二振の刀が並んで掛かっており、どちらにも重要刀剣の指定書が付いています。一方は1958年の第2回の指定 — この回の刀の実に七割が、のちに特別重要へ昇格しました。もう一方は1979年の第26回 — 昇格したのは二十振に一振です。同じ書式、同じ文言、同じ印。しかし、同じ意味ではありません。

本稿は、六十六年におよぶ重要審査のなかで「重要刀剣に合格した」ことの意味がどう動いてきたかを測ります。使うのは、指定記録が自分自身に下した再評価だけです。上の図がその結果です：各指定回の刀たちの昇格オッズを、その回に何が含まれていたかの影響を取り除いたうえで、草創期から2024年まで示しています。

記録による再評価

1971年以来、日刀保は自らの判定に対する、いわば控訴審を運営してきました — ふつうそのようには呼ばれませんが。特別重要審査は毎回、蓄積された重要刀剣の母集団 — 数千振 — を再検分し、より厳しい基準のもとで数十振を引き上げます。昇格の一つひとつは、後年のより厳しい審査員が、かつての審査員の選択を追認した記録です。そして数十年の機会を経ても昇格しないことは、静かな異議です。

この判定を元の指定回ごとに集計すれば、記録が自らを採点することになります。選んだ刀が昇格し続ける回は、昇格し続けない回よりも高い水準で選んでいた、ということです。

ただし、生の昇格率をそのまま読むことはできません。理由は三つあります。1965年の刀には二十七回の昇格機会があり、2018年の刀には三回しかありません。特別重要の枠は毎回わずかで、それを増え続ける母集団が争います。そして各回は何を含んでいたかが違います — 最上作の鎌倉太刀を多く含む回は、審査がどれほど厳格であろうと、よく昇格します。

そこで昇格の過程を、実際にそうであるところのもの — 希少な枠をめぐる反復競争 — としてモデル化し、構成の違いは日刀保の記録より前から存在する評価で統制します：各作者の藤代の位と刀工大鑑の評価額、そして刀の時代・体配・銘の状態です。そのすべてを除いたあとに残るのが、回そのものの寄与 — 作者が誰かを所与としたとき、その回の合格が後年の昇格をどれほど予言するか — です。仕組みの詳細は技術付録にあります。

記録が自らに下した評価

三つの時代が浮かび上がります。しかも、微妙な差ではありません。

草創期、1958〜1962年（第1〜9回）。 最初の九回は、歴史的平均の2〜4倍の昇格オッズを持ちます — 全記録中もっとも強い効果で、統計的な裏付けももっとも強固です。指定された556振のうち、205振が特別重要へ進みました。これは名品が世に出た時代です。草創期の審査は、一世紀分の蓄積された傑作の上澄みをすくっており、指定水準もそれに応じて高かった。第2回の重要刀剣は、いま振り返れば「特重待ち」でした。

長い下り坂と低迷期、1969〜1981年（第18〜28回）。 オッズは1960年代を通じて下がり続け、1974〜1979年の回で0.37〜0.41倍という底を打ちます。これは記録中最大のコホートで — 3,840振、全指定の三分の一近く — しかも、蒐集家がかねて疑いの目を向けてきたまさにその時代です：大量出品と基準の緩みが、最終的に鑑定書スキャンダルへ至った年月。記録自身の再評価は、この伝承に同意し、数字を与えます。七十年代半ばの重要刀剣が持つ昇格面での信号は、平均的な一振のおよそ四割です。

改革と、ゆるやかな回復、1982年以降。 軌跡は1980〜82年の回から上向きに転じます — ここで明言しておきますが、モデルには日刀保の歴史を一切教えていません。スキャンダルも、改革も、年号も。モデルは昇格の結果だけから、転換点を1982年 — 日刀保が問題を抱えた地方審査の制度を廃止し、審査を東京に一元化した年 — に置きました。回復は一夜のものではなく漸進的です：オッズは1980年代後半から90年代にかけて登り、2000年代初頭に平均へ戻ります。改革後の組織が年々基準を締め直していった、という読みと整合します。

