特集論文

変わる住宅政策――実験で管理されるシステムへ

中川 雅之（日本大学経済学部教授）

1. はじめにに達している。このように量的・質的な充足が達成されつつある中で、公的な機関が直接住宅の質

現在、中央政府および地方政府は様々な施策をや量に介入する理由はなくなりつつある。このた

住宅政策として実施している。図表−１として、平め、住宅政策は公的セクターの直接的な介入か

成７年６月に策定された、社会資本整備審議会

ら、調整の失敗を是正する仕組みや情報の非対称

住宅宅地分科会基本制度部会「新たな住宅政策

性を是正する市場環境整備に政策の重点を移しつに対応した制度的枠組みはいかにあるべきか」報つある。将来的には、住宅政策は、住宅という財告案の「基本目標と主な施策の方向性のイメーの特質を踏まえた市場を補完するシステムづくりジ」の政策を、そこで整理されている方向性ごととそのシステムの運営に移行することが望まれる。

に、経済学上の公的関与の理由づけを再整理している。
今後住宅政策として主要な位置づけを占めることが予想される政策のうち、通常公的介入の最も以下においては、第２章と第３章でそれぞれ、直接的な介入が行われている公営住宅と高齢者住宅政策の長期的な方向性について議論を行うこととする。第４章はまとめである。

大きな理由である、その財が本来的に有している
外部性に基づくものは意外に少ない。一方、協調の失敗や情報の失敗などを処理するために多くの

2. 公営住宅をめぐる論点

政策が講じられようとしている。所得再分配の観

米国のバウチャー制度に代表されるように、先点から講じられる政策も依然として重要な位置づ

進諸国では、大きな政策資源が住宅を用いた所得けを占めている。

再分配に使用されている。しかし経済学は、現物

これまでは、旧住宅都市整備公団による住宅の支給による再分配は基本的に非効率であることを直接供給、住宅金融公庫による直接融資など、公示唆する。所得移転を通じた再分配の方が、消費的セクターが定めた「特定の質」を備えた住宅の者の選好を反映しやすい効率的な方法であり、現供給、購入の支援に多くの政策資源が投入されて物支給は、所得の捕捉が不完全である場合の補助きた。これは、戦災によって住宅の量自体が不足

金の不正受給を減らすという観点、２期目の移転していたり、その質が非常に劣悪であったために所得を確保するために、１期目に過度な消費支出を存在した、住宅ストックの早急な改善という要請

