Global COE Hi-Stat Discussion Paper Series 291

Research Unit for Statisticaland Empirical Analysis in Social Sciences (Hi-Stat)

東京23区における固定資産税の新築住宅減額特例が住宅投資に与えた影響

Hi-Stat Discussion Paper

⾏武憲史

March 2013

Hi-Stat
Institute of Economic Research
Hitotsubashi University
2-1 Naka, Kunitatchi Tokyo, 186-8601 Japan
http://gcoe.ier.hit-u.ac.jp

東京 23 区における固定資産税の新築住宅減額特例が住宅投資に与えた影響*
行武憲史†

＜要旨＞
市町村での主要な税源である固定資産税は，その負担感のために政治的・政策的なターゲットとされやすく，数多くの特例・軽減措置が存在する．中でも、新築住宅に係る特例措置（新築特例）は大きな割合を占めており，創設から長い歴史を経てきているため，その見直しについての議論も盛んである．
地方分権改革の機運が高まる中，新築特例が実際の住宅投資にどのような影響を与えるか検証することは，市区町村における固定資産税の役割を見直す上でも重要である．本研究では，東京都 23 区のみで実施された，固定資産税の新築特例が実際に住宅建築を促進したかどうかを検証した．国土交通省「建築着工統計」の住宅着工数や戸当たり面積などについて，東京都の 23 区をトリートメントグループ，隣接する市部をコントロールグループとした Difference in Difference 分析（DID 分析）を行った．その結果，新築特例導入の効果
はいずれについても確認することが出来ず，少なくとも東京都が新築特例の目的として挙げた「新築住宅の取得を税制面から支援する」ということには，寄与していない可能性が高いことが示された．

*

本稿の作成に当たり，北村行伸氏，川口大司氏，黒崎卓氏をはじめとする「応用ミクロ計
量経済学 研究集会」（2012 年 7 月 28 日）の参加者より多くの有益なコメントをいただいた．記して感謝申し上げたい．
† 一橋大学経済研究所 Global COE Hi-Stat 特別研究員，財団法人日本住宅総合センター．
E-mail：yukutake@hrf.or.jp
11. はじめに固定資産税は，望ましい地方税の典型として挙げられ，わが国を含む多くの国々で地方，
とりわけ市町村レベルでの主要な税源となっている(佐藤[2011：152])．実際，総務省「市町村普通会計決算の概要」によれば，2010 年度の市町村税収 20 兆 2,901 億円のうち，固定資産税の占める割合は 44.2％となっており，納税義務者・課税標準を同じくする都市計
画税 6.2％と合わせると極めて大きな財源となっている（図 1）．
＜図 1 挿入＞
また，固定資産税は，納税義務者である土地，家屋（建物）および所有者にとっては，その納税資金の有無に関わらず，財産税として当該資産の価値に応じて徴税されることから，
しばしば納税者にとっては負担感の大きな税目であるといわれている（岩﨑[2011：348]）．
痛税感を伴う固定資産税は，財政への住民のコスト意識を喚起し住民の間で地方自治体の財政運営への関心と監視を高める（佐藤[2011：153]）一方で，その負担感のために政治的・政策的なターゲットとされやすい．実際，地方税法による租税負担軽減措置等のうち固定資産税に関連する項目の占める割合は高い．2009 年度で 338 項目中 135 項目が固定資産税・都市計画税という資産保有に関わる軽減措置であり，2009 年度における軽減措置等による減収額見込み 1 兆 3,630 億円のうち，固定資産税・都市計画税関連によるものは 19.6％の 2,670 億円を占める（内閣府税制調査会資料[2009]）．
この固定資産税・都市計画税関連による減収額の中でも大きな割合を占めるものが，新築住宅に係る特例措置である．新築住宅に係る特例措置による減収分は，2009 年度で 1,540億円が見込まれる．新築住宅に係る固定資産税の特例措置（以下，新築特例）は，住宅取得の促進を目的とした特例であり，新築住宅取得後一定期間に限り一定の条件下で，固定資産税額の２分の１を軽減するものである．しかしながら，住宅が不足していた時代に創設された特例であり，賃貸用の住宅・マンションなど自己居住以外の住宅を含むすべての新築住宅が特例の適用対象となるなどの制度上の問題点や政策の効果そのものを問う声があがっており，その見直しについての議論も盛んである．例えば，特例期間の経過後，納税者から税額が増加したと苦情が寄せられることも多いなど，制度の理解や認知が低く特例のインセンティブが薄れているのではないかという意見も存在する（財団法人資産評価
システム研究センター[2007]など）．実際，財団法人日本住宅総合センターが 2010 年に行った持家居住者に対する WEB アンケート調査「固定資産税に関する調査」では，住宅購入時に固定資産税の新築特例の存在を知っていた回答者の割合は 33.6%に過ぎず，さらにその中で同特例が住宅購入にあたって重要だったと答えた世帯の割合は，34.5％に過ぎなかった．
地方分権改革の機運が高まる中，新築特例が実際の住宅投資にどのような影響を与えるか検証することは，市区町村における固定資産税の役割を見直す上でも重要である．ただし，新築特例についてはわが国において長きにわたって全国一律に適用されてきた制度である
ため，その政策効果を検証することは非常な困難を伴う．幸いなことに，東京都では，新2

