［巻頭言］

デフレ克服のために
岩田一政

日本経済研究センター理事長

アメリカの連邦準備制度理事会は、2008年末から2010年11月にかけて 2 回大規模資産購入プログラムを実施した。 1 回目は1.7兆ドル、 2 回目は0.9兆ドルの合計2.6兆ドル（約200兆円）である。 2 回目が長期国債のみを購入対象とした「量的緩和」であるのに対して、 1 回目は、MBS（1.25兆ドル）
が中心で、「信用緩和」の色彩が強かった。
量的緩和政策の有効性について、日本では懐疑的な見方が強い。サンフラ
ンシスコ連銀は、大規模なプログラム実施は、長期金利低下、株価上昇、ドル・レート低下を通じ、実質 GDP 3 ％引き上げ、失業率1.5％低下、インフ
レ率 1 ％上昇をもたらすと分析した。人々のセンチメントに与えた影響は劇的であり、量的緩和第 2 弾発表以降、景気の 2 番底リスクといった言葉が市場から姿を消した。
中央銀行が、デフレ・リスクに対してどこまでも果敢に戦いを挑むというメッセ−ジが市場に与えた効果は、モデル分析の枠を超えるものがある。日本銀行も 5 兆円規模の長期国債・社債・REIT・ETF の買入れを実施している。少ない額でも、株価は上昇し、REIT 市場が息を吹き返した。
国債格下げに見られるように、税・社会保障改革を通じる財政健全化を、市場が催促している。 1 ％のデフレであっても、政府債務実質残高は毎年8.3兆円も増加する。財政健全化に向けての努力が、「シジフォスの神話」に
終わらぬよう、量的緩和を含む拡大的な金融政策や成長戦略を大胆に展開し、財政健全化が本格化する前（ 2 年以内）にデフレを克服することが求められる。

目次●2011年春季号 No.80［巻頭言］デフレ克服のために［特別論文］相続税の複雑性［論文］家計の負債構造と消費

1

岩田一政

2

中里 実

小川一夫・万 軍民

12［論文］市町村合併に着目した土地利用規制競争モデル

大澤義明［論文］J-REIT税制改正の政策評価分析

30
37

菅谷いつみ

［海外論文紹介］社会的相互作用とスプロール
エディトリアルノート
センターだより

40

10

新刊書紹介

編集後記

40

森岡拓郎

9

23

特別論文

相続税の複雑性
中里 実
点であろうが、現実には、そのような点が無視

はじめにされることも少なくない。

相続税は、かなり特殊な租税であるというこ

本稿は、以上のような視点から、特に、日本とができる。相続税は、所得税や付加価値税のにおける相続税に関して、不動産との関係にもように一定の経済合理性に裏付けられた近代的ふれながら、その問題点を、外国との比較をまな租税とは若干趣を異にする点を少なくとも二じえて概観しようとするものである。

つ有している。第一に、それは、民法財産法の詳しいことは、海外住宅・不動産税制研究会

規律する経済取引とは多少異質な親族法・相続編著（2010）『相続・贈与税制再編の新たな潮法における法律関係に基礎をおくやや特殊な租流――イギリス、アメリカ、ドイツ、フランス、税であり、通常の経済理論にしたがった課税のスイス、カナダ、オーストラリア、日本』（財根拠に関する議論を行なうことを困難にするよ団法人日本住宅総合センター刊）をお読みいた

うな側面を有しているといってよい。しかも、だきたい。この書物は、世界の各国の相続・贈第二に、その歴史的な由来が、ヨーロッパ中世

与税制度について包括的に検討を加えたもので、1)における登録税であった点 からも明らかなよ日本における相続・贈与税制度について考える

うに、現代において課されている各種の租税の際の基本的な資料となるものと思われる。なお、

中でも、それは、きわだって歴史の古い特殊な読者の皆様には、本稿の叙述が、そこに述べたものである。

ことと重複する部分が少なくないことをご了解

このような特殊な租税について議論する際には、所得税や付加価値税について論ずるのとまったく同じ態度で臨むわけにはいかず、本来ないただきたい。

1 相続と相続税

らば、課税の歴史や民法との関連等について相

相続税が相続に関連して課されるものである

当深く検討を加えることが前提として要求され以上、相続税の根拠と限界について租税法の観るはずである。しかしながら、専門分野が細分点から論ずる際には、本来ならば、民法におけ化された現代において、租税制度の研究者にとる相続という制度の本質について踏まえたうえって、それはきわめて困難なことである。ただで議論すべきであろう。にもかかわらず、実際一ついえるのは、このような特殊な古い歴史をには、民法上の相続制度との関係をあまり考慮有する租税について、経済理論のみから適正なせずに、平等の観点、あるいは、課税の経済的課税のあり方を考えたり、あるいは、財政上の効果の観点のみからの議論が行なわれることが必要のみから課税水準を考えたりすることはあ多い2)。しかし、このような視点の研究には、

まり望ましいことではないのではないかという若干の問題が含まれている点を否定することが2

季刊 住宅土地経済

2011年春季号№80

できない。相続という制度そのものが財産権のなかざと・みのる
1954年埼玉県生まれ。東京大学

本質に関わるものであることは否めず、日本国法学部卒。東京大学法学部助手、一橋大学法学部助教授などを経憲法の下、相続制度に本質的な存在根拠が仮にあるとすれば、それに関する課税も、単に租税(中里 実 氏 写真)