行ってしまう時間非整合的行動を抑制するという観を考えれば、合理的な選択であった。しかし、住点から、限定的な支持が与えられるにすぎない。

宅数は1968年に世帯数を超え、質的な面において

特に公共部門が直接住宅供給を行う場合、住民も、借家の質は劣っているものの、住宅全体の平の選好と乖離した住宅が供給される可能性、費用

均床面積は95㎡と、ヨーロッパ諸国並みのレベル

削減のインセンティブ欠如など、大きな問題が付
11季刊家計経済研究 2006 WINTER No.69

図表--1 住宅政策の経済学的整理
報告案における方向性別整理
良質な性能、
住環 多 様な居 住ニー 住宅の資産価値

住宅困窮者が安境および居住サー ズを適 時 適 切に が評価・活用され定した 居 住を確

ビスを備えた住 宅 実現できる市場の る市 場の環 境 整
ストックの形成

環境整備

備保できる住宅セー
フティネッ
トの整備

住宅そのものの外部性 ・住宅の耐震化や
省 エネルギー 化の推進
・マンション管理や取引費用・協調の失敗 ・建 築 協 定 、地 区
計画

建て替えの 環 境
整備

・地域や住民による・住宅地全体の環

まちづくりの支援

境を地 域 住 民が・密集住宅市街地

良 好に 維 持して整備いくためのサポー

・都市構造変化をト

見 据えた住 宅 市
街地整備

経 情報の失敗
済
学
上
の
整
理

・住宅性能表示制 ・住宅性能表示制 ・リフォームを通じた性能向上や維持度
度
・中古市場の整備

管理の環境整備

・リフォーム業者に関する情報整備
・住宅金融市場整備

所得再分配

・公的賃貸住宅
・住宅セーフティネ
ットの機能向上に向けた賃貸住宅
市場の整備

その他

・バリアフリー化や ・ファミリー向け賃
防犯性の高い住宅の普及促進

貸住宅等の供給促進
・住 宅ローン減 税
等

注: 社会資本整備審議会住宅宅地分科会基本制度部会報告案より作成

け加わると考えられており、経済学においては、

方公共団体が公営住宅として整備・管理してい需要側への補助の方が相対的に望ましい政策としる。これまで、国は公営住宅の建設費と近傍家賃て認識されることが多い。

との差額の二分の一を地方公共団体に補助してい当章では、（1）節において公営住宅制度と低水た。この公営住宅の地方公共団体への配分は、住準居住の現状を議論した後、需要側の補助制度へ

宅建設五箇年計画に代表される公共計画システムの転換にあたって必要なプロセスを解説する。まによって行われてきた。

た、（2）節においては住宅補助の制度設計に当た

住宅建設五箇年計画においては、公営住宅を含って、分権的なシステムを採用すべきか否かといむ公的資金住宅による借家援助戸数が算出されてう問題を実証的に分析する。

いる。その算定に当たっては、地域、世帯人員、世帯主の収入分位、所有関係、世帯主の年齢、居（1）公営住宅制度とバウチャー

住状態ごとに、（a）公営住宅制度

年間収入・家賃負担限度率
達成可能規模＝
年間畳数当たり民間新規入居家賃

わが国では、低所得者向けの低家賃住宅を、地12

変わる住宅政策の地域においても最低居住水準程度の住宅のサー図表--2 各種世帯タイプ別最低居住未満比率
0.20

1978年
1998年
78〜98差最低 0.15
水準
未
満 0.10世
帯
比率 0.05

78
〜
98
差

0.14

ビス消費を行いうる環境を保証することを目指し0.12たものと考えることができる。そして借家市場に0.10おける供給の弾力性が低いという認識を背景に、

0.08

得者向け住宅ストックを直接改善させるという手
0.06

段が選択されてきた。

0.04
0.02

0

公共計画と補助金によって、地方公共団体に低所

第1分位

第2分位

第3分位

第4分位

0

（b）わが国低水準居住の変化
現在まで、低所得者世帯の世帯規模が1978年には平均2.65人であったのが、1998年には1.82人と所得分位なるなど、世帯規模の縮小が大きく進んだことを
0.25

78
〜
98 0.15
差

1978年
1998年
78〜98差

最 0.20低水
準 0.15
未満
世 0.10帯
比率 0.05
0

0.20

0.10
0.05
0

主な要因として、最低居住水準未満世帯の比率
は、1978年11.4％、2002年4.2％と着実に低下してきた。
一定の消費者が、最低居住水準という外生的に与えられた水準に照らして、過小な住宅消費しか行っていないことについて、いくつかの説明が可能である。低い住宅サービス消費の要因を所得水

−0.05
−0.10
1人

2人

3人

4人

5人以上

準に求める見方は、供給の弾力性が低いという市
場観と相まって、低所得者向け住宅ストックの改善を要請する。しかし、面積などの住宅サービス

世帯規模を重視しない消費者の選好や、成長世帯のサーチ
0.18

83 0.09
1983年〜 0.08
98
1998年
0.07
83〜98差 差0.16

最 0.14低水 0.12
準 0.10未
満 0.08世 0.06
帯
比 0.04率 0.02
0

0.06

40代

50代

高齢

的関与の要請は弱められる。
図表−２は各種の世帯タイプ別に最低居住水準

0.04

未満世帯比率の時系列的な変化をみたものであ

0.02

30代

え方もある。その場合、ストック改善に対する公

0.05

0.03

20代

行動の際に発生する摩擦に、その要因を求める考る。所得分位別の動きについては、低所得層で大0.01

きく居住水準の改善が進んだため、低所得層と中0高所得層間の比率の差が大きく解消している。

世帯主年齢

次に世帯規模別の動きをみると、基本的には世帯規模間でも平準化が進んでいる。しかし1980年
代のワンルームマンションの普及などを背景に、を算出し、シビルミニマム水準に相当する最低居単身世帯においては最低居住水準未満世帯比率が住水準１）を達成できない世帯に対して、公的資金上昇している。様々な議論はあるものの、ワンルの入った住宅を割り当てるという考え方（以下でームマンションのような居住スタイルを、住宅本「公的資金住宅配分方法」という）が、基本的に体が担ってきた機能を外部化した居住形態と解すはとられていた。