築住宅の取得を税制面から支援し，景気対策，良質な住宅ストックの形成を目的として，
23 区において，2000 年１月２日から 2009 年１月１日までに新築された住宅について，全国の水準よりさらに２分の１の固定資産税の減免を行った．本研究では，この期間での 23区とその隣接地域における新設着工数を比較することによって，固定資産税の新築特例が実際に住宅建築を促進したかどうかを検証することを目的とする．
本研究で対象としている家屋への固定資産税は，課税ベースが地域間で移動しない土地への課税と異なり，実質的な資本への課税となっている可能性がある．このとき，東京 23 区
においてのみ家屋の固定資産税軽減を実施することは，他地域からの資本の流入を促し当該地域の住宅需要を押し上げる一方で，他地域の住宅需要を押し下げる要因として働く1と考えられる．また，住宅への固定資産税の課税は，消費税同様住宅の過少消費を招く．すなわち，個人は，住宅消費（投資）を過少にすることによって住宅に対する課税標準を引き下げ，本来公共サービスの対価として支払うべき固定資産税支払を低く抑えようとする「ただ乗り」の誘因を持っている（佐藤[2011：159]）．家屋に対する固定資産税率の軽減
は，このただ乗りの誘因の緩和を意味しており，より活発な住宅投資を促す可能性がある．
以上より，固定資産税が資本課税的な性質を有するならば，東京 23 区における新築住宅に対する固定資産税の軽減措置は，23 区への住宅投資の促進を導くことが期待される．
一方で，家屋への固定資産税が厳密に公共サービスの対価として課されているならば，す
なわち応益性が成立しているとするならば，固定資産税の軽減は将来の公共サービスの減少を引き起こし，特例による住宅投資への影響は生じないと考えられる．
また，固定資産税が資本課税的な性質を持っていたとしても，制度自体の認知度が極端に低い場合は，もちろん住宅投資を促す効果は期待できない．実際，前述した住宅総合センターによるアンケート調査では，東京 23 区による新築特例実施時期に住宅を購入した世帯のうち，特例を認知していた世帯の割合は 13.7％に過ぎず，さらに購入にあたって重要な判断材料であったと答えた世帯はそのうち 37.3％と，認知度および住宅購入促進のインセ
ンティブ機能はそれほど高くない可能性がある．
本研究では，国土交通省「建築着工統計」を用い，東京都の 23 区における新築住宅特例の効果を，実施前後における，23 区とその近隣地域の住宅着工について Difference in
Difference 分析（DID 分析）を行うことで検証する．その結果，DID 分析による新築特例
導入時の効果については，一棟当たりの工事費予定額，利用類型別の床面積および着工数のいずれについても確認することが出来ず，少なくとも東京都が新築特例の目的として挙げた「新築住宅の取得を税制面から支援する」ということには，寄与していない可能性が高い．一方で，新築特例廃止の影響の分析では，持家住宅の一戸当たり床面積を小さくした効果が確認されたが，着工数には影響しておらず，また分譲住宅や貸家についても有意な影響を及ぼしていないため，その影響は限定的であるといえる．
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固定資産税が資本税的な性格により，資本の移動の結果，地域間の資源配分が歪められ，応益性も成立しなくなるため，望ましい地方税からの乖離が生じる（佐藤[2009：219]）．

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本研究の構成は，以下のとおりである．次節では，全国における固定資産税の概観およびその経緯について触れている．第 3 節では，家屋への固定資産税がどのような影響を及ぼすのか理論的な整理をしている．第４節では分析手法と分析に用いたデータの紹介を行い，第 5 節では推定結果を示している．第 6 節は結語である．
2. 固定資産税の新築特例制度
2.1 固定資産税の新築特例制度の設立経緯と現行制度
固定資産税の新築住宅に対する軽減措置は，第 2 次世界大戦による極端な住宅不足の解消のために発せられた 1952 年の「新築の専用住宅に対して課する固定資産税の軽減について」という通達がその原点となっている．その後 1960 年代の高度成長に伴う都市部を中心とした住宅需要の高まりに対応して，1964 年度の地方税制改正により 1969 年１月１日までの期限付きで新築特例は法制化され，以後社会情勢の変化に合わせ適用要件等の見直しを行
いつつ適用期間の延長が繰り返され今日に至る．
以下，簡単に 2012 年現在の新築特例の概要を紹介する．現在の新築特例は，一定の条件を満たす新築住宅について，初めて固定資産税が課される年度以降３年度間（３階以上の中高層耐火住宅にあっては５年度間），当該住宅の床面積 120 ㎡までの部分の税額の２分の１を減額するものである．一定の条件とは，床面積が 50 ㎡以上 280 ㎡以下であることで，この範囲に限って新築特例が認められる．なお，賃貸用住宅も対象となるが，１戸当たり床面積が 40 ㎡以上 280 ㎡以下であることが条件となっている．上限については設立当時の目的が，住宅に困窮する勤労者のために健康で文化的な生活を営むに足りる住宅および宅地の供給に求められていたことよる．下限については，他の税制の特例措置同様，狭小で質の低い住宅の建設を防ぐためと考えられる．
このように，固定資産税の新築特例については極めて長期にわたり実施されてきた特例であり，2012 年現在で 2014 年まで継続が決まっている．ただし，2009 年の民主党政権の政策的柱の一つである租税特別措置の見直しによって，今後の検討事項とされている．
＜表 1 挿入＞
2.2 東京都における 23 区の固定資産税の新築特例制度
固定資産税は，原則として基本的に市町村税であるが，東京都 23 区においては特例により東京都が課税をすることになっている．東京都では，新築住宅の取得を税制面から支援
し，景気対策，良質な住宅ストックの形成に資するため，2000 年１月 2 日～2009 年１月１日の間に建築された住宅について，当該住宅に係る固定資産税及び都市計画税の減免を行った．そのため，この減免の適用範囲は，東京都が固定資産税・都市計画税を課税している 23 区内の新築住宅に限られ，同じ東京都であっても市町村部は対象となっていない．
新築住宅に対する固定資産税及び都市計画税の減免割合は，全国一律の新築特例の区分に従い，50 ㎡未満の住宅が２分の１，50～280 ㎡未満の住宅のうち 120 ㎡までの部分はすべて，120 ㎡を超える部分については２分の１，280 ㎡以上の住宅については２分の１となっ
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ており，減免期間については階数・建て方に関わらず３年度間となっている．筆者の推計によれば，2000～2008 年における９年間に新築された住宅を対象にした特例による減税額
は，1,179 億 2,767 万円となっている(表 3)2．
＜表 2、表 3 挿入＞
3. 家屋に対する固定資産税の経済効果
前述したように，固定資産税は望ましい地方税のひとつとして挙げられている．佐藤[2005：57]によれば，固定資産税が望ましい地方税である理由は，①課税ベースが地域間で移動しないこと，②応益的な性格を有すること，③税負担が明瞭なため住民のコスト意
識を喚起することなどである．
課税対象が土地である場合，固定資産税はこれらの条件を満たす．すなわち，課税ベース
である土地については，課税の有無に関わらず地域間の移動が生じず，資源配分が変わらないため，地方自治体は安定した税収を得ることになる．また，地価には公共サービス等
を含む非市場的な価値が反映される．例えば，他の地域に比べて質の高い公共サービスを提供する地域があった場合，その地域へ人口の流入が起き，その地域における土地需要の上昇に伴い地価も上昇する．これを公共サービスが地価に「資本化された」3という．このとき，土地についての固定資産税の評価額も上昇するため，固定資産税支払額は上昇する．したがって，質の高い公共サービスは，その分固定資産税支払額の上昇をもたらし，公共サービスからの受益に対する対価として（応益的に）固定資産税を捉えることが出来る．そして，公共サービスからの受益に対する対価としての固定資産税の認識は，その負担感を通じて公共サービスに対するコスト意識を喚起することになると考えられる．
一方で，固定資産税を家屋に課税した場合，家屋への投資は土地と異なり地域の選択が可能になるため，地域によって税率に違いが生じた場合，税負担が重い地域から軽い地域への資本移動が起きることになる．このとき，固定資産税が誰に帰着するのか，そして資本市場（この場合は，
住宅市場）に対してどのような影響を与えるのかについては，多くの議論がなされている．資産税の帰着とその影響についての見解は，①伝統的見解，②新しい見解（資本課税説），③応益的見解の３つに分類される．以下，佐藤[2005：58，2011：160]に基づき，３つの見解について簡単に紹介する．