法や租税政策の観点から自由に行なうことが許て、現在、東京大学大学院法学
政 治 学 研 究 科 教 授。こ の 間、
2004年ઊ月から2005年અ月まで、されるということには必ずしもならないであろHarvard Law School 客員教授。

う。

革』（有斐閣）ほか。

著書：『デフレ下の法人課税改

相続税について議論する際には、平等の確保
とか、富の再分配ということがしばしば語られ行なうべきことが所与の前提としてあって、そるが、その背後に存在する相続制度そのものとのうえで、その手段としての相続税の利用につの関連における理論的基盤は必ずしも明らかでいて議論する研究が多い4)のである。

はない。一般に、云々すべきという主張を唱え

ところで、経済学的なあるいは政策論的な視る際には、そのもととなる何らかの規範的命題

点から、相続税の制度について本格的に検討しの存在を明らかにしなくてはならないが、富のた比較的最近の注目すべき成果として、アメリ再分配のために相続税を利用すべきであるといカ 連 邦 議 会 の 報 告 書（Jim Saxton and Macう主張に関しては、そのような規範的命題がどThornberry, United States Congress, Jointのようなものであり、どこからくるのかが必ずEconomic Committee, The Economics of the

しも明確ではないのではなかろうか。一定の論

Estate Tax, 1998）が存在する。これは、相続者が経済政策の観点から見て望ましいと考える

税制度の歴史、現状と問題点、改革の方向性等ことが、すべて、憲法における財産権保障とのについて包括的に検討したもので、水準の高い関連で許容されるとは限らない。戦後の家族法ものとして参照に値する。日本においても、相改革の流れのなかで、今となってみれば社会主

続税について基本的な改革を考えるのであれば、義的とも見える議論が活発に行なわれたが、そ財産権の本質に踏み込まないとしても、せめて、のような議論が現在においてどの程度妥当する

このような基本的な研究を行なう必要があるとかという点については、さらなる理論的検討がいえよう。

必要なのではなかろうか。
また、仮に、なんらかの規範的命題にしたが2 相続税の理論って富の再分配を行なうことが望ましいという上で述べたように、相続税は、それ自体を独ことになったとしても、どの程度の再分配が望立に議論するだけでは、その本質に迫ることがましいか、あるいは、それを相続税制度を用い不十分であるという特性を強く有している。そて行なうのがいいのかどうかという点についての検討のためには、特に、所得税との関係、おは、そう簡単に結論がだせるものではない。こよび、民法との関係を整理しておく必要がある。

の点についての議論も、あまり活発に行なわれているとはいいがたいのが現状である3)。

相続法との関係

従来の議論が、相続に関連する財産権の本質

相続が民法において定められた制度である以にふみこまないものに終始してきたという事情上、当然のことではあるが、相続税は、民法とを反映してか、相続税についての経済分析も、密接な関係を有している。具体的には、それは、現実には、その課税の根拠に関するものよりは、

民法上の夫婦財産制・夫婦財産契約や相続制度

課税の経済的効果に関するものがほとんどであと一体に議論すべき対象であって、相続税の課るといってよかろう。すなわち、富の再分配を

税のみを取り出して独立に論ずべきではない。
相続税の複雑性3しかも、民法上のそのような制度の背後には、 担は、都市部の土地所有者等に集中する傾向が経済的一体としての家族という視点が存在するあり、結果として狙い撃ちになることが少なくものと思われる。たとえば、一定の親族間におない。その効果として、富裕層が海外移住等をいてのみ相続が認められているのは、それらの行なえば、深刻な問題ともなりうる。

者どうしが相互に潜在的財産権を持ち合ってい相続税について論ずるということは、このよるという認識が存在する結果であるとすれば、うな問題について包括的に検討を加えるという

そのような潜在的財産権が顕在化したからといことであり、容易に望ましい課税方式が提示さって、即、重く課税すべきであるということにれるわけではない。

は必ずしもならないであろう。

3 世界的な流れ
ここでは、何よりも、日本の場合とは異なり、所得税との関係

シャウプ勧告以来、日本の現行所得税制度の世界における相続税・遺産税改革の大きな方向

基盤をなしていると思われる包括的所得概念の性は、その廃止ないし適用範囲の制限であると理論に基づいて考える場合、相続・贈与によるいう点は否定しようのない事実であるという点

財産の取得も純資産を増加させるものとして、を指摘しておかなければならない。この点は、当然に所得に含まれることになる。したがって、 日本においてあまり紹介されてはいないのかも
このように考える場合、取得型の相続税・贈与しれないが、先進国の多くにみられる共通点で税は、そのように本来は所得税が課されるべきあると思われるので、その概要を要約すると、であるところの相続・贈与による財産の取得にほぼ以下のようになる。なお、この点について対して、所得税に代わる特別な課税を行なおう