れば、現在発生している低水準居住の一定の部分

このシステムは、低所得ゆえに住宅サービスのを、選好に基づくものと解することも可能である。

過小消費状態にあると考えられている世帯に、ど世帯主の年齢別の動きについては、各年齢間の13

季刊家計経済研究 2006 WINTER No.69

格差が解消しつつあるものの、比較的若い時期にって「バウチャーの支給が行われる措置グルー

おいて低水準居住を経験しやすい状況は変わってプ」、「支給を受けないコントロールグループ」におらず、世帯成長に伴う摩擦的な要因は依然とし低所得者を分け、双方のグループの数年後のアウて強く作用し続けている。

トカムを比較することで、バウチャーの効果を計

これまで公営住宅制度は、低所得者への再分配と同時に住宅の質の改善という政策を担ってきた。それは低所得者の一定水準以上の住宅サービ

測するという手法を採用している。
1972〜1981年の間実施されたEHAP実験の結果を極めてラフに言えば、

ス消費を確保するためには、需要側への再分配だ
けでなく、住宅ストックの質的改善が必要である

・プログラムへの参加率は借り主の半分程度でとする認識に基づく。しかし、現在の低水準居住あり、高い率の低所得者の参加が実現されたに関するデータは、所得に起因しないものが相当

・７％の世帯が、低所得者比率・犯罪発生率が程度含まれており、選好や摩擦的な要因により、低い住宅サービス消費の相当部分が説明できることを示唆している。
（c）バウチャー実験

低く、良好な環境の地域に移動した・住宅の質改善以上の価格上昇は確認されなかった
等そのマグニチュードは予想を下回ったものの、効率的な所得再分配を達成するためには、バウ長所とされた点がほぼ確認できたことや、供給側

チャーのような需要側への補助として住宅補助制の政策と比較して、大きなコスト削減が可能なこ度を再構築することが望ましい。米国において住とが示された。このような中、議会は実験の最終宅補助の主流となっている住宅バウチャー制度

結果を待つことなく、制度改正を1974年に実施しは、1974年に導入された。これは地域の中位所得ている。

者の50％以下の層に対して、現実の家賃または公

現在のわが国の低水準居住の現状をみれば、公正家賃として定められた基準と所得の30％との差的な介入により低所得者向け住宅ストックの改善額を交付し、受給者がこれを家賃支払いに充当すを図る必要性は低下しつつある。定期借家制度がるというものである。住宅の規模と品質に関する最導入され、供給側の非弾力的な反応を前提としな低限の基準はあるものの、受給者は市場で自らのければならない環境も変化しつつある。低所得者

選好に従った選択を行うことが可能となっている。

の集中や公的供給に伴う非効率性の懸念があれ

米国での導入の際、より大きな水平的公平の達

ば、バウチャーのようなより柔軟な制度設計が志成、低所得者・マイノリティの集中排除、競争的向されるべきであろう。

な市場や既存の住宅ストック利用によるコスト低下等の利点が主張された。一方このような主張に（2）福祉競争と公営住宅の制度設計

対して、家賃の高騰や管理の複雑さへの懸念が強この節においては、公営住宅をめぐるもう一つ

く唱えられた。このため一連の社会実験により構の論点、中央政府、地方政府のいずれが政策の執成されるExperimental Housing Allowance

行を担うべきかという問題を取り扱う。この問題

Program（以下「EHAP実験」という）が実施さに関連して、三位一体改革で公営住宅家賃対策補れた。

助の廃止が決定したところである。しかし、地方

EHAP実験のうち、最も典型的な社会実験手法

政府は所得再分配を適切に執行できないとする伝を採用している需要実験は、「バウチャーは住宅

統的な議論がある。中央政府と地方政府の機能分

消費、移動を促進するか」、「バウチャーは消費者担の原則によれば、分権的な所得再分配システムの満足度を向上させるか」等を調査するものであは、地域ごとの選好をきめ細かに反映させることる。この実験では、ランダムアサインメントによができるものの、i）人々が自由に地域間を移動で14