（直近の回、2018〜2024年は高めの推定値を示しますが、これらのコホートには昇格機会がまだ最大三回しかなく、推定は統計的事前分布に強く依存しています。直近の端は未確定として扱います — 後述の但し書きをご覧ください。）

重要刀剣の鑑定書をどう読むか

蒐集家にとってのこの結果の実践的な中身は、指定書に記された「第何回」が情報である、ということです — あらゆる資格における年次がそうであるように。

• 草創期（第1〜9回）の重要刀剣は、歴史的に見て特別重要級である確率が高い — この時代のコホートが後年の審査に追認された率は、他のどの時代も及びません。
• 低迷期（第18〜28回、1969〜1981年）の重要刀剣は、合格として証明する力が弱い。この年月の指定はより広い網であり、記録の後年の判定がそれを映しています。
• 改革後の数十年は長期平均の近傍にあり、基準は2000年代に向けて徐々に締まっていきました。

二つの読み方を、はっきり分けなければなりません。これは合格が平均して持つ情報量についての言明であって、個々の刀についての言明ではありません。低迷期の回にも例外的な名刀は通っています — 数百振がのちに昇格しました — その質は、同期の顔ぶれによって一度も損なわれていません。回によって変わるのは、合格が許す推論の強さです。最上作という位が鎌倉の刀工と新刀の刀工とで違う意味を持つのと、まったく同じ構造です。指定回とは、指定記録の「時代区分」なのです。

この分析が言っていないこと

• 個々の刀を採点するものではありません。 刀の出来、保存状態、極めは、これまでどおりのものです。回の効果はコホートの平均です。
• 直近の端は未確定です。 2018年以降の回は高い推定値を示しますが、若いコホートの識別はもっとも困難です — 指定からの経過年数と指定回は、端ではほとんど同じ変数になり、平滑化の事前分布が外挿します。第70回（2024年）はまだ昇格ゼロで、その推定値は実質的に隣の回からの借り物です。十年後に再訪します。
• 所有者の行動は観測できません。 昇格には所有者が出品を選ぶことが必要です。出品の傾向が、数十年前にどの回で指定されたかとは（統制変数を所与として）無関係だと仮定しています — もっともらしい仮定ですが、証明はされていません。
• 一部の昇格は出自が観測できません。 特別重要の約1,300件のうち90件（7%）は、デジタル化された重要刀剣の姉妹レコードを欠くため、元の指定回が不明です。これらは除外し、欠測は出自に中立と仮定しています。

付随的な発見をひとつ、それ自体の一文として記す価値があります。長年の論争に関わるからです。比較可能な作品のあいだで、極め（伝）の帰属は昇格において一切のペナルティを受けていません（対数オッズで−0.03 — 統計的にゼロです）。無銘の作品は全体として在銘より昇格しにくいものの、「伝」という限定そのものにコストはない：後年の審査は、伝の付いた作品をその作者の作品群の正員として扱っています。伝の作品は作者の格付けで割り引くべきだと論じる人は、いまや日刀保自身の行動記録を相手に論じることになります。

歴史的重要度への含意

私たちの歴史的重要度の体系は現在、どの回の指定であっても重要刀剣を同じ重みで数えています。本稿の結果は回ごとの重み付けを正当化します — 草創期の重要と低迷期の重要は、実証的に同じものではありません — そして適用の仕組みは指定係数の一行の乗算です。私たちはあえてまだ採用していません。公表済みの格付けを動かす変更は、その根拠がまず公表され、検分され、議論されるべきだからです。本稿がその根拠です。検証に耐えれば、回による重み付けが続きます。

技術付録

データ

第1〜70回（1958〜2024年）に重要刀剣の指定を受けた刀剣12,369振。姉妹レコードにより物理的個体まで名寄せ済み。うち1,129振が、28回の特別重要審査（1971〜2024年）での昇格を観測されています。分析は刀剣に限定します（刀装具が特別重要へ上がることは稀で、統制変数に負荷するだけのためです）。指定年月日は各レコードの審査日から取り、回と年の対応は仮定ではなくレコード自体から経験的に導いています。重要刀剣の姉妹レコードを欠く特別重要90件は除外（7% — 出自に中立な欠測と仮定）。