詳しくは、海外住宅・不動産税制研究会編著とする制度として位置づけられることにならざ『相続・贈与税制再編の新たな潮流――イギリ

るを得ない。

ス、アメリカ、ドイツ、フランス、スイス、カ

所得税法 9 条 1 項が、「次に掲げる所得については、所得税を課さない」として、その16号

ナダ、オーストラリア、日本』に掲載の諸国についての論文も参照していただきたい6)。

に、「相続、遺贈又は個人からの贈与により取アメリカ：アメリカにおいては、Economic

得するもの」を列挙しているのは、本来ならばGrowth and Tax Relief Reconciliation Act of

所得税の課税対象となるものを特に非課税とす2001 により、2010年に連邦遺産税がいったん5)る趣旨であると考えられる 。

廃止され、それにともない、相続の際の資産の取得価額の切り上げを定めた内国歳入法典1014

経済的効果条が改正され、日本の場合と同様に、相続の際租税政策的にも、相続に対して課税すべきかの取得価額の引継ぎが行なわれるようになるこ

否かという点について理論的に考えた場合におととされた7)。

いて、きわめて深刻な問題につきあたる。すな

カナダ：カナダにおいては、1971 年に遺産

わち、相続は単なる移転であり生産活動と無関

税が廃止され、その際に、相続財産の含み益に係なのであるから、そもそもそれに対して課税対するみなし譲渡所得課税が導入された8)。

する必要はあるのかという問題が生ずるからである。また、フローに対して所得税を課税し、オーストラリア：オーストラリアは、1979
年の 7 月に遺産税を廃止した9)。

かつまたストックに対して相続税を課税するこ

ニュー ジー ラ ン ド：ニュー ジー ラ ン ド は、とは、経済的には二重課税を惹起する可能性が1992年以降に死亡した者について、遺産税を廃ある。さらに、現実の問題として、相続税の負止した10)。

4

季刊 住宅土地経済

2011年春季号№80スイス：スイスにおいては、相続税・贈与税

えると、理解がしやすいであろう。すなわち、はカントンの租税であるが、たとえば、ベルン

包括的所得概念を採用して、相続や贈与によりは、2006年 1 月 1 日以降、相続税・贈与税を廃取得した財産を所得と考えれば、相続も贈与も、

11)

止した

所得を生み出す原因として並列的に位置づける。

スウェーデン：スウェーデンにおいては、ことが可能となるからである。所得税との関係

2005年 1 月 1 日から相続税（Arvsskatt）が廃を無視して、相続税と贈与税の統合について資

止されており、そのかわりに、20万ユーロを超産税の観点からのみ考えたとしても、不十分でえる資産に対して1.5％の富裕税を課していあるとしかいいようがないのではなかろうか。

る

12)

そして、相続税・贈与税を廃止した場合に、。

イタリア：イタリアにおいては、2001年に相相続・贈与についていかなる課税上の扱いをす

続税（Tassa di successions）が廃止されるとべきかという点について考える際にも、相続・13)

ともに、贈与税も大幅に軽減された。

贈与と所得税との関係にさかのぼる必要がある。

フランスにおける相続税改革：フランスにおこのように所得税との関係に立脚して相続

いては、相続税自体は存続しているが、2007年

税・贈与税について考える場合、日本の租税制

8 月22日以降、夫婦間、および、同居の兄弟間

度・租税理論の下において、様々な外国におけの相続税が非課税とされた。

るように仮に相続税が廃止されたとして、相続

この他にも、相続税を廃止した国も少なくなの際に課税は本当に行なわれなくなるかといういという事実は、日本における税制改革を考えと、決してそうではないという点に留意が必要

る上で無視することのできない点であると思わである。

れる。すなわち、経済格差が拡大したから単純被相続人段階の含み益の扱いと、相続人段階に相続税を増税するというような発想がはたしの取得財産の扱いを総合的に考えて、日本で仮てどこまで正当化されるのかという点についてに相続税が廃止されたとした場合に採用可能なは、少なくとも、より真剣な検討が必要である制度としては、以下のように整理することがでといえるのではなかろうか。

きよう。

もちろん、次節で述べるように、相続税や遺①何の措置も講じないで相続税を廃止し、取得産税が廃止されたからといって、相続の際の課価額は引き継ぎとする（アメリカの 2010 年

税がすべてなくなるわけではなく、かわりに所改正直後の方式）。

得税その他の課税が問題となりうるという点はきわめて重要であるが、少なくとも、独立の相続税や遺産税それ自体にどれだけの存在理由があるのかという点については、相続というより本質的な問題にまでさかのぼって、理論的に再考してみる必要があるといえよう

14)。

4 相続税が廃止されるとした場合の相続の扱い②相続税は廃止するが、みなし譲渡課税と取得価額の切り上げを行う（カナダ方式）。
③相続税を廃止し、取得財産について、相続所
得として所得税を課税する。
その際に、特別控除を1000万円とかに減額すれば、実質的増税を図ることも可能である
し、逆に、相続所得を一時所得とすることにより減税を行なうことも可能である。また、相続所得の分離課税も考えられる。なお、こ相続税・贈与税は、孤立して存在する租税での場合、取得価額を切り上げるか否かは、理はなく、所得税ときわめて密接な関係を有して論上は、一応別問題と考えられるが、その要いる。相続税と贈与税の関係について考える際

素を組み入れると、この方式はさらに次の 3にも、両者の所得税との関係を念頭において考つに分かれる。
相続税の複雑性5③-1 相続税を廃止し、「相続所得」に対すなるということになるのではなかろうか。もちる所得課税を行なう。みなし譲渡課税も、ろん、その場合に、近親者からの相続・贈与を取得価額の引継ぎも行なわない。

非課税とすることも可能かもしれないが、それ③-2 相続税を廃止し、「相続所得」に対する所得課税を行なう。みなし譲渡課税を行なう。
これは、相続人による相続財産の取得と、はあくまでも例外的な措置にとどまるであろう。

5 住宅の特殊性
最後に、相続税と住宅とのかかわりについて、被相続人段階の含み益の扱いは無関係と考若干述べておこう。相続税は、その全体としてえるためである。ただし、みなし譲渡課税の税収は比較的小さいが、一部の納税者に対しの結果として、取得価額切り上げが必要とて集中的に課されるものであるが故に、納税者なる。