変わる住宅政策

図表--3 被説明変数：公営住宅比率（ロジット変換）
1978年
競争地域公営住宅比率
25%水準以下世帯比率
最低居住水準未満世帯比率
単身高齢者比率
借家家賃
住宅畳数
平均給与
有効求人倍率
定数項
2

1983年

1988年

1993年

1998年

19.9704***

3.033011.9158*

15.3720***

13.5678**（6.8413）（5.3902）（6.0135）（5.5220）（5.8942）5.1680***2.1525**3.0282*2.6263

2.9443（1.5416）（0.9702）（1.6490）（1.5982）（1.9821）0.25070.75873.089011.2921**12.4246**（2.2634）（2.7868）（3.2144）（4.6424）（5.6587）−19.4164**

0.8924−8.1082−4.7260−7.6582（8.0942）（1.0293）（7.9264）（6.0668）（6.4989）−0.0008**−0.0006**−0.0006***−0.0006***−0.0006***（0.0003）（0.0002）（0.0002）（0.0002）（0.0002）0.0014−0.0167−0.0104

0.0097−0.0042（0.0264）（0.0234）（0.0192）（0.0177）（0.0166）

0.00002***0.000006**

0.000007**

0.000007***0.000006**（0.000005） （0.000003）（0.000003）（0.000002）（0.000002）

0.3929*0.21370.13860.18320.2030（0.2164）（0.2079）（0.1590）（0.1870）（0.1875）−7.9883***−4.3512**−5.3472***−6.6332***−5.2259***（2.0292）（1.7122）（1.7747）（1.5657）（1.4696）0.41900.37600.4896

0.53810.6101

F値

5.87

4.46

6.68

8.40

10.00

サンプル数

47

47

47

47

47

修正R

注1: 1978,1983,1988,1993,1998年住宅統計調査（総務庁統計局）、
毎月勤労統計要覧（労働省統計情報部）、
労働統計年報（労働省大臣官房政策調査部）
より作成
注2: 括弧内は標準偏差
注3: *,**,***はそれぞれ、10％、5％、1％水準で有意きれば、高所得者が低負担地域に流出し、低所得を用いる。z i は地域 i の住宅補助水準、ωij は競者が高福祉地域に流入し（以下「福祉移動」とい争地域の住宅補助水準z j に与えられるウェイト、う）、当初の再分配政策は実行不可能になる、ii）

X i は地域 i 固有の経済社会環境である。具体的にこのため、地方政府は再分配の切り下げ競争（以はz i として、住宅ストックに占める公営住宅比率

下「福祉競争」という）を行う、従って「地方政をロジット変換したものを用いた３）。X i としては、

府は所得再分配をうまく実行できない」とされ（1）節の公的資金住宅配分方法の考え方から、所る。この問題はPauly（1973）、Wildasin（1991）

得第1分位世帯（0〜25％）比率、最低居住水準未などにより福祉競争モデルとして提示、議論され満世帯比率、単身高齢者比率、借家平均家賃、住てきた。また、Figilio et al.（1999）などは州政府宅戸当たり面積（畳数）、平均給与、有効求人倍の反応関数を推定することにより、福祉競争モデ率を採用している。この特定化においては、反応

ルを実証的に分析している。以下においては、地関数の傾きは隣接地域の住宅補助水準の加重和に

方公共団体の住宅補助水準決定に関する戦略的行かかる係数となっており、ウェイトとして、地域

動の有無、つまり反応関数における競争地域２）のの隣接都道府県がm i 存在する場合のωij = 1 / m i

住宅補助水準の係数を実証的に分析する。この係を用いている。なお、競争地域の補助水準決定の数が有意にゼロと異なり正である場合、競争地域

内生性を処理するために操作変数法が用いられての住宅補助の低下に対して自地域の住宅補助を引いる。

き下げる、いわゆる福祉競争が起こっている可能性が示唆される。

図表−３に各年の推定結果が示されている。まず競争地域の公営住宅比率については、1983年を実証モデルとして、除けばすべての年で、有意な正の係数が得られて（1）いる。中川（2005a）においては、公営住宅戸数15季刊家計経済研究 2006 WINTER No.69