伝統的見解は，資本の課税後収益率を一定とした「部分均衡分析」により，一地域が独自

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東京都では本特例による固定資産税の減収額を公表していない．一方で、「固定資産税概要調書」では，全国における固定資産税の新築特例による軽減税額、ならびに床面積用件などにより減額適用されなかった住宅の個数や床面積についての情報が得られる．そこで，減額適用された住宅については全国の軽減税額と同額、適用されなかった住宅については、適用された住宅より算出した１㎡あたりの課税額の平均を用いて課税額を求めその２分の１を軽減税額とし、その合計の３倍（３か年分）を東京都の特例によるある年度に建築された住宅に対する減収額としている．
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資本化についてのより詳細な議論は，金本[1983，1992]などを参照のこと．

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に固定資産税を変化させた場合の税負担の帰着に注目している．もし，ある地域で家屋に対する固定資産税を引き下げた場合，それは家屋についての収益率が上昇することを意味するため，その地域への資本の流入，すなわち家屋の供給量が増加することになる．資本の流入は課税後の収益率が他の地域と等しくなるまで続くが，結果として市場における収益率は課税分だけ減少するため，家賃（あるいは住宅価格）の下落が生じることになる（物品税効果）．すなわち，家屋についての固定資産税は所有者には帰着せず，家屋の消費者に帰着することになる．
一方で，Mieszkowski[1972]等が提示したより一般的なモデルが，新しい見解である．これは，固定資産税の変化によって誘発される資本の流出入と合わせて，資本市場の均衡を織り込んだ「一般均衡分析」をベースとしている．一国経済全体の資本供給量を一定とするならば，ある地域の固定資産税の軽減による資本流入は，他地域からの資本流出を意味
する．資本流出の結果，他の地域では超過需要が発生するため，課税後収益率は上昇する．
最終的には，課税軽減地域の収益率と他地域益率が一致する点で資本収益率は均衡し，均衡収益率はいずれの地域においても，当初の収益率よりも高くなっていると考えられる（利潤税効果）．このとき，固定資産税は資本所有者に帰着することになる．もちろん，このケースであっても課税地域への資本流入及び他地域から資本流出によって地域間の資源配分が歪められる物品税効果は存在する．すなわち，伝統的見解，新しい見解のいずれについても，固定資産税軽減は当該地域への資本流入をもたらすものと考えられる．
なお，課税軽減地域内の資源配分，すなわち土地や労働と資本との関係は，固定資産税を資本課税とみなした場合，市場における収益率の上昇に伴う土地や労働からの生産要素シ
フトが生じる経路（代替効果）と，建物需要に伴い土地需要が増加する経路（産出量効果）という２つの経路に依存する．このとき，地価については代替効果によって下落し，産出量効果によって上昇すると考えられ最終的な変化の方向については理論的にはわからない．
新しい見解の実証研究としては，Wassmer[1993]が 70～80 年代の米国の主要都市を対象に分析を行い，固定資産税の実効税率が高い地域ほど資本収益率が低下することを示した．
我が国については，宮崎・佐藤[2011b]が，固定資産税評価額を用いて固定資産税が資産価格を引き下げるという資本課税説と整合的な結果を導いている．
これまで見てきた伝統的な見解および新しい見解のいずれも，固定資産税の帰着と資源配分の歪みに着目したものであるが負担の側面のみ着目しており，公共サービスから得られる便益については考慮されていない．応益的見解は，固定資産税を税というより公共サー
ビスへの対価としてみなしている．Hamilton[1975]は，固定資産税を住宅消費課税として定式化し，個人に対して「ゾーニング（最低購入規模）」を設定することによって，固定資産税を効率的な一括定額税として変換できるとしている．このとき固定資産税は，公共サービスに対する厳密な対価として機能しており，通常の物品税と異なり資源配分を歪めず，住宅を過少消費することによる公共サービスへの「ただ乗り」は存在しない．
ただし，このような応益性が担保される条件としては，①土地（住宅）市場を通じた「資6

本化」のメカニズム，②市場価格に基づく課税標準の評価，③税収と使途との制度的なリ
ンク，④ゾーニング等の「ただ乗り」を防ぐ追加的な装置が必要である（佐藤[2011：159]）．
実際，こうした条件が成立することは難しく，我が国においてはしばしば再建築価格をベースとする課税標準と市場価格との乖離が指摘される（大柿他[2008：43]，渡辺他[2011]）．
また，宮崎・佐藤[2011a]では，わが国における固定資産税の応益性について計量分析と数値計算を行い，現行の固定資産税が住宅消費者にとっては応益性が認められる一方で，住宅供給者（住宅所有者）については課税後収益率（受取賃料）の低下という形で，税負担が帰着していることを示している．
4. 分析手法と分析に用いたデータ
4.1 分析の枠組み
本研究では，東京 23 区と周辺の市部の住宅投資について，23 区における新築特例の導入
および廃止の前後で比較することにより，固定資産税が住宅投資に与える影響を検証する．
23 区のみに実施された新築特例が住宅市場に与える影響は，制度が十分認知され厳密な応益性が成立していないとき，資本の流入，すなわち住宅建築の増加を招き，新築戸数の増
加，住宅規模の増加，住宅からの収益率の上昇，地価の変化といったことが生じると考えられる．そこで，本研究では，国土交通省「建築着工統計」を用いて，着工数および住宅規模の変化の検証を通じて東京都が意図した通り，新築特例の導入によって住宅取得の促進および住宅の質の向上が達成されたかどうかを DID 分析によって検証していく．
DID 分析は，ある政策や実験が行われた際に，政策の対象についてその前後のアウトプ
ットの差を取ることでその効果を測るものである．ただし，この場合，政策の前後でアウ
トプットに影響するような他の要因の変化が起きてしまった場合，それが政策によるもの
なのか外的なショックによるものなのか識別できない．そこで，コントロールグループとして政策の対象とならなかったグループの政策の前後におけるアウトプットの差を，政策の対象者の差から引くことによって，政策以外の要因の影響を除くものである．DID 分析
は下記の回帰式によって表すことが出来る．

（1）
ここで， は政策の対象となるアウトプット， は特例実施後の期間を１とするダミー変数，
はトリートメントグループである時に１となるダミー変数を表す． は誤差項を表している．また，添え字 は各自治体を表す．