にとってみれば、その影響は深刻である。特に、③-3

相続税を廃止し、「相続所得」に対す

個人の保有資産に占める不動産の比率が一般的

る所得課税を行なう。みなし譲渡課税は行に高いために、不動産との関連について明確になわず、取得価額の引継ぎを行なう。

理解しておくことが必要となる。その場合にお④相続税を廃止し、財産税（保有税）を課税すいて問題となるのは、主に、住宅に関する政策る（スウェーデンの方式）。みなし譲渡課税
や取得価額の引継ぎは行なわない。

税制の可否であろう。
租税制度について議論する際には、常に正論

かつて平成21年度税制改正において議論されで語るしかなく、特定の利益を擁護するようなた改革案における取得税方式への移行は、諸外

議論は賛同を得ることが困難な場合が多い。な国における相続税・遺産税の廃止の動向を踏まぜならば、国とは納税者の集合体であり、あるえ、仮に相続税が日本において廃止されるよう納税者にとって有利なことは、他の納税者にとなことがあったとしても、それを少なくとも所って不利だからである。そして、不動産税制に得税の一部として存続させるための布石である

おいては、一定数の特別措置が存在するが、一と考えるのは、考えすぎであろうか。その場合、 般的に、特別措置を弁護することはなかなか困③の方式のいずれかがありうる選択肢というこ難である。特に住宅だけをなぜ特別視するかととになろう。そのうち、理論的に首尾一貫していう点の正当化は、困難な場合が多い。したがいるのは、③-2、ないし、③-3ということになって、住宅税制を考える際にも、住宅の保護とろう。それは、以下の理由による。

いう観点よりは、公平性・中立性の観点に立っ

まず、被相続人の資産保有期間における含みて議論することが重要であろう。

益に対する課税は、みなし譲渡課税ないし取得

もちろん、政策税制を正当化できる例外的な価額の引継ぎというかたちで行なうべきである

場合が存在することも否定できない。たとえば、というのが、シャウプ勧告以来の租税理論の通特別措置であっても、一般化した政策であれば常の帰結であろう。

正当化は可能である。なぜならば、住宅ローン

また、相続による財産の取得に対して仮に相減税や生命保険料控除のように、多くの人が利続税が課税されないとしても、包括的所得税の用していれば、不公平性自体はあまり問題とな下においては、相続による財産の取得も所得をらないかもしれない。また、以下のような点も、もたらすことにかわりはないから、通常の感覚

一応は妥当するといえよう。

でいえば、相続税が廃止されると、（前述の、・長く続いている政策には、それなりの根拠が所得税法 9 条 1 項16号の非課税規定も廃止さある。

れ）相続人に対して所得税が課税されるように・多くの国で採用している政策には、それなり

6

季刊 住宅土地経済

2011年春季号№80

の根拠がある。

私法上の取引関係を前提としなければ課税関係・経済的効果の実証された政策には、それなりを考えることは不可能であるが、相続税においの根拠がある。

ては、その程度が著しいのである。

このような例外を除けば、一般的に、住宅の繰り返しになるが、以上のような本質的な点

特殊性を強調して一定の政策税制を正当化するを無視して、各国の相続税制度の表層におけることは困難な場合が多い。政策税制の正当化の技術的差異のみをいくら比較しても、それは比ためには、その措置により促進される政策が、

較法研究ではなく、単なる制度の比較にすぎな

国民生活にとって重要で、国民経済全体にとっいものである。相続税に関する議論は、経済学て有益であり、受益者も多く存在することを示

的なものは富の再分配に関するものが多く、ましたうえで、政策の効果を実証するしかないが、 た、実務的なものは評価に関するものが多い。
それは相当高いハードルである。
しかしながら、住宅がかなり特殊な資産であ

これらが重要なことは論をまたないが、純粋に法的観点から相続税について議論することも時

ることは容易に理解できる。経済学的に見ても、 には必要である。今後、そのように相続制度の住宅には相当の特殊性を見出すことができる

15)

ので、相続税に関しても、そのような点を十分に考慮して検討を行なうことが必要であ

正確な理解に基づいた相続税に関する比較法研究が活発に行なわれるようになることを期待したい。

る。

まとめ：格差是正措置としての相続税の限界課税というものは、本来、経済活動を対象としてなされるものである。これに対して、相続税は、必ずしも純粋な経済活動を対象として課されるものではないという点に、本質的な問題がひそんでいる。相続税について議論する際の留意点は、以下の 2 つである。
第一に、中世における登録税課税以来の伝統を引く古い租税である相続税を、近代的な所得税と同一に論ずるわけには必ずしもいかないという点である。中世ヨーロッパにおける領邦領
主の領主権の発動としての金銭賦課を求める権利（仏 droits, 英 charges）から発展した登録
税の近代的な形態としての相続税は、本来的には、領主権の発動としての金銭賦課を求める権利の流れをくむものであり、それとは別系統の一方的な課税権に基づいて課される租税（impôts, taxes）とは、その本質を異にするものである。
第二に、相続制度の根拠を正面に据えたうえ
でなければ、相続税に関する議論を行なうべきではないという点である。所得税においても、