図表--4 日本と米国の建物年齢別借家居住者の分布
0.45

3. 高齢者住宅政策の評価

築年齢別構成比（米国借家）

0.40

わが国の住宅政策の特徴の一つに高齢者向けの

借家総数
借家高齢者

0.35

施策に大きな政策資源を配分していることが挙げ0.30られる。公営住宅の入居基準は高齢者に対しては

構 0.25成
比 0.20大きく緩和されており、高齢者優良賃貸住宅など

0.15が講じられている。これらの政策は、高齢者に対0.10

して賃貸住宅市場において差別が存在するとされ0.05ていること、高齢者向けの質の良い住宅ストック

バリアフリー化された住宅の供給に対しては補助

0 43年〜 33〜43年 23〜33年 18〜23年 13〜18年 8〜13年 3〜8年
築年齢
注: American Housing Survey for the United States in 2003
（U.S. Department of Housing and Urban Development
and U.S. Census Bureau）
より作成

〜3年

が少ないことなどを背景としている。しかし、高齢者がどのような住宅に居住するかは、高齢者自身または高齢期の予想を踏まえた消費者の選好に基づいて選択されるべきであろう。このような決定への公的なセクターの介入には、パターナリス

0.30

築年齢別構成比（日本借家）

ティックな判断が存在することが予想される。その場合、拠って立つ判断とその根拠に関するアカ

借家総数
借家高齢者

0.25

ウンタビリティが十分に発揮されることが求めら
れる。

0.20

この章では、まず（1）節において、日米比較

構
成 0.15比によりわが国の高齢者居住の特質を把握し、その0.10

原因を借地借家法に求める仮説を提示する。そしてその仮説は、（2）節で、監査調査法という実験

0.05
0的手法によって、実証的に検証される。
43年〜 33〜43年 23〜33年 18〜23年 13〜18年 8〜13年

3〜8年

〜3年

築年齢
注: 平成15年住宅土地統計調査（総務省統計局）
より作成（1）高齢者の居住水準の日米比較
中川（2005b）においては、住宅の質に関して全世帯の分布と高齢者世帯の分布を比較するといではなく、補助額ベースの推定結果も報告されてう作業を日米両国で行っている。図表−４としているが、おおむね同様の結果が得られている。つ

建物年齢に関する結果を報告しているが、賃貸住

まり、現在の公営住宅制度は、地方公共団体間の宅については、米国では高齢者世帯の分布は全体

福祉競争を回避することに失敗している可能性がの分布の形状とほとんど変わらないものの、日本示唆されている。集権的に公営住宅を配分する住の高齢者世帯では、全体の分布よりも建物年齢の宅建設五箇年計画という枠組みがあるにも拘わら高い住宅に居住する傾向が、非常に強く観察されず、福祉競争が生じている理由としては、計画のている。一方、持ち家に関してはこのような傾向

決定プロセスで中央政府と地方政府の交渉が行わは観察されなかった。

れていること、建設戸数しかコントロールできて

これは、住宅サービスの提供に関してどのよういないことが挙げられる。このような状況で、公な影響を与えているだろうか。図表−５では、バ

営住宅家賃対策補助を廃止するという分権的な制

リアフリー化を示す３つの代表的な指標、手すり

度変更は現状を悪化させる可能性がある。

の設置、広い廊下、段差の解消の状況を住宅の建物年齢ごとに見ている。手すりの設置のような大16変わる住宅政策

図表--5 築年齢別バリアフリー化状況を整えることは、家主の合理的な判断に基づ

0.30
0.25

バ
リ 0.20アフ
リ 0.15ー
化 0.10率

くバリアフリー化を推進する効果が期待できる
階段手すり設置割合
幅の広い廊下割合

次に、居住者の年齢とともに建物年齢も加齢す

段差の解消割合るという、わが国特有の傾向の背景を明らかにする。ここでは、高齢者の賃貸住宅居住者においてそのような傾向が観察されることから、「借家市
場では、新築住宅など建物年齢が低い住宅の貸し手が年齢の高い居住者の入居、購入を避ける傾向