は，各係数パラメータであり，特例実施の効果は で捉えることが出来る．なお，表 4 に各係数パラメータと各グループの平均値の関係を示している．
＜表 4 挿入＞DID 分析においては，時間を通じてトリートメントグループとコントロールグループのいずれについても同じ影響を及ぼす要因，および時間を通じて変化しない両グループの差7についてはコントロールできるものの，時点によってアウトプットに対し異なる影響を与える要因については，対象とする政策との識別ができない．そこで，トリートメントグル
ープとコントロールグループは，当該政策以外はなるべく等しい条件下において比較することが望ましい．本研究では，この問題に対処するため，新築特例が実施された 23 区をト
リートメントグループとし，より近い条件の自治体として 23 区に隣接する 18 市部（埼玉県：新座市 和光市 朝霞市 戸田市 川口市 鳩ヶ谷市 草加市 三郷市 八潮市，千葉県： 松
戸市 市川市 浦安市，東京都：狛江市 調布市 三鷹市 武蔵野市 西東京市，神奈川県：川崎市）をコントロールグループとしている．さらに，より近い属性を条件とするため，23区のうち市部に隣接する９区（世田谷区 杉並区 練馬区 板橋区 北区 足立区 葛飾区 江戸
川区 大田区）のみをトリートメントグループとした分析も行っている．
＜表 5 挿入＞
4.2 分析に用いたデータ分析に用いたデータは，国土交通省「建築着工統計」である．
「建築着工統計」は，床面積の合計が 10 平方メートルを超える建築物について，建築物を建築しようとする場合に義務付けられている建築工事届が元となっており，主な調査事項は，①建築主，②工事種別，③構造，④建築物の用途，⑤地下階数，⑥床面積の合計，⑦工事費予定額，⑧住宅の建築
工法，⑨住宅の種類，⑩住宅の戸数，⑪住宅の床面積，⑫住宅の建て方，⑬住宅の利用関係，⑭新設住宅の資金等である．本研究では，居住専用住宅の工事費予定額，持家・貸家・分譲住宅別の戸数および床面積を用いる．その際，家計行動がより明確になるように，各変数を工事費予定額については棟当たりに，各利用形態別の床面積については戸当たりに変換し，政策効果を図る変数としている．棟当たりの工事予定額については住宅の質を通じた住宅投資の変化を，戸当たり床面積については住宅サービスの量を通じた住宅投資の変化を表すと考えられる．
また，表 6 に示されているように，戸建て住宅に占める建て替え物件の割合は 23 区においては東京市部よりもおおよそ高くなっている．したがって，利用類型別で持家に分類される住宅については，政策の効果は戸当たり床面積というより建て替え促進などで着工戸数に対して大きい可能性があるため，着工戸数そのものについても分析対象とする．さらに，新しい見解に基づけば，新築特例の効果は資本財である住宅にしてだけでなく，他の生産要素である土地の価格へも及ぶと考えられるため，地価公示より住宅地の公示地価をアウトプット変数とした用いた分析も行う．
＜表 6 挿入＞
分析の対象となる期間は，23 区の特例導入時の分析では，特例が導入された 2000 年を基準に，1999 年と 2000 年を比較したもの，1997～1999 年と 2000～2002 年までを比較したものの２通りのケースで分析を行っている．前者では，対象期間が短いため新築特例以外の
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要因の変化によるアウトプット変数への影響は少ないと考えられるが，特定地域におけるマンションプロジェクトなど個別事情に大きな影響を受ける可能性がある．後者では，逆に個別事情の効果は薄められる反面，対象とする期間が長いため新築特例以外の要因の変化が起きてしまう可能性が高いと考えられる．
分析に先立ち，この間首都圏における住宅の規模がどのように変化してきたかを概観する．
図２～８は，分析の対象となった 23 区，市部隣接区，隣接市部の１棟当たり工事費予定額，１戸当たり床面積（持家，分譲，貸家），着工戸数（持家，分譲，貸家）の推移を見たものである．１棟当たり工事費予定額（図２）は，新築特例の実施された時期である 1999 年から 2000 年にかけて 23 区全体において増加がみられる一方で，隣接市部では減少しており，
23 区への資本流入が起きた可能性が示唆されている．ただし，23 区でも市部隣接区に限定した場合，増加傾向は小さくなる．新築特例が廃止された 2008 年から 2009 年にかけては，いずれの地域も工事費予定額は減少傾向にあり，特に 23 区全体でその傾向が大きい．
次に，住宅の利用関係別に１戸当たり床面積の推移と着工戸数の推移を見ていくと，持家の床面積については（図 3），新築特例導入時期の 1999 年から 2000 年にかけて，いずれの地域でも床面積が大きくなっており，特に 23 区のうち市部隣接部においてその影響が大き
い．同様の傾向は，持家の着工戸数についてもみられる（図 6）．2008 年から 2009 年の新築特例廃止期の変化については，戸当たり床面積についてはすべての地域で大きく減少しており，特に 23 区でその傾向が強い．一方で着工数は 23 区で大きく増加しており，隣接市部では減少にある．
分譲住宅については（図 4），1999 年から 2000 年にかけていずれの地域についても床面積の上昇がみられるが，その傾向は 23 区において持続せず，特に 23 区全体では翌年から下落傾向にある．一方で着工数については，新築特例の導入時期において，23 区で増加傾向にある一方で，隣接市部は横ばいとなっている（図 7）．新築特例の廃止期については，床面積では 23 区で減少する一方で市部隣接区および隣接市部は増加傾向にある．また着工数についてはすべての地域で減少に転じている．
貸家については，床面積については新築特例が導入された時期をまたぐ 1999 年から 2001
年ごろにかけて，23 区全体と隣接市部についてはやや増加か横ばい傾向にあり，23 区の市部隣接部は下落傾向がある．全体の傾向としては、2000 年代の後半までいずれの地域においても下落傾向にある(図 5)．貸家の着工戸数については床面積とは対照的に，2000 年代の中ごろまで，いずれの地域においても増加傾向にある（図 8）．新築特例が導入された 1999
年から 2000 年にかけて，特に 23 区全体における着工数の伸びがみられる．新築特例廃止
時期については，床面積で 23 区全体で減少傾向がみられたが隣接地域では 23 区，市部のいずれも増加傾向にある．着工戸数については，すべての地域で減少している．
＜図 2～図 8 挿入＞

