。それは，CVCtが標準偏差／平均値という変動係数の定義から集中度の各々の水準（＝平均値）崇調整し＃性格をもち，他方DC，は集中度の水準と無関係な絶対値としての差分（高集中部門の変化ほど差分それ自体は大きくなりがち），GC・はGC，＝（Ct＋e−C，）／C、＝DC、＋e／C，より，同一の差分（分子）については分母の水準が影響し，同一の集中度水準（分母）については分子の差分が影響するだろう。しかるに，CVC，指標では変動の相対的な大きさは示されても，変化の方向性が明らかでないことに難点がある。 3．産業成長率以外の市場構造・市場行動変数と集中度本節の2．では集中度変化と産業成長率の関係を検討した。次に，皿節の展望からも明らかなように，従来，集中度に影響を及ぼすと患われる要因のうち，成長率以外の市場構造，市場行動等の変数として，1）広告一出荷額比率（製品の差別化要因），2）研究費一出荷額比率，3）資本係数（必要資本額），4）資本蓄積率，5）労働生産性の上昇率，をピックアップする。1），2）は市場構造要因とも市場行動要因とも捉えられる。3）は市場構造要因，4）は3）にも関連した市場行動要因，5）はシカゴ学派の主張とも関係した市場成果要因である。 1）集二度と広告一出荷額比率広告一出荷額比率Al）S，（以下，広告比率と略す）は，周知のように製品差別化の代理変数であり，また製晶差別化が参入障壁を形成するとすれば，参入障壁の代理変数とも見なしうる。そして，製品差別化としてであれ参入障壁としてであれ，それは集中度を高める作用があると考えられる。

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66 彦根論叢第’249号表5 広告比率と集中度全サンプル（N＝81∼82）字肖費財（N＝24∼25）

ADS， ADS， ADS，

む

E∬H

．270b ．266b ．265b ．273b ．270b ．267b ．259b ．253b ．255b ．356c ．372c ．338＊．350c ．379c ．326＊＊．372c ．374c ．362c ＊＝110／o，＊＊＝12e／e われわれの計測結果は表5の通りであり，予想通り正の有意な相関関係を得た。だが，C，と．4DSt（t・・O，1，2）は統計上すべて無相関であり，広告比率は企業数と企業規模分布に基づく集中度Hとのみ深く関わっているという関ユラ係を見いだした。つまり，製品の差別化要因はその財の特性として単に上位企業の集中度とではなく，市場全体の企業間関係に結びついているのであろう。 2）集中度と研究費一出荷額比率前述の通り鈴木・宮川（1985）は，単年で中分類の産業データながら，研究費一出荷額比率（研究費比率と略す）が集中度と正の相関関係にあることを計測している。われわれも77∼80年の研究費比率と74∼80年の2つの集中度指標と 12）の相関関係を調べてみたが，統計的に有意な関係は得られなかった。 3）集中度と資本係数資本係数KS・（＝・t ma末の資本ストック／t期の出荷額）は，事業に必要な資本の大きさを表す側面もあり，規模の経済性の間接的な指標になると考えられる。その意味で，資本係数が高ければ集中度も高くなると予測される。だが、t両者の相関係数は表6の通り，0について微弱な関係を見いだすのみである。ただ，そこには消費財と資本財の双方が含まれている。資本財のケースに限って集中度と資本係数の関係を調べてみると，両者間の相関関係は，全サンプル（N・＝140）の場合，最も強い関係を示した67∼73年についてでさえ 11）サンプルはC，Hとも同じ81ないし82についてであり， C，とH，とは1％水準で正の相関関係にある。ところで，広告比率と集中度の変動係数との相関関係を調べてみたが，統計上すべて無相関であった。 12）「産業連関表」において社内研究費が得られるのは1977年からである。

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市場集中度の「構造的」安定性と変動要因：展望と若＝Fの計量分析 67 表6集中度と資本係数全サンプル（1V＝130∼149）資本財（N＝57∼65） KSo KS， KS， KSo KS， KS2 O 1 2