注
1 ）この点は、海外住宅・不動産税制研究会編著「欧米 4 か国における住宅・不動産関連流通税制の現状と評価」において議論した。課税権は、中世領邦領
主の領有権から派生したものであるが、その領有権の一種としての裁判権から生ずる登録権の手数料が相続税へと変化した。
2 ）この問題については、経済学の他、社会学や政治学においても議論されている。そのような分野における研究は、相続税の経済的効果、特に平等性との関係に着目したものが多いが、法律学における研究を行なう際にも大いに参考になる。Cf. Jens Beckert（2008) “Why Is the Estate Tax so Controversial?”
Society, Vol.45, No.6．http://edoc.mpg.de/377573；J.
D. Trout and Shahid Buttar（2000) “Resurrecting
ʻDeath Taxesʼ : Inheritance, Redistribution, and theScience of Happiness,” Journal of Law & Politics, Vol.
16, p.765.
3 ）ただ、個人の住宅と、同族会社の持分については、
ヨーロッパでもかなりの特別措置を導入しているのは、政治的な理由によるものなのであろうか。
4 ）この点については、私が昔執筆した中里実「相続税の理論的問題点――研究ノート」（海外住宅・不動
産税制研究会編著「相続・贈与税制の新たな潮流」（2010）所収、309-331頁。初出1986年）を参照されたい。
5 ）生保年金に関する最高裁平成22年 7 月 6 日判決については、『ジュリスト』2010年11月 1 日号特集「生保年金二重課税最判のインパクト」を参照。
6 ）ま た、http: //ezinearticles. com/? Inheritance-Tax, and-How-to-Avoid-it&id = 163297、お よ び、Stephen

相続税の複雑性7

Byers, “Inheritance Tax Does Not Reduce Inequality,” http: //www. guardian. co. uk/commentisfree/
2006/sep/01/comment 参照。
7 ）Joseph M. Dodge（2001) “A Deemed Realization
Approach Is Superior to Carryover Basis (and Avoid
Most of the Problems of the Estate and Gift Tax)，”
Tax Law Review, Vol.54, pp.421, 423-424．このように、これまで相続財産については被相続人に対する所得課税なしに取得価額が相続時の時価に切り上がるとされていたのが改められ、被相続人の取得価額が引き継がれる（その結果、資産が値上がりしている場
合、相続した財産を将来譲渡した際の譲渡所得税が増える）こととされるために、連邦政府の税収は基
本的には減少しないものと思われる。
8 ）http: //www. cohenlaw. com/news-articles-71. html
は、次のように述べる。 “Canada abolished its estate
tax system in 1971. Under Canadaʼs income tax laws,
however, Canadian residents are deemed to havedisposed of all of their assets just before death, andtheir estates are subject to Canadian income tax on
the gains inherent in such assets at death.“
9 ）http: //www. taxfoundation. org/blog/show/1678.
html. Cf. Joshua S. Gans and Andrew Leigh, “Toying
with Death and Taxes: Some Lessons from Down
Under,” http: //people. anu. edu. au/andrew. leigh/pdf/
DeathAndTaxes_EV.pdf.
10）William G. Gale and Joel B. Slemrod, “Rethinking
the Estate and Gift Tax: Overview,” http://www.bus.
umich.edu/OTPR/WP2001-5paper.pdf
11）http: //www. taxation. ch/index. cfm/fuseaction/
show/temp/default/path/1-532.htm
12）http: //ezinearticles. com/? Inheritance-Tax, -andHow-to-Avoid-it&id = 163297 ま た、John Miller,“Taxing Wealth Swedish Style, An Annual Levy That
is More Efficient than the Estate Tax,” http://www.
dollarsandsense. org/archives/2005/0905miller. html
参照。
13）http: //www. iht. com/articles/2002/11/23/ritaly
ed3 .php. Cf. http://www.time.com/time/magazine/
article/0, 9171, 1376184, 00. html, http: //www.
businessonline. it/news/3244/Tassa di successione
ritorna con l attuazione della Finanziaria Ecco i
dettagli. html, http: //www. ilsole24ore. com/art/
SoleOnLine4/Speciali/2006/finanziaria2007/finanziaria2007 decreto fiscale241106busani. shtml? uuid =34a076f6-7b8d-11db-9a68-00000e25108c, http: //www.
imisonnotaries.com/news 03.php.
14）なお、相続税を維持している国においても、日本とは状況がかなり異なるように思われる。たとえば、フランスにおいては、夫婦間の相続の非課税が採用されたし、子や孫が相続する場合の負担は低く抑えられており、遠い関係の者については、負担が重い。
日本においても、夫婦間の相続における軽課や、親等により税率を変える等を考えてもよいかもしれな

8

季刊 住宅土地経済

2011年春季号№80

い。
15）住宅の特殊性については、Mirrlees Report 中の、“Housing and associated market imperfections”と題する、Orazio P. Attanasio and Matthew Wakefield 執筆の部分（特に、同報告書715頁）が参考になる。また、以 下 の 論 文 も 参 考 に な る。Robert Chote, Carl
Emmerson and Zoë Oldfield eds.（2004) “The IFS
Green Budget”(IFS Commentaries）at http://www.
ifs. org. uk/budgets/gb2004/04chap5. pdf; Marion
Steele（2006) “Government Assistance to Housing
through the Tax System: Analysis of Three Examples,” at http: //www. mah. gov. on. ca/AssetFactory.
aspx?did = 1042; James M. Poterba（1992)“Taxationand Housing: Old Questions, New Answers,” American Economic Review Vol.82, No.2, pp.237-242,; Firouz
Gahvari（1985）“Taxation of Housing, Capital Accumulation, and Welfare: A Study in Dynamic Tax
Reform,” Public Finance Review Vol. 13, pp. 132-160,
Helmuth Creme and Firouz Gahvari（1998) “On
Optimal Taxation of Housing,” Journal of Urban
Economics, Vol.43, No.3, pp.315-335.