95. 分析結果
5.1 23 区新築特例導入の影響（１） 政策実施直前直後（1999～2000 年）の分析
表 7 は，居住専用住宅についての１棟当たり工事費予定額について，23 区特例導入前年の1999 年と特例導入直後の 2000 年のデータについて，DID 分析を行ったものである．トリー
トメントグループとして，市部に隣接する区を用いた場合，23 区全体を用いた場合のそれぞれについて示している．いずれの場合も，政策効果項については有意に推定されておらず，新築特例によって１棟当たり工事費予定額に明確な影響があったとは言えない．トリートメントグループを市部隣接区にした場合では，23 区ダミーが有意に推定されていないのに対し，トリートメントグループを 23 区全体にした場合では 23 区ダミーが正で有意に推定されている．これは 1999 年において 23 区がその隣接市よりも床面積および工事予定が大きいことを示しているが，これは都心部ほどマンション等の共同住宅が多く，規模の大きな建物を建築する割合が高いためと考えられる．
建築（住宅）着工統計は，実際に着工された住宅を捉えた統計であるため，住宅の利用の仕方によって統計が持つ性質は異なると考えられる．すなわち，建築主が自分で居住する目的の持家の建築については，住宅サービスの需要者と供給者が一致するものと考えられる一方で，建売または分譲の目的で建築する分譲住宅については，両者が異なっており，
その建築にあたっては，在庫として空き家化するリスク等，持家住宅とは異なる性質を有する．また，貸家については，住宅所有者と住宅消費者が異なっており，固定資産税の軽減の影響（帰着）が住宅所有者と消費者が同一である持家や分譲住宅とは異なる可能性がある．これらの点を考慮し，表８では利用関係別（持家・分譲住宅・貸家）の１棟当たりの床面積について DID 分析を行っている4．
戸当たり床面積について，持家から分析結果を見ていくと，コントロールグループである
市部とそれに隣接する区を用いた分析では，定数項を除くすべての係数が有意に推定されていない．トリートメントグループを 23 区全体にしたケースでは，政策実施以前に 23 区
で 7.4 ㎡ほど床面積が広いということが有意に示されている．その他の係数については，有意性が確認できない．
分譲住宅については，市部隣接区をトリートメントとした場合，1999 年と比べて 2000 年の方が床面積が大きく，また政策以前には 23 区の住宅の床面積が小さいという結果がもたらされている．しかしながら，政策実施の効果は有意に推定されていない．この結果は，
23 区全体をトリートメントとした場合も同様である．
貸家については，23 区全体をトリートメントした場合に，23 区における床面積が市部に比べて 6.8 ㎡大きいことが 10％水準で有意に推定されているが，定数項を除くその他の変数については有意に推定されておらず，ここでも新築特例の効果は確認できない．
4

工事費予定額については利用類型別の集計表が公表されていないため，居住専用住宅全体における１棟当たり工事費予定額の分析のみ行っている。

10

表 9 は，戸建て住宅の占める割合の多い持家における建て替え率が高いことを考慮して，着工戸数への政策効果を検証したものである．ここでも，持家，分譲住宅，貸家のいずれのケースについても，政策実施の効果は有意に示されない．
新築特例の効果は，固定資産税が資本課税としての性質を持つとき，その影響は建物の建築だけでなく，代替効果と産出量効果を通じて課税地域における土地生産要素にも及ぶと考えられる．そこで，公示地価の住宅地価格の市区の平均値についても DID 分析を行った（表 10）．ただし，公示地価は毎年の１月１日時点の地価であること，および政策の効果が表れるまでのラグを考慮して，ここでは政策導入以前の影響を 2000 年時点データで，導入以降の影響を 2001 年時点データで分析している．その結果，トリートメントグループを，
23 区の市部隣接区とした場合，23 区全体とした場合のいずれについても，23 区の新築特例
が地価に影響を及ぼしたことを示す結果は得られなかった．前述したように，固定資産税の最終的な地価への影響は，代替効果と産出量効果が相殺する方向に作用するため，この結果をだけをもって固定資産税の資本税的な性質がないとは言えないが，少なくともいず
れかの効果が極端に大きいということはない．
＜表 7～10 挿入＞
これまでの分析は，新築特例実施の直前、直後の年のみを対象としており，特例が十分に浸透していなかったり，特例決定以前から計画されていたマンションが着工されるといった個別事業の影響が強いケースが想定され，純粋な政策効果を抽出できていない可能性がある．そこで，次に分析期間を新築特例実施前後 3 年間に広げ分析を行う．マンション事業といった個別の事象は期間を長くとることで平均化され，その影響は緩和されると期待される．
（２） 1997～2002 年を対象にした分析
表 11～14 は，前節で用いた分析期間をそれぞれ 1997 年から 2002 年まで拡張した分析結果である5．居住専用住宅の１棟当たり工事費予定額については（表 11），1999 年と 2000 年を対象にしたケースとほぼ同様の結果がもたらされており，23 区特例の住宅投資に対する影響は確認できなかった．
戸当たり床面積については（表 12），トリートメントグループを 23 区全体にした分譲住宅
を除く、全てのケースにおいて政策効果は前節の結果と同様確認できなかった．唯一，分譲住宅でトリートメントグループを 23 区全体にしたモデルでは，政策後で 23 区の床面積
が 7.56 ㎡減少するという有意な効果が確認された．これは，図 4 に示されているように，
2000 年代初めから中ごろにかけて隣接市部において規模の大きい分譲住宅が供給されていることを反映したものであり，新築特例とは異なる要因によるものと考えられる．

5

本稿では割愛しているが，1997～2002 年という期間のほかに，1998～2001 年，1996～2003
年，1995～2004 年という期間を用いて分析を行っている．それらの推定結果と，1997～2002
年期間を対象にした推定結果の間に大きな違いはない．