CCC

．126＃．126＃．111＃＃．144＊．139＊＊．131＊＊． 078 ．084 ．063 ．242c ．230c ，242c ．238c ．220c ．243c ．266b ．262b ．253b ＊＝110／e，＊＊＝120／e，＃＝16e／a，＃＃＝＝190／o も．139（棄却率12％）のレベルであったが，資本財（N＝＝ 65）に限れば．242 （10％水準で有意）となった。集中度と資本係数とは資本財に限り，相関関係が見いだせそうである。 4）集中度と資本蓄積率かつてシェアラー（1969，1973）は，集中度が高まると新規投資を差し控える傾向が強まるという仮説を立て，実証的に裏付けている。わが国についても，イワサキ（1976）がシェアラー仮説の検討を行っている。ここでは，それらと類似した状況を想定し，集中度が高くなるほど蓄積率は低位かつ安定的になるという関係を検討してみたい。計測結果は表7の通りであり，集中度が高いほ表7 集中度と資本蓄積率（N＝123∼143）

IKo IK， IK，

_{CVIKo CVIKi CVIK2}

ユむ

CCCEEE

cvco CVCi CVC2 CVHo CVH， CVH，．258a ．280a ．252a ．226b ．263a ．206b ．130＃．154c ．118＊＃． 099 ．140＊．074 ．345a ．351a ．334a ．317a ．327a ．303a 一． 115 一． 055 一． 153c 一． 126＊＃一． 078 一一D 172b 一． 044 一． 015 一． 055 一． 086 一． 073 一． 091 一． 195b 一． 097 一． 257a’ 一． 143d 一一D 040 一． 236a 一． 120＃＃一． 134＊＊一． 027 一． 123＃＊一． 131＃一． 023 一． 115＃＊一． 142b 一． 004 一． 110 一． 099 ．001 一． 113 一． 097 ．001 一． 102 一． 105 ．020 d＝11e／a，＊＝＝12a／o，＊＊＝14“／o，＃＝150／o，＊＃＝170／e，＃＊＝：18a／o，＃＃＝＝190／e

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68 彦根論叢第249号ど概ね蓄積率も高い。だが，前期に蓄積率のバラツキが小さかった産業ほど後期に集中が高く，統計上の有意性に問題を残すとほいえ，集中度が高いほど蓄積率変動が小さいことを否定できない。また，74∼80年に限定されるが，われわれの予想とは逆に，蓄積率が高い産業ほど集中度の変動は小さくなっている。 5）集中度と労働生産性上昇率両者の因果関係は別の大きな問題であり，ここではそれについての立ち入った計測はできないが，シカゴグループの「効率構造」仮説によれば，上位大企業のシェアが高まるほど，すなわち0が高いほど，それに比例して生産性の 13）上昇率は高くなる。だが，分析結果は表8に示された通り，シカゴグループの表8 集中度と生産性上昇率全サンプル（N・・130∼149）資本財（N；57∼65）

GLPo GLPi GLP2

むむ

CCC∬∬∬

．109 ．101 ．041 ．083 ．075 ．026 一． 146c 一． 171c 一． 112＃＊一． 147c 一． 179b 一． 107＊＃．232a ．253a ．229a ．224a ．243a ．216a ．121 ．129 ． 041 ． 075 ． 081 ．005 z 197＃一． 214＊一． 108 一． 200＊＊一． 227c 一． 116 ．176＃＃．206＊．162＊＃．156 ．194＃．135 ＊＝＝12a／o，＊＊＝＝14e／o，＃＝＝150／e，＃＊＝180／o，＃＃＝190／o，＊＃＝200／o 仮説を概ね否定する形になっている。まず，67∼80年を通じて両者は有意な相関関係にない。67∼73年は有意に負，74∼80年のみが有意に正の関係である。だが，高集中部門での上位企業が規模の経済性効果から高生産性・低費用構造をもつというシカゴグループの主張に関連させて，分析のサンプルを資本財に限定すれば，集中度と生産性上昇率との関係は67∼80年に負の符号となり，これらの結果からは彼らの主張を肯定する材料は少ない。 4．集中度の変動要因上の各変数ADS， RDS， KS， IKと集中度の変化指標DC， GC， Dff， GH 13）例えば，デムゼッッ（1974）を参照。