新刊書紹介海外住宅・不動産税制研究会編著

相続・贈与税制再編の新たな潮流
イギリス・アメリカ・ドイツ・フランス・スイス・カナダ・オーストラリア・日本
財団法人日本住宅総合センター刊、2010年ઈ月、5250円

わが国の相続・贈与税制は、贈与税については、 財産における住宅・不動産の重要な位置づけと、世代間のタイムリーな資産移転を促すため、近年、 所得税、流通税、資産税等の他の課税との関係に
特に住宅・不動産取得に関して、生前贈与の非課も留意しつつ、各国の相続税制度の追究を試みて税枠の拡大により減税メリットが高まっている。

いる。終章では、各章における国別の分析結果を一方で、「平成23年度税制改正大綱」において相横断的に踏まえて、世界的な潮流を総括的に俯瞰

続税については、基礎控除額の大幅減額とともに、 するとともに、本研究成果の評価と今後の課題を最高税率の50％から55％への引き上げなど、課税強化の方向が打ち出されている。

提示している。
座長として全体統括に当たられた中里実・東京

本書は、わが国の相続・贈与税を取り巻くこの大学教授、ならびに研究会にご参加いただき執筆

ような状況のもとで、東京大学大学院法学政治学にご尽力賜った研究者各位に謝意を表するととも研究科・中里実教授を座長とする海外住宅・不動に、本書が、研究者、行政担当者、実務家等を含産税制研究会（財団法人日本住宅総合センター主め、幅広い分野の方々に活用されることを期待す

催）が取り組んだ研究プロジェクトの成果であり、 るものである。
廃止や軽減のトレンドも認められる主要先進国の相続・贈与税制度を検討対象としたものである。

「海外住宅・不動産税制研究会」における本テ2008年の譲渡所得税、2009年の流通税の書籍に続ーマの研究・執筆体制は下記のとおりである。

く、海外住宅・不動産税制研究会編著の各国比較研究シリーズの第 3 弾である。
本書では、イギリス、アメリカ、ドイツ、フランスの欧米 4 カ国はもとより、スイス、カナダ、

座長：中里実・東京大学大学院法学政治学研究科教授／総括・フランス担当
委員：浅妻章如・立教大学法学部准教授／スイス担当

オーストラリア、日本をも調査対象に組み入れ、

岩﨑政明・横浜国立大学大学院国際社会科学研究科

グローバルな視点で、国別に相続・贈与税制成立

教授の背景と理念、沿革、存廃状況、現行制度の基本

神山弘行・岡山大学大学院社会文化科学研究科准教的枠組み、住宅・不動産関連の規定、現行制度を授／アメリカ担当

めぐる論議等の検討・考察を行なっている。各章

佐藤和男・前三井不動産株式会社顧問／日本担当

では、相続・贈与税制再編・改編の最新動向を、

谷口勢津夫・大阪大学大学院高等司法研究科教授

その経緯を含めて国別に詳細に把握している。
いずれの国においても、相続ならびに相続税の渕圭吾・学習院大学法科大学院教授／オーストラリ
ア担当

制度は極めて古い歴史を有するものであり、両々

吉村政穂・横浜国立大学大学院国際社会科学研究科

相俟って相互に密接不可分な構造を呈しているこ

准教授／イギリス・カナダ担当と、相続税の前提となる各国の相続制度自体が、協力委員：高頭秀雄・社団法人不動産協会事務局長代理

夫婦財産制度をはじめ、それぞれの国の歴史や文化を反映していること、相続税制度そのものも、（以上、敬称略)

研究会事務局

いわゆる遺産課税方式と遺産取得課税方式とでは、

大柿晏己・財団法人日本住宅総合センター専務理事

その基本理念が異なることなど、相続・贈与税研／統括責任者

究において対峙しなければならないテーマは多岐

山田ちづ子・財団法人日本住宅総合センター研究部

にわたり広範に存在する。

／調査研究責任者・ドイツ担当

本書では、このような問題の地平に立ち、相続

行武憲史・財団法人日本住宅総合センター研究部

新刊書紹介

9

エディトリアルノート

本号の 3 論文は、家計の負債構

小川・万論文では、まず、家計年代のものであるが、最近の金融

造と消費に関する理論モデルを提の保有する債務が消費行動に対し危機以降の家計の負債構造と消費示してミクロ・データで実証したてどのような影響を及ぼすのかを、 行動に関してもデータを拡張して研究、市町村合併に着目した土地

ライフサイクル・恒常所得仮説に分析し、90年代の行動と比較する

利用規制のゲーム論による競争モ

基づいた 2 期間モデルを提示する

ことが可能であれば、より一層興

デル分析、J-REIT 制度に係わることによって、例示している。結

味深い研究となると思われる。

税制改正の政策評価分析と多岐に果として、家計の保有する負債は◉わたっている。いずれも、丁寧に実物資産、金融資産・負債、人的大澤論文（「市町村合併に着目分析された貴重な研究であり、き資産を含めた純資産を通じて消費した土地利用規制競争モデル」）