11

着工戸数については（表 13），1999～2000 年のみを対象にした場合と同様，持家，分譲住宅，貸家とも，政策効果の有意性は確認できていない．地価については（表 14），市部において 2000 年以降下落傾向にあること，23 区の地価は市部よりも高いということは有意に示されているが，ここでも政策の影響は認められない．
＜表 11～14 挿入＞
5.2 23 区特例廃止の影響
23 区の新築特例は 2009 年の１月１日に建築された住宅までが対象であり，その後廃止されている．そこで本節では，2008 年と 2009 年に着工された住宅を対象に DID 分析を行い，特例措置廃止の影響を検証する．住宅新築特例の廃止は，固定資産税が資本課税の性質を有するならば，23 区における住宅収益率の相対的な下落を意味し，資本の流出すなわ
ち着工数や床面積の減少を招くと考えられる．
居住専用住宅全体の 1 棟当たり工事費予定額の分析については（表 15），特例廃止の効
果は負で推定されているものの有意ではなく，明確な形で特例廃止の影響は確認されない．
戸当たり床面積については（表 16），持家，分譲住宅，23 区をトリートメントとした貸家において負の政策効果が確認されたものの、いずれのケースも統計学的に有意ではない．
着工戸数に対する分析についても同様で（表 17），いずれの場合も負の符号で推定されているものの有意な推定値ではなく，新築特例廃止の効果は確認できない．住宅地の公示
地価の変化についても（表 18），新築特例の廃止の効果は確認できない6．
＜表 15～18 挿入＞
6. 結論と今後の課題
本研究では，東京都 23 区における固定資産税の新築特例の効果について検証を行った．
DID 分析による新築特例導入時の効果については，全専用住宅に対する１棟当たりの工事
費予定額，利用類型別の床面積および着工戸数のいずれについても確認することができな
かった．つまり、新築特例は９年間で 1,179 億 2,767 万円という大きな減免措置に関わらず，東京都が特例の目的として挙げた「新築住宅の取得を税制面から支援する」については，寄与していない可能性が高いといえる．同様に，新築特例の廃止時においては，１戸当たり床面積や着工戸数については，住宅投資を抑制する傾向はあるものの有意性は確認できておらず，特例の効果はここでも確認できない．
家屋に対する固定資産税が，資本課税的な性質を有しているならば，東京 23 区においてのみ家屋の固定資産税軽減を実施することは，他地域からの資本の流入を促し当該地域の本研究の DID 分析では，地域間で時間によって生じる変化が同一であるという強い仮定を置いている．このため，トリートメントグループとして，23 区全体と市部接する区のみとの２つのグループを採用しているが，前述したように分譲住宅については 23 区全体をトリートメント
グループとした場合に，政策導入の効果として 23 区の床面積が減少するという変化がみられた（表 12）．これは，90 年代後半に比べ 2000 年代に入り分譲住宅の規模が郊外部を中心に増加したことを反映していると考えられ，地域間の時間による影響が同一という仮定が成立していない可能性を示唆するものである．より正確な分析を行うためには，こうした要因をコントロールする変数を導入する必要がある．これについては，今後の課題としたい．
612

住宅需要を押し上げる一方で，他地域の住宅需要を押し下げる要因として働くはずである．
また，住宅への固定資産税の課税は，消費税同様「ただ乗り」の誘因を有するため，住宅の過少消費を招くと考えられるが，本研究でもたらされた結果はこのいずれをも支持しな
い．新築特例が床面積や着工数に影響しないという今回の分析結果は，むしろ応益性の議論と整合的な結果となっている．しかし，応益性が成立するためには家屋の価格の評価や「資本化メカニズム」の厳密な成立など厳しい条件が必要であることを考慮すると，やはり新築特例そのものに対する認知度の低さがその主要な原因となっている可能性が高いと考えられる．
それでは，全国における固定資産税の新築特例についてはどう考えるべきであろうか．
国際間での資本移動がないと仮定する場合，全国一律に設けられている特例制度について
は，資本移動を伴わない制度と考えることができる．このとき，特例制度による経済厚生への影響は，需要と供給の価格弾力性に依存する．特例制度に対する認知度の低さは，特例制度が住宅需要に影響しないということを意味するため，制度そのものを廃止したとしても住宅市場に与える影響は限定的なものと考えられる．地方税の租税特別措置による減収分の大きな比重を占めるこの制度の是非を検討する上で，固定資産税の認知度と実際に住宅投資行動の間にどのような関係があるかを検証することは重要である．残念ながら、この点については本研究では十分検証できておらず残された大きな課題と言えよう．
さらに，固定資産税を資本課税として捉える場合，その影響は資本の流出入のみならず，住宅の収益率およびそれを通じた家賃や住宅価格への帰着となって現れる．本研究では，
データ利用の制約により，床面積や着工戸数など資本の流出入の側面から分析をしており，価格に相当する要素は全住宅に対する工事費予定額のみにとどまっている．固定資産税が資本課税かどうかを検証するためには，資本流出入の側面からの分析だけでは不十分であると考えられ，23 区特例が実際の家賃や住宅価格にどのように影響を与えたのか考察を進める必要がある．また，政策効果を経済厚生として捉える場合，直接的な住宅投資だけでなく，減税による効果が他の財やサービスへの消費にどのように影響したかを捉える必要があるが，これについても今後の課題としたい．

参考文献
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大柿晏己・浅田義久・篠原二三夫[2008]「家屋に係る固定資産税評価について（２）―2009 年
度評価替えに向けて―」[ニッセイ基礎研処方] Vol.49．
金本良嗣[1983]「地方公共財の理論」岡野行秀・根岸隆編『公共経済学の展開』，東洋経済新報
社，pp.29-48．

13金本良嗣[1992]「ヘドニック・アプローチによる便益評価の理論的基礎」『土木学会論文集』
No449，pp.47-56．
財団法人資産評価システム研究センター[2007]「地方税における資産課税のあり方に関する調査
研究―今後の固定資産税のあり方について―」．
佐藤主光[2005]「地方の自立と財政責任を確立する地方税制改革へ向けて」『フィナンシャル・
レビュー』財務省財務総合政策研究所，pp45-75．
佐藤主光[2011]『地方税改革の経済学』日本経済新聞社．
内閣府税制調査会[2009]http://www.cao.go.jp/zei-cho/gijiroku/senkiso/2010/__icsFiles/afieldfile/2010/11/19/senkis
o2kai2.pdf．
宮崎智視・佐藤主光[2011a]「応益課税としての固定資産税の検証」『経済分析』第 184 号，pp.99-119.
宮崎智視・佐藤主光[2011b]「資本への固定資産税の経済効果―固定資産税の『New View』の検証―」一橋大学経済研究所 Discussion Paper，A 545.
渡辺智之・行武憲史・小林庸平[2011]「我が国の固定資産税の実証分析―家屋に関する固定資産
税評価額の検証―」海外住宅・不動産税制研究会編『主要先進国における住宅・不動産保有税制の研究～歴史的変遷と現行制度ならびに我が国への示唆～』財団法人日本住宅総合セン
ター，pp.366-405．
Hamilton, B.W． [1975] “Zoning and Property Taxation in a System of Local Governments”,

Urban Studies, Vol.12. No.2, pp.205-211.
Mieszkowski, P. [1972] “The Property Tax: An Excise or Profits Tax,” Journal of Public

Economics, Vol.1. No.1, pp.73-96.
Wassmer, R. W. [1993] “Property Taxation, Property Base, and Property Value: an Empirical
Test of the “New View”,” National Tax Journal

Vol.46 No.22, pp.135-160.