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市場集中度の「構造的」安定性と変動要因：展望と若千の計量分析 69 との相関関係を検討し，主要な結果を示す。 1）広告比率ADS，研究開発比率RDSは集中度の変化指標（DC， DH， GC， GH）と統計上意味のある関係にない。だが，広告比率Al）Sの変化と集中度の変化（！＞’；78∼80）については，表 9の通り’ADSの変化率指標（GADS）より，広告比率がE昇した部門ほど集中度は高くなるが，また同時に集中度のバラツキも大きくなることが示された（DADS指標も類似した傾向を示したが，相関係数がやや下回っていた）。 2）67∼73年の資本係数KS，と74∼80年の集表9 広告比率と集中度の中度の変化DH，が．156cで資本係数が高い変化：相関係数部門ほど集中度Hが上昇することを示唆している（N ＝＝ 145）。さらに，資本係数KSの変化と集中度の変化について，表10の通り資本係数が67∼80年に上昇した部門ほど集中度は67∼73年に上昇し， 74・v80年に下落している。また，67∼73年に資本係数が上昇．した部門ほど74∼80年に集中度 GADSo c昭o DH， GHo GLI， Cレ℃o エ）σo GCo ．195c ．189c ．295a ．321a ．217c ．231b ．371a 表10 資本係数と集中度の変化：相関係数 0昭1 GκSo

o四1 GKS2

C昭2 GKS1

DHi DKSo

DH， DKSo

五∼Hi エ）KS2 DH， DKS， DH， GKS，

GHo DKS2

GH，エ）KSo GH， DKS， GH2 エ）KSo ．263a ．224a 一． 140c ．167b 一． 231a ．150c 一． 141c 一． 144c ．176b ．202b ．247a 一． 202b CVCi G、醐o CVC， GKS，ユユ

CCODOO

DKSo DKSo DKS，ロエま

CCCCGGGG

DKS2 DKS2 DKSe DKSe ，253a ．243a ．201b 一． 219a ．202b ．164c ．248a ．225a z 135＊＊＝＝11“／o （N＝131’v149）

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70 彦根論叢第249号表11 蓄積率と集中度の変イヒ：相関係数むユむ

EHπ丑亙∬

DDDGσβ

むユ

κκKKκK

11∼1

74Z

． 129＊＊一． 167c 一． 113＃一． 109 一， 140＊ ’ 一． 141c ＊＝120／a，＊＊＝：160／o，＃＝190／o Hが低下する傾向もある。そして，同時に集中度Hの産業間でのバラツキは小さくなっている。他方，67∼73年（そして67∼80年）に集中度が上昇した部門ほど74∼80年に資本係数が上昇し，出荷額当たり資本ストックの拡大となっている。 3）蓄積率∫κ（1＞’＝123∼143）｝ζついては，表11より’蓄積率が高い部門ほど集中度Hは低下する傾向がある（ただし，IKとC指標は・IK。とDC。一．125（17％）， rK・とGCo 一．117（20％）などであり，統計上の有意性においてff指標の方が多少高い）。そして，IK，とα℃，， C VH，との相関係数（表7）より，IKoとCVC2， CVH2ならびにIK2とC VC2， C VH2， IK2とCVCo， C VH。などが負で有意であり，蓄積率が高い部門ほど集中度の変動が小さいことがわかる。これらのことから，蓄積率が高い部門ほど集中度は低下するが，その下落幅はクロスセクション的にみて蓄積率が高い部門ほど相対的に小さいものと考えられる（なお，事業所当りの資本ストック比率KEは集中度の変化とは全く独立であった）。