わめて興味深い。

に影響を及ぼすが、家計が借入制

は、市町村合併と土地利用規制の◉約に直面している場合には、負債問題に焦点を当てて、空間要素を小川・万論文（「家計の負債構

残高は通常の資産効果に加えて独明示的に取り込み、旧行政区域の造と消費――わが国のミクロ・デ

立した消費抑制効果を持つことが土地利用規制に関する地域間競争

ータによる実証分析」）は、債務理論的に示されている。

を理論的に取り扱ったものである。

者である家計に焦点を当てて、次に、理論分析で得られた結果

プレイヤーを旧行政区域、戦略を

1990年代における家計の債務保有を、ミクロ・データによる実証分

土地利用規制、利得を規制緩和にの状況はどの程度だったのか、ま析で検討している。特に、負債がよる環境悪化損失分と人口増加とた債務残高は家計の消費行動にど消費に与える効果をとらえるための和として、非協力ゲームのモデのような影響を及ぼしたのかを、に、負債比率は消費の決定においルを構築し、 2 行政区域が利得最ミクロ・データに基づいて定量的て外生的と仮定して、負債比率を大化行動に従うとしたとき、どのに分析したものである。分析に用独立した説明変数として用いて分ような土地利用規制の組み合わせが実現するのかをナッシュ均衡のいられているデータは、総務省の析を行なっている。総消費支出関『全国消費実態調査』から抽出さ数の計測結果として、負債比率は、 枠組みで考察している。すなわち、れた1989年、94年、99年の 3 年分

資産変数をコントロールしたうえ

合併自治体における旧行政区域ののリサンプリング・データである。 でも、消費に対して有意な負の効行動に着目し、旧行政区域の便益

これら 3 カ年のデータを用いて分最大化行動を想定している。

果を持つことが示されている。

析することによって、資産価格がさらに、形態別消費支出関数のまず 2 地域間競争を静的モデル

高騰したバブル期と資産価格が暴計測結果では、負債比率は、「半として 2 人非対称ゲームで表現し、落したバブル崩壊期というまった

耐久財」「非耐久財」に対して消支配戦略を用いて、ナッシュ均衡

く異なった時期における、家計の費抑制効果があることが示されてを求めている。次に、市町村合併

負債が消費行動に与えるインパク

いる。

等地域間の連携便益が、土地利用

以上のように、小川・万論文の規制の選択に与える影響を見てい結果は、1990年代における家計部

る。最後に、日本の自治体という門の過剰債務が支出削減効果を有集団の中で、土地利用の指定が広ては、消費支出全体にとどまらず、 していたことを示している。すな

まったり消滅したりする現象を進

消費支出を「耐久財」「半耐久財」 わち、小川・万論文で示されたよ化ゲームで定式化している。連携「非耐久財」「サービス」といったうな需要削減が90年代以降のわが便益が大きいと均衡が複数存在す

形態別消費に分類して、費目ベー

国における景気低迷を深刻化する

るが、社会的に最適な均衡を実現

スで過剰債務が消費構造に与える一因となったと考えられる。

するための方策についても検討しトを分析することが可能となっている。
また、債務と消費の関連に関し影響も分析している。

10

季刊 住宅土地経済

分析対象となったデータは19902011年春季号№80ている。既存研究で提示されたモ

デルを拡張し、合意形成の収束プ
ロセスまで考察している。

菅谷論文（「J-REIT 税制改正ドウ）において累積したものをもの 政 策 評 価 分 析」）は、J-REITってそのイベントが株式市場でどまず、最も単純なモデルとして、 制度に係わる平成21年度の税制改う評価されたかを計算している。

2 行政区域が土地利用指定に関し正のアナウンスメント効果を定量

具 体 的 に は、投 資 口 価 格（株て競争する基本モデルを考えてい的に示し、その政策評価を、実際価）は理論上配当割引モデルで決る。 2 区域は開発抑制地域の面積に合併が成立したケースも考慮し定されるので、本来法人税課税がが異なり、環境悪化損失がその面て、イベントスタディの分析手法

予定されていない J-REIT に対す

積に比例すると仮定する。各行政を用いて行なったものである。

る法人税課税は投資家への配当を

区域は土地利用規制に関して、

平成21年度の税制改正が行なわ

直接減少させることになるので、「強化」か「緩和」のどちらかをれるまでは、90％超配当要件の判

投資家が法人税課税のリスクを織指定する。両行政区域の規制が異定式の問題と、合併税制の未整備

り込んでいれば REIT の株価は、な れ ば、住 民 の 一 定 割 合 が「強の問題があった。それに対して、

下落することになる。課税リスク化」行政区域から「緩和」行政区

平成21年度税制改正大綱により、が原因で株価が低迷していたとす

域へ移動するが、両区域の規制が90％超配当要件に内在する税会不れば、それが軽減される政策が公同じであれば、住民は移動しない。 一致に伴う利益全体に対する法人

表された場合、株価は本来の価格結果として、一意のナッシュ均衡

税課税の懸念が払拭され、さらに、 への上昇が期待されるので、このが達成されるが、土地利用分権化

合併税制が整備されることで再上昇分をアブノーマル・リターン

は小規模行政区域を有利にするこ編・成長の手段が増え、市場にダとして推計し、その累積値をもっとがわかる。

イナミズムが与えられ、また柔軟て市場における税制改正の評価とこの結論は、市町村合併と土地性を示すことで、J-REIT 市場のし て い る。サ ン プ ル と し て は、