表１ 全国ベースの固定資産税の新築住宅減免措置㎡基準
50㎡以下 50～120㎡
減免額
表２

0

１/2

120～280㎡
120㎡相当分：1/2
120㎡以上の部分：0280㎡以上0

東京23区における固定資産税の新築住宅減免措置（2000年１月２日～2009年１月１日）㎡基準
50㎡以下 50～120㎡
120～280㎡
280㎡以上120㎡相当分：全額
減免額
１/2
全額
１/2
120㎡以上の部分：1/2

14

表3 東京２３区新築特例による固定資産減収額
建築年次 累積減収額（3か年分：千円）
2000年
14,168,358
2001年
13,283,881
2002年
13,142,786
2003年
13,904,632
2004年
14,344,791
2005年
13,923,570
2006年
11,612,230
2007年
11,700,335
2008年
11,847,088
合計
117,927,671
注1：50～280㎡を除く規模の住宅の減免額については、50～280㎡の住注2：新築後3年間で新規評価替えが発生しないという仮定のもの計算し出典：東京都「固定資産税調書」より筆者の推計
表4

各グループの住宅投資の平均値とDID分析係数パラメータの関係
政策変化前
政策変化後
周辺市部
β 0
β 0＋β 1
東京23区
グループの差政策前後の差β 1

β 0＋β 2β 0＋β 1＋β 2＋β 3

β 1＋β 3β 2β 2＋β 3β 3

表 5 分析対象地域
対象地域
トリートメントグループ１

23区全体

トリートメントグループ２

市部と隣接する23区（大田区 世田谷区 杉並区 練馬区 板橋区 北区 足立区 葛飾区 江戸川区）

コントロールグループ

23区と隣接する市部（新座市 和光市 朝霞市 戸田市 川口市 鳩ヶ谷市
草加市 三郷市 八潮市 松戸市 市川市 浦安市 狛江市 調布市 三鷹市
武蔵野市 西東京市 川崎市）

15

表6 建築年数別建て替え率
建て替え率
昭和25年以前
昭和26～35年
昭和36～45年
昭和46～55年
昭和56年～平成２年
平成３～７年
平成８～12年
平成13～15年
平成16年
平成17年
平成18年
平成19年
平成20年1～9月
資料：総務省『平成20年 住宅土地統計調査』

16

東京23区 東京市部
53.9%
41.3%
47.2%
30.0%
48.5%
25.2%
41.5%
24.8%
47.8%
30.8%
46.7%
31.3%
23.3%
20.2%
17.7%
12.6%
19.2%
14.8%
17.7%
12.8%
24.6%
17.2%
28.7%
13.2%
21.2%
22.0%

表7

居住専用住宅の1棟当たり床面積・工事費予定額分析結果（1999～2000年）

１棟当たり工事予定額：100万円
隣接
２３区
係数
標準誤差 ｔ値
係数
標準誤差 ｔ値
2000年ダミー
-4.47
4.25
-4.47
4.20
23区ダミー
3.17
4.15
40.82
13.12 ***
政策効果
5.72
5.52
20.21
23.36
定数項
39.84
3.58 ***
39.84
3.53 ***
標本数
54
82
R2
0.089
0.170
注1：標準誤差についてはWhiteによる修正を行っている．
注2："***"， "**"，"*"については、それぞれ1％，5％，10％水準で有意であることを示している。
表8

利用類型別の1戸当たり床面積分析結果（1999～2000年）

１戸当たり床面積：㎡/持家
１戸当たり床面積：㎡/分譲住宅
隣接
２３区
隣接
２３区
係数
標準誤差
係数
標準誤差
係数
標準誤差
係数
標準誤差
2000年ダミー
0.07
2.20
0.07
2.17
3.72
1.89 *
3.72
1.86 **
23区ダミー
-0.54
2.25
7.44
3.57 **-4.75
2.08 **-10.262.24 ***
政策効果
3.35
3.71
2.48
4.73
1.16
2.86
1.88
3.26
定数項
125.141.60 ***
125.14
1.58 ***
88.83
1.36 ***
88.83
1.35 ***
標本数
54
82
54
82
R2
0.137
0.133
0.237
0.323
注1：標準誤差についてはWhiteによる修正を行っている．
注2："***"， "**"，"*"については、それぞれ1％，5％，10％水準で有意であることを示している。
表9

利用類型別の着工戸数分析結果（1999～2000年）

戸数/持家
戸数/分譲住宅
隣接
２３区
隣接
２３区
係数
標準誤差
係数
標準誤差
係数
標準誤差
係数
標準誤差
2000年ダミー-12.50194.57-12.50191.97-6.72
651.07-6.72
642.3523区ダミー
575.00193.34 **59.29
173.671197.33
531.47 **805.81478.08 *政策効果
24.61
268.7725.50
242.79240.39797.73386.07713.65
定数項599.89140.03 ***599.89138.15 ***1380.89439.67 ***1380.89433.78 ***
サンプル数
54
82
54
82
R2
0.229
0.005
0.128
0.110
注1：標準誤差についてはWhiteによる修正を行っている．
注2："***"， "**"，"*"については、それぞれ1％，5％，10％水準で有意であることを示している。
表10

１戸当たり床面積：㎡/貸家
隣接
２３区
係数
標準誤差
係数
標準誤差
0.52
2.37
0.52
2.34
2.54
2.56
6.83
3.90 *
-1.61
3.92
-1.65
5.26
48.48
1.54 ***
48.48
1.52 ***
54
82
0.018
0.055

公示地価(住宅地）の分析結果（1999～2000年）

公示地価（住宅地）：万円
隣接
２３区
係数
標準誤差
係数
標準誤差
2001年ダミー
-1.69
2.57
-1.69
2.54
23区ダミー
13.96
3.13 ***
28.08
5.43 ***
政策効果
-0.57
4.46
-0.73
7.54
定数項
27.80
1.84 ***
27.80
1.82 ***
サンプル数
54
82
R2
0.435
0.363
注1：標準誤差についてはWhiteによる修正を行っている．
注2："***"， "**"，"*"については、それぞれ1％，5％，10％水準で有意であることを示している。

17

戸数/貸家
隣接
２３区
係数
標準誤差
係数
標準誤差
80.28
539.1280.28
531.911418.11456.69 ***574.72400.9210.39
685.82
168.11610.681064.11355.59 ***1064.11350.83 ***
54
82
0.195
0.067

表11 居住専用住宅の1棟当たり床面積・工事費予定額分析結果（1997～2002年）

１棟当たり工事予定額：100万円
隣接
２３区
係数
標準誤差 ｔ値
係数
標準誤差 ｔ値
2000年ダミー
0.23
2.99
0.23
2.98
23区ダミー
6.43
2.10 ***
57.32
10.90 ***
政策効果
-0.43
3.64
-1.31
15.69
定数項
37.85
1.57 ***
37.85
1.56 ***
標本数
162
246
R2
0.047
0.146
注1：標準誤差についてはWhiteによる修正を行っている．
注2："***"， "**"，"*"については、それぞれ1％，5％，10％水準で有意であることを示している。
表12 利用類型別の1戸当たり床面積分析結果（1997～2002年）