V結びに代えて

小稿での分析結果を要約することで結びに代える。 1．約10年間についてみたとき，成長率の高い分野ほど市場集中度（紛は低下する傾向があり，また成長率の鈍った分野ほど集中度が上昇に転ずる傾向がある。すなわち，個別市場における成長率水準の差異により，市場集中度の「構造的な」変動のパターンを指摘でき，市場集中度の構造的安定性を検討する場合，7∼10年程度のタイムスパンをとれば個別市場の「構造的変動パターン」を摘出できると思われる。 2．少なくとも小稿での分析期間では，三年の集中度指標C，Hは相互に高い水準の相関関係にあり，13年後のC，Hとの相関係数でさえも．868，．843という高水準である。よって，市場集中度は3∼5年程度以内の「短い」

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市場集中度の「構造的」安定性と変動要因：展望と若干の計量分析 71 タイムスパンでの分析では，構造的に安定性が高いと思われる。 3．初期集中度が高い部門ほどそれに続く期間の産業成長率も高い。また，特定期間の産業成長率が高い部門ほどその期間末の集中度が高い。67∼80年というタイムスパンでみると，産業成長率が高いほどその期間を通じ集中度は低下する傾向にある。けれども，67∼80年という分析期間については，成長率が高い部門ほど集中度も高い傾向にある。産業成長率が高い部門ほど集中度の変動が小さくなる傾向も必ずしも無視できない。結局，産業成長率が高い部門ほど集中度は高水準であるが，高水準の安定性はさほど強くなく，また高水準ゆえに分析期間での低†（変化）幅が大きくなりがちだと解釈できよう。集中度変化の指標としてはCVC， DC， GCなどを挙げることができるが， DC， GCは変化幅，変化率の指標として， CVCは相対的な変動形態の指標として併用することが望まれよう。 4．広告は市場集中度を高めていると考えてよい。資本係数も集中度を上昇させる効果をもちうる。また，蓄積率が高い部門ほど集中度は低下するが，その下落幅はクロスセクション的にみて蓄積率が高い部門ほど相対的に小さく，高集中部門ほど蓄積率変動が小さいという傾向があった。そして，小稿の試算結果では，高集中部門ほど生産性が高いという仮説はほとんど支持されない。 5．以上の分析より，およそ10年前後の分析期間を取らない限り，集中度の変動は顕著な作用を示さないことが明らかとなった。集中度はその限りにおいて構造的に安定であり，「短期」市場構造の分析枠組が有効だといえる6また， 14）集中度変化の分析は，やはり10年程度のタイムスパンでみた方が良いだろう。 6．集中度変化の分析が「動学的」市場分析の一種であることは言うまでもないけれども，それはある意味で「短期」市場構造分析の有効性にも関わる。すなわち，それは伝統的な産業組織論でいう市場構造一行動一成果パラダイムの分析枠組みとしての頑強性の検討にとどまらず，価格理論で所与の集中度毎 14）小稿名節での議論，および妹尾（1983），せよ。明石（1987a），新飯田他（1987）を参照