利用規制緩和促進が必ずしも整合信頼性が向上することが期待され

J-REIT 投資口価格として､上場投しないことを意味する。また、移ることとなった。

資法人41銘柄のものを用いている。

動住民が増加するにつれて、社会

そこで、菅谷論文では、以上の分析結果より、投資口価格の低的厚生が下がることも示されていような税制改正によるこれまで問迷の背景として、法人税の課税リる。つまり、行政区域間移住に関題とされていた法人税の課税リス

スクの上昇が織り込まれていたとするモビリティの向上は競争を煽

ク軽減の期待が、市場ではどのよ解釈できることが示されている。

り、結果として、両行政区域ともうに評価されたかについて分析し次に、各 REIT の累積アブノー「緩和」を指定したとしても、結ている。株式市場が効率的である

マ ル・リ ター ン（CAR）の 違 い果として社会全体の厚生が最低レことを前提として、イベントスタ

はいかなる要因によるものかを、ベルとなる。地域主権の流れによ

ディの手法を用いて、イベントが回帰分析を用いて分析している。

り、土地利用規制を各地域の判断なかった場合の株価を推計し、当要因分析結果からは、減損リスク

で柔軟に変更できるようになると、 該推定値と株価の実績値の差異をのみでは税制改正の評価を説明で結果として、財政健全化に逆行しもってイベントの効果を測定してきず、スポンサーの規模による影てしまうのである。

い る。換 言 す る と、あ る 出 来 事

響も評価のポイントとなっている

集団モデル型進化ゲームの動学 （イベント）が生じなかった場合ことが示されている。

モデルの考察からは、土地利用規の リ ター ン（ノー マ ル・リ ター

制の義務付けや環境保全意義の啓ン）を推定し、実際のリターンとどのようなパフォ−マンスを取る

蒙が、社会的厚生を高めるのに有の 差 異（ア ブ ノー マ ル・リ ターのか、さらにデータを累積して分効であることが示されている。

ン）をイベントの効果が持続する

析されることを期待する。

◉

であろう期間（イベント・ウイン

今後、J-REIT 市場が、合併後、(Ｍ･Ｓ)

エディトリアルノート

11

論文

家計の負債構造と消費

わが国のミクロ･データによる実証分析

小川一夫・万 軍民
はない。家計に対しても貸し出しは急増し、家はじめに計の債務残高は累増していったのである3)。

日本経済は1990年代から世紀を超えて低迷を図 1 には内閣府経済社会総合研究所『国民経続けてきた。このような長期にわたる低迷は戦済計算年報』所収の家計部門の期末貸借対照表

後の先進諸国では前例がなく、その原因とメカから作成された 2 種類の負債比率の推移が描か

ニズムの解明に多くの関心が寄せられてきた。

れている。家計の負債残高を期末資産で除した

しかしながら、主たる原因をめぐる論争は未だ

比率は、1980年代後半にかけて緩やかに低下し、1)

89年に底を打った後、90年代前半に上昇し中頃に決着をみるに至っていない 。
長期低迷の原因をめぐるこれまでの議論を整以降は14∼15％で推移している。これに対して理すると、需要側、供給側、そして金融システ

借入金残高を土地・住宅資産で除した負債比率

ムの機能不全を強調する立場に大別される。長は80年代後半に低下した後、90年代には一方的期低迷が需要側に起因すると主張する立場では、 に上昇を続けている。負債比率は1987年に最小
しばしば慢性的な需要不足をもたらした原因と値15.2％を記録するが、2003年には30％を超え、して1990年代における金融政策の対応の遅れがほぼ 2 倍の水準にまで上昇している。このよう指摘されている。これに対して供給側の要因をに家計の債務状況も決して楽観視できる状況に強調する立場は、企業の生産性が低下し、それはなかった。

が企業の活力の喪失につながり、潜在的な生産本研究では、債務者である家計に焦点を当て

水準の低下を引き起こしたと主張する。金融機て、1990年代における家計の債務保有の状況は関の機能不全を強調する立場は、金融機関におどの程度だったのか、また債務残高は家計の消ける不良債権の累増が金融仲介機能を麻痺させ

費行動にどのような影響を及ぼしたのかを、総て、それが債務者の過剰債務と相俟って実物経済に対して悪影響を及ぼしたと主張する。

図ઃ―家計の負債保有の推移

金融システムの機能不全に着目する立場では、
1980年代における銀行の過剰融資が90年代における地価の暴落によって不良債権化し、債権者、債務者の経済活動に大きな影響を及ぼした点が強調されるが、これまでの分析は債権者側である銀行行動と債務者である企業行動にもっぱら焦点が当てられてきた2)。しかしながら、バブル期に融資が大幅に伸びたのは企業部門だけで
12

季刊 住宅土地経済

2011年春季号№80

出所）内閣府経済社会総合研究所『国民経済計算年報』

(小川一夫 氏 写真)

おがわ・かずお

まん･ぐんみん(WAN, Junmin)

1954年兵庫県生まれ。神戸大学

1970年中国江西省南昌市生まれ。

経済学部卒。ペンシルヴァニア
大学経済学博士課程修了（Ph.

大阪大学大学院経済学研究科修了（経済学博士）。中国江西省D.）。神戸大学経済学部講師、助教授、神戸大学大学院国際協力研究科助教授を経て、現在、（万 軍民 氏 写真)

医療設備センター職員、大阪大学大学院国際公共政策研究科助手などを経て、現在、福岡大学

大阪大学社会経済研究所教授。

経 済 学 部 准 教 授。論 文：“The著 書：『「失 わ れ た 10 年」の 真

Incentive to