１戸当たり床面積：㎡/持家
１戸当たり床面積：㎡/分譲住宅
隣接
２３区
隣接
２３区
係数
標準誤差
係数
標準誤差
係数
標準誤差
係数
標準誤差
2000年ダミー
-0.78
1.50
-0.78
1.50
7.89
1.35 ***
7.89
1.35 ***
23区ダミー
-0.51
1.60
7.01
1.99 ***-3.58
1.09 ***-7.56
1.26 ***
政策効果
2.91
2.27
3.11
2.90
-1.89
1.89
-6.23
2.27 ***
定数項
124.85
1.16 ***
124.85
1.15 ***
86.31
0.72 ***
86.31
0.72 ***
標本数
162
246
162
246
R2
0.013
0.117
0.310
0.294
注1：標準誤差についてはWhiteによる修正を行っている．
注2："***"， "**"，"*"については、それぞれ1％，5％，10％水準で有意であることを示している。

１戸当たり床面積：㎡/貸家
隣接
２３区
係数
標準誤差
係数
標準誤差
-3.90
1.21 ***-3.90
1.21 ***
0.76
1.42
5.89
1.94 ***
-1.37
2.11
-0.61
2.78
51.19
0.83 ***
51.19
0.83 ***
162
246
0.111
0.082

表13 利用類型別の着工戸数分析結果（1997～2002年）

戸数/持家
戸数/分譲住宅
隣接
２３区
隣接
２３区
係数
標準誤差
係数
標準誤差
係数
標準誤差
係数
標準誤差
2000年ダミー-41.26100.82-41.26100.39218.11344.42
218.11
342.9423区ダミー
601.33105.98 ***
94.00
94.96
1206.41
271.93 ***876.85250.02 ***政策効果-69.81144.09-21.07128.57270.07425.75248.90392.62
定数項572.5974.43 ***
572.5974.11 ***
1226.41223.81 ***1226.41
222.85 ***
サンプル数
162
246
162
246
R2
0.244
0.010
0.154
0.120
注1：標準誤差についてはWhiteによる修正を行っている．
注2："***"， "**"，"*"については、それぞれ1％，5％，10％水準で有意であることを示している。
表14 公示地価(住宅地）の分析結果（1998～2003年）

公示地価（住宅地）：万円
隣接
２３区
係数
標準誤差
係数
標準誤差
2001年ダミー-3.79
1.46 ***-3.79
1.45 ***
23区ダミー
13.89
1.82 ***
28.04
3.11 ***
政策効果
-1.17
2.60
-0.99
4.34
定数項
27.90
1.07 ***
27.90
1.07 ***
サンプル数
162
246
R2
0.432
0.358
注1：標準誤差についてはWhiteによる修正を行っている．
注2："***"， "**"，"*"については、それぞれ1％，5％，10％水準で有意であることを示している。

18

戸数/貸家
隣接
２３区
係数
標準誤差
係数
標準誤差
193.67296.64
193.67295.371447.35265.01 ***658.45221.12 ***35.67
403.52
43.00
343.301044.24
190.85 ***1044.24190.03 ***
162
246
0.207
0.073

表15 居住専用住宅の1棟当たり床面積・工事費予定額分析結果（2008～2009年）

１棟当たり工事予定額：100万円
隣接
２３区
係数
標準誤差 ｔ値
係数
標準誤差 ｔ値
2009年ダミー
-1.86
4.79
-1.86
4.72
23区ダミー
11.86
3.99 ***
101.7846.89 **
政策効果
-3.23
6.45
-44.23
51.74
定数項
36.60
2.60 ***
36.60
2.57 ***
標本数
54
82
R2
0.145
0.102
注1：標準誤差についてはWhiteによる修正を行っている．
注2："***"， "**"，"*"については、それぞれ1％，5％，10％水準で有意であることを示している。
表16 利用類型別の1戸当たり床面積分析結果（2008～2009年）

１戸当たり床面積：㎡/持家
１戸当たり床面積：㎡/分譲住宅
隣接
２３区
隣接
２３区
係数
標準誤差
係数
標準誤差
係数
標準誤差
係数
標準誤差
2009年ダミー
-1.88
2.22
-1.88
2.19
3.13
2.22
3.13
2.19
23区ダミー
5.05
2.50 **
10.85
3.09 ***-14.754.87 ***-12.885.24 **
政策効果
-3.98
3.20
-5.50
3.98
-0.61
6.11
-6.81
6.14
定数項
122.151.43 ***
122.15
1.41 ***
90.27
1.37 ***
90.27
1.35 ***
標本数
54
82
54
82
R2
0.137
0.220
0.421
0.237
注1：標準誤差についてはWhiteによる修正を行っている．
注2："***"， "**"，"*"については、それぞれ1％，5％，10％水準で有意であることを示している。

１戸当たり床面積：㎡/貸家
隣接
２３区
係数
標準誤差
係数
標準誤差
1.50
0.95
1.50
0.94
1.60
1.50
10.55
5.18 **
0.35
2.09
-3.62
6.13
39.05
0.76 ***
39.05
0.75 ***
54
82
0.122
0.079

表17 利用類型別の着工戸数分析結果（2008～2009年）

戸数/持家
戸数/分譲住宅
隣接
２３区
隣接
２３区
係数
標準誤差
係数
標準誤差
係数
標準誤差
係数
標準誤差
2009年ダミー-11.83121.84-11.83120.20-569.94493.17-569.94486.57
23区ダミー
384.67135.90 ***30.97
112.551646.22528.97 ***992.93502.91 *政策効果
53.94
211.2936.62
165.88-778.61618.15-563.53572.76
定数項
417.5684.24 ***
417.5683.11 ***
1268.11430.33 ***1268.11424.57 ***
サンプル数
54
82
54
82
R2
0.234
0.005
0.265
0.190
注1：標準誤差についてはWhiteによる修正を行っている．
注2："***"， "**"，"*"については、それぞれ1％，5％，10％水準で有意であることを示している。
表18 公示地価(住宅地）の分析結果（2009～2010年）

公示地価（住宅地）：万円
隣接
２３区
係数
標準誤差 ｔ値
係数
標準誤差 ｔ値
2010年ダミー
-1.49
3.34
-1.49
3.30
23区ダミー
16.66
4.49 ***
43.26
9.72 ***
政策効果
-1.57
5.89
-4.20
13.16
定数項
25.68
2.51 ***
25.68
2.48 ***
サンプル数
54
82
R2
0.376
0.289
注1：標準誤差についてはWhiteによる修正を行っている．
注2："***"， "**"，"*"については、それぞれ1％，5％，10％水準で有意であることを示している。

19

戸数/貸家
隣接
２３区
係数
標準誤差
係数
標準誤差
-256.28569.32-256.28561.701735.11576.60 ***1078.98494.25 **7.61
719.26-326.11642.101308.11449.06 ***1308.11443.05 ***
54
82
0.250
0.128

20

21

22

23

24