0.05がある」とする仮説を提示する。
043年〜 33〜42年 23〜32年 18〜22年 13〜17年 8〜12年

3〜7年

〜2年

築年齢

る統計的差別が起こっているとする予想が背後にある。借地借家法の下では、新規契約時には家賃

図表--6 年齢別住宅別移動率（平成10年）

を自由に決定することができるものの、契約期間

0.7

給与住宅

0.6

民営借家
公営住宅

0.5

この仮説は、わが国の借家市場で高齢者に対す

持ち家

移 0.4
動
率 0.3

中に家賃を引き上げるためには、司法的な判断が必要になる場合がある。このような状況下で２種類の家主、建物の残存年数が長い借家を所有する
家主（家主A）、それが短い賃貸住宅を所有する
家主（家主B）、２種類の賃借人、居住期間の長い賃借人（賃借人a）、短い賃借人（賃借人b）がい

0.2

るものとする。

0.1

家主Bは、建物が滅失した場合には賃貸借契約
025〜29歳 30〜34歳 35〜39歳 40〜44歳 45〜49歳 50〜54歳 55〜59歳 60歳以上は消滅するため、賃借人aに借家を賃貸借しようと、賃借人bに賃貸借しようと影響を受けない。

きなコストをかけずに対応できるものについては、

また、家主Aが将来の住宅市場の動向などを完全

築年齢が高いものについても一定の比率を確保しに予見することができ、賃借人の居住期間を事前ていることが観察される。これは高齢者が有望なに観察することができるならば、借地借家法のよ顧客であることを勘案した家主の合理的な判断にうな制度があっても、賃借人aとは将来の家賃引基づくものと考えられる。しかし、幅の広い廊

き上げを織り込んだ高い初期家賃契約を締結し、下、段差解消のように、既存住宅のリフォームに賃借人bには家賃引き上げを織り込まない低い家

大きなコストがかかるものについては、明らかに賃で借家を提供することで、自らの収益を最大化

近年建設された住宅の比率が高い。観察結果は下することができる。

記の三つを示唆する。

しかし実際には、家主は賃借人bを装った賃借人aを区別することはできないため、賃借人のタ・高齢者世帯が居住する借家が老朽化しているイプを条件とする差別価格を適用した借家は、市という特徴は、高齢者の厚生水準を低下させ場では実際には流通しない。賃借人aを対象としている可能性がある

た高家賃借家（Aaタイプ）と賃借人bを対象とし・バリアフリー住宅の新規供給を促進するといた低家賃借家（Abタイプ）が市場に存在するこう政策のみでは、高齢者の居住水準を向上さととなる。そして家主は、図表−６にあるように賃せるという効果は限定される

借人が加齢に従って移動率が低下するという特性

・新築住宅において高齢者が入居しやすい環境に着目して、統計的差別を実施する可能性があ17

季刊家計経済研究 2006 WINTER No.69

る。家主は高齢者を賃借人a、非高齢者を賃借人b

2002年の２月から３月にかけて、筆者は高齢者としてそれぞれの借家への入居の諾否を決める。

か否かという属性のみを異ならせた３組のペアをつまり、組織し、それを実際に大阪府の197の不動産業者

・家主Bは賃借人のタイプにより差別を行うことはない。
・Aaタイプの借家の家主は賃借人aを対象としを訪問させて、「『広告をみて来た、広告物件は入居可能か』→『広告物件は見学可能か』→『類似物件を紹介してほしい』→『紹介類似物件は見学て家賃を決定しているが、賃借人bを入居さ可能か』」というシナリオを基本としたやりとり

せても何らデメリットを生じない。このためを行わせ、その時の不動産業者の対応を記録させ差別を行うことはない。

るという作業を行った。以下ではその際に収集さ・Abタイプの借家の家主は賃借人aを入居させれたデータを用いた実証分析結果を報告する。

ることで損失が発生するため、そのリスクを抑制するために高齢者に対する統計的差別を実施する。

（b）変量効果プロビットモデルによる評価
監査調査法で得られたデータを用いて、物件に対する入居可能性を、その訪問が高齢者による訪この場合、新築住宅など建物の残存耐用年数が問であったか、その物件の建物年齢などの属性は長い住宅では、高齢者は入居を拒否されることにどのようなものであったか、といった様々な変数なるため、多くの高齢者が老朽住宅に居住するこに回帰させる。このことにより、新築物件など特とになる。