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72 彦根論叢i第249号になされる部分分析の根幹にさえ関わる問題と言える。小稿では従来の日本についての研究結果を整理したが，追加されるべき検討課題は山積している。参考文献明石芳彦「利潤率一集中度仮説の検証方法に関する諸問題」『彦根論叢』243号，1987年3 月（1987a）「市場集中度の『構造的』安定性と変動要因」mimeo，1987．4（1987b）「高集中度・高利潤率の持続性とその解釈：実証分析」『彦根論叢』246・247号， 1987年11月（1987c）「高集中度・高利潤率の持続性とその解釈」『日本経済政策学会年報第36号』所収1988年3月馬場正雄「日本産業の集中と成長」『中央公論』1968年7月（加筆修正されて．馬．場正雄『反独占の経済学』筑摩書房，1974年に収録）馬場正雄・楠田義・福林良治「日本産業の成長と集中」『経済分析』（経済企画庁）64号， 1977年2月 Bain，」． S．， Industrial Organi2ation， Jone Wiley＆Sons，1959．（2nd edn． 1968，の邦訳は，宮沢健一監訳『産業組織論』上下，丸善，1970年）， “The Comparative Stability of Market Structure” in Jndustrial Organi2ation and Economic Development in Honor of E． S． Mason， edited by Markham， J． Q．， and G． F． Papanek， Houghtort MiMin Company， 1970a．， “Changes in Concentration in Manufacturing lndustries in the United States， 1954−1966 ： Trends and Relationships to the Levels of 1954 Concentration”， Review of Economies and Statistics， vol．52， Nov．1970b （reprinted in J． S． Bain， Essays on Price Theory and lndustrial Organization， Little， Brown and Company， 1972） Caves， R．， American ln dustry ：Structure， Conduct， Pθ吻7解ση6θ， Prentice−Hall，工nc．， 1964（2nd edn．1967の邦訳は，安井琢磨・熊谷尚夫監修，小西唯雄訳『産業組織論』東洋経済新報社，1968年）（現在，6th． edn，1987が出ている。） Demsetz， H．， “Two Systerns of Beiief about Monopoly”， in lndustrial Concentration： The IVew Learning． eds． by Goldschmid， H． J．， H． M． Mann and J． F． Weston， Little， Brown and Company， 1974 今井賢一『現代産業組織』岩波書店，1976年 Iwasaki， A， “Market Structure and Stability of lnvestment in Japanese Manufac− turing lndustries”， Economic Studies Quarterly， vol．27， no．3， Dec． 1976 経済調査研究会『経済構造の変化と産業組織』（公正取引委員会）1987年6月（薪飯田・

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市場集中度の「構造的」安定性と変動要因：展望と若＝Fの計量分析 73 後藤・南部編（1987）にすべて収録）経済企画庁『経済白書』昭和40年版，1965年8月楠田義・横倉尚・根来正人「市場構造・行動・成果の同時決定モデルによる産業組織分析一連立方程式モデルによる計測の試み」『経済分析』（経済企画庁）76号，1979 年8月マッハルプ．F「構造と構造変化一あいまい用語と通俗術語」マッハルプ．F著・M．H．ミラー［他］編・安場保吉・高木保興訳『経済学と意味論』日本経済新聞社，1982年所収（原書名：Machlup， F．， Essays in Economic Semantics，1967）中城吉郎「生産集中度から見た我が国産業の寡占化の現状」『ESP』1976年12月新飯田宏「集中度変化と利潤率」新飯田宏・小野旭編『日本の産業組織』岩波書店，1969 年新飯田宏・後藤晃・南部鶴彦編『日本経済の構造変化と産業組織』東洋経済新報社，1987 年12月西川俊作・小野毅・後藤典澄・佐久間和雄「産業集中に関する統計的研究」『経済分析』（経済企画庁）15号，1965年6月・9月妹尾明編『現代日本の産業集中』日本経済新聞社，1983年新庄浩二「市場集中度の決定要因の計量分析」，公正取引委員会『市場構造の決定要因』（関西経済硯究センター）第2章，1977年3月「生産集中度の決定と変動」『国民経済雑誌』138巻4号，1978年10月遅「市場構造と技術進歩率」『国民経済雑誌』151巻2号，1985年2月 Scherer， F． M．， “Market Structure and the Stability of lnvestment”， American Econo− mic Review， May 1969 ， “lnvestment Variability， Seller Concentration， and Plant Size Economies”， fournal of lndustrial Economics， Dec． 1973 鈴木和志・宮川努『日本の企業投資と研究開発戦略』東洋経済新報社，1985年植草益「利潤率と市場構造諸要因」『三田学会雑誌』1970年7月 Uekusa， M．， “Effects of the Deconcentration Measures in Japan”， Antitrust Bultetin， vol．22， no．3， Fall， 1977 〈訂正〉明石（1987c）において， P．219本文下から2行目およびP，2201行目のHoの係数が正しくは一〇．466×10冒4，および一〇．166×10−4であり，P．2203行目，7行目の一〇．466 の後に×10”4が欠落している。また，p．219下から2行目よりp．2205行目における回帰式と微分式の一部に添字：0が欠落している。

市場集中度の「構造的」安定性と変動要因 : 展望と計量分析