モデル

昇格は反復競争です：各特別重要審査 $t$ で、未昇格の重要刀剣全体からなるリスク集合 $R_t$ が数十の枠を争います。このデータの厳密な尤度はリスク集合選択モデル — Cox部分尤度 — です。集合ごとの昇格確率が小さいため、個体×機会の行（222,644行）に対する、特別重要回固定効果つきロジスティック回帰でよく近似できます：

$\eta_{it} = \mu + \alpha_{s(i)} + \gamma_t + f(\text{age}_{it}) + \beta^\top X_i$

• $\alpha_s$ — 指定回の効果。推定対象です。隣り合う回は審査員と基準を共有するため、$\alpha$ の系列にはランダムウォーク平滑化ペナルティ（＋識別のための弱い水準ペナルティ）を課します。データの薄い回は隣へ縮小し、データが主張するときだけ逸脱します。
• $\gamma_t$ — 特別重要回の固定効果。枠の希少性、母集団の規模、特重側の基準の変動をすべて吸収するため、それらを明示的にモデル化する必要がありません。
• $f(\text{age})$ — 指定からの経過年数のスプライン。熟成と枯渇の動態を吸収します（推定されたハザードは年数とともに低下：昇格の多くは若いうちに起こります）。
• $X_i$ — 構成の統制変数：時代、体配、銘の状態、伝の指標、そして作者の藤代の位と刀工大鑑の区分。最後の二つが識別の要です。1935年と1977年の固定された専門家の判断であり、指定記録の因果的上流にあるため、これらで統制しても、私たち自身の指定由来のスコアが回の推定へ漏れ戻ることはありません。したがって $\alpha_s$ は同格の作者内での乖離 — 「同格の作者による作品が、第23回経由だと昇格しにくい」 — を測ります。

検証

統制変数のふるまい。 すべての統制変数が、この分野の常識どおりの方向を向きます：藤代は上位で単調（最上作+0.70、上々作+0.42、上作−0.19）、刀工大鑑も単調、古刀が優勢（鎌倉を基準に室町−1.44、江戸以降−1.18）、在銘は無銘より昇格しやすく（−0.42）、太刀は脇指を上回ります。仕様を誤ったモデルは、既知の構造をこれほど整然と再現しません。

並べ替え帰無（二種）。 回のラベルを全体で無作為に入れ替える（露出の構造は保持）と、α の軌跡は潰れます：実データのSD 0.63に対し、帰無は平均0.13、最大0.17 — 観測された軌跡はノイズのおよそ五倍の分散を持ち、全並べ替えの外側にあります。より厳しい十年区分内の入れ替え — 構造上、十年スケールの信号を保存し、回と回の細かい差だけを検定します — でも、実データは全並べ替えを上回りました。

時間的ホールドアウト。 特別重要の第1〜21回で学習し、留保した第22〜28回（74,927行、昇格283件)で評価すると、回の効果はαをゼロにした同一モデルより、標本外の対数尤度を改善します。効果は記述にとどまらず、予測的です。

1982年の転換点は、いかなる形でもモデルに与えられておらず、帯域外の歴史的検証を構成します：推定された軌跡は、日刀保の審査制度改革の年に転換します。

全結果

α は昇格の対数オッズに対する指定回の効果。×倍率は $e^\alpha$、平均的な回に対するオッズの倍率です。第64〜70回の推定は識別が弱い（昇格機会が少ない — 但し書き参照）。

再現性

データの組み立て、モデルの推定、二種の並べ替え帰無、時間的ホールドアウト — 全工程が単一の決定的スクリプト（scripts/_session-difficulty-analysis.ts、固定シード）で、生きたコーパスに対して一分以内に走ります。新しい特別重要審査が加わり、残るレコードのデジタル化が進むにつれ、推定値はわずかに動きます。それこそが要点です — 歴史的重要度の体系のすべてと同じく、この分析も生きた記録から再計算されます。

本稿はワーキングペーパーです。方法論と基礎データの整備は現在進行中であり、ここに記した数値はデータセットの成長に伴い改訂されることがあります。