定の物件で大きな差別が発生しているか否かを確認することができる。不動産業者間の不均質性を（2）監査調査法による高齢者差別の検出
以下においては、これまでに述べた「高齢者が建物年齢の低い賃貸住宅において差別されてい処理するため、中川（2003）では、変量効果プロ
ビットモデルを用いた推定を行ってきた。具体的には、る」という仮説を監査調査法という実験的な手法（2）を用いて実証的に検討する。
を変形した（a）監査調査法の概要（3）

監査調査法とは、特定市場における人種間の差別を把握するために米国で発達した実験的調査手法である。この中の一手法である住宅監査調査というモデルによって推定が行われている。

は、「『人種等観察したい属性のみを異ならせ、不ただし、i は不動産業者、j は監査対象、a は監動産業者との間で同一の受け答えを行いうるよう

査者の訪問のインデックスである。i という不動訓練されたペアを組織する』→『それぞれのメン

産業者に対して、a という訪問を行い、抱えていバーを同じ不動産業者に続けて訪問させ、受けたる物件 j への入居可能性を観察している。ここで対応を記録する』→『その記録を統計的に処理すは二つのタイプの監査者の訪問、一つは高齢者にる』」ことによって、住宅市場における差別を検よる訪問（a = o ）、もう一つは非高齢者による訪出することをねらっている。住宅監査調査法で問（a = y ）が存在する。Aaij は不動産業者が紹介

は、調査の目的となる属性以外の、所得、家族構を行った場合には１、それ以外の場合は０をとる

成等の要因は、明示的にコントロールされる。こダミー変数である。Wia は不動産業者 i への訪問 aのため、住宅監査調査が検出した入居制限は、第が高齢者によるものである場合には１、非高齢者

一義的には監査者の属するグループの差異のみにによるものである場合は０をとるダミー変数、X ia

基づくものと解釈できる。

は不動産業者 i への監査者の訪問 a に関するその18

変わる住宅政策

図表--7 変量効果プロビットモデルによる推計結果

については、「非RC」、

単身世帯「建物年齢」の有意な係

夫婦世帯

係数

標準偏差

広告物件

0.36720.2731係数

標準偏差数が得られていない。こ1.1220 ***0.3397のことは、夫婦用住宅

高齢者−0.2865 *0.1573−1.2944 ***0.2123

中期高齢者−0.3963 *0.22740.21920.3085を提供する家主はそもそ

後期高齢者−0.4968 **0.23660.7083 **0.3211も長い居住期間を予想す

男性不動産業者−0.4855

0.4057−2.1550 ***0.5319るタイプの家主である可

0.00900.3547−0.1538

0.5339

家賃−0.01160.16210.01500.1610能性があり［３章（1）

畳数0.03530.0393−0.0192

0.0510非RC

0.5718 **0.28900.47330.4190

節のAaタイプの家主］、最寄駅距離−0.0719 **0.0366−0.0832 *0.0428

その場合、高齢者であ都心距離−0.00020.0242−0.0887 **0.0434

ろうと非高齢者であろう

0.02050.01140.02570.0737−0.0138

0.0824

若年不動産業者

建物年齢
部屋階数0.0375 *−0.0461と選別する必要がないた

0.27750.3238−0.0476

0.4235め、有意な結果が得られオフィス高齢者率−11.5403

11.7046−32.5862 *

18.7148

物件高齢者率−3.9397

2.69238.8531 **4.0911ていないという解釈が可

近隣病院−0.0715

0.1074−0.04180.1766

近隣福祉施設0.15990.1039−0.0874

0.1953定数項

1.71191.7420−7.9832 **3.5410エレベータ

データ数
Log likelihood能である。
以上のように変量効果
プロビットモデルを用い

612

449

た分析では、残存期間−353.18−223.588

が長いであろう賃貸住宅

注: ***,**,*は推定された係数がそれぞれ1%、
5%、10%水準で有意なことを示す

において高齢者が差別されているという結果が示

他の説明変数ベクトルである。例えば、不動産業された。この結果は、セレクションバイアスを考者 i のオフィスの位置、監査者に応対した担当者

慮した、条件付きロジットモデル、多項ロジットの性別・年齢等がこれに当たる。Y は不動産業者
i が抱える物件 j に関する説明変数ベクトルであ［中川（2005b）］。これらの結果は、借地借家法のり、物件の家賃、建物年齢、構造等の属性がこれように契約期間に関する不確定性をもたらす制度に該当する。またX' ，Y ' はそれらの説明変数のうの下での家主の合理的行動と整合的である。この

a
ij

_ _

モデルを用いた分析においても結果は変わらない

ち差別に関連するものである。なお、X とY はX お

ような場合、高齢者の居住水準を向上させるとい

よびY の平均であり、（３）式においては、高齢者う観点からは、すべての住宅のバリアフリー化をダミーの係数によって平均的な高齢者が受ける差促進するという政策は効率的ではない。むしろ、別のボリュームを明らかにすることができるよう

定期借家制度の拡充や普及によって、新築住宅にになっている。残存建物年齢が長い物件では高齢

おいても高齢者が入居しやすい環境を整えること

者が差別されやすいという３章（1）節の仮説は、で、高齢者の選好を反映した住宅供給をコストを木造などの建物構造を示す変数である「非RC」

かけずに促進することが可能と考えられる。

および「建物年齢」と高齢者ダミーとの交差項の係数が正で有意に推定されることを予想する。
図表−７に実証分析結果を報告している。単身4. おわりに用賃貸住宅においては「非RC」、「建物年齢」に

本稿では、主要な住宅政策として位置づけられ

ついては、有意な正の係数が推定されており、RCるものを、経済学的な視点から再分類し、住宅政住宅や建物年齢が若い住宅ほど高齢者に対して差策自体が個々の住宅供給に直接的な介入をするも別的であることが示されている。夫婦用賃貸住宅のから、情報の非対称性や協調の失敗を是正する
19

季刊家計経済研究 2006 WINTER No.69

システムの設計や運営にウェイトを移しつつある
ことを明らかにした。
その上で、直接的な関与がなされている公営住宅制度と高齢者居住政策をとりあげ、公営住宅については、低所得者への現物支給という再分配政策としての位置づけを考えれば、集権的に運営されるバウチャーに転換することが望まれること、高齢者住宅政策については、むしろ定期借家制度の拡充・普及のような環境整備が、効率的に高齢者の居住水準を向上させる可能性があることが示されている。
現在、住宅政策は、個別の関与から市場の失敗を是正するシステム整備とその運営という方向に移行しつつあり、その動きは積極的に支持される。公営住宅、高齢者住宅政策などについても、できるだけ市場機能と整合的なシステムの設計が行われることが長期的には望まれる。将来の制度変更に備え、ランダムアサインメント実験、監査調査法という実験的な手法による、政策の効果や政策の背景となる事実の確認が開始されることが求められる。
注
1）最低居住水準、家賃負担限度率はともに住宅建設五箇年計画で定められる。例えば、3人世帯の最低居住水準
として住戸専用面積39㎡などが定められている。

20

2）
福祉移動の可能性のある地域を指している。
3）公共計画を通じた配分が公営住宅戸数に関して行われているために、この被説明変数を選択した。これは主世帯当たりの公営住宅量に等しいため、それぞれの公
営住宅の住宅サービス水準を一定と考えた場合の住宅補助水準の代理変数として用いた。
文献
社会資本整備審議会住宅宅地分科会基本制度部会,2005,「新たな住宅政策に対応した制度的枠組みはいかにあるべきか」報告案．
中川雅之，2003，「高齢者はなぜ差別されるか──賃貸住宅市場の実験・実証的分析」『季刊 住宅土地経済』
48: 10-22．
────，2005a，「公営住宅をどうすべきか」大竹文雄
編著『応用経済学への誘い』日本評論社，91-114.
────，2005b，「高齢者の居住水準──日米比較と経済学的背景」『海外社会保障研究』国立社会保障・人口問題研究所（近刊予定）.
Figilio, D. N., V. W. Kolpin, and W. E. Reid 1999, Do
States Play Welfare Games?, Journal of Urban
Economics 46: 437-454.
Pauly, M., 1973, Income Redistribution as a Local Public
Good, Journal of Public Economics 2: 35-58.
Wildain D. E., 1991, Income Redistribution in a
Common Labor Market, American Economic
Review 81: 757-774.
なかがわ・まさゆき 日本大学経済学部教授。主な著書に『都市住宅政策の経済分析─都市の差別・リスクに関する実験・実証的アプローチ』（日本評論社, 2003）。
都市経済学・公共経済学専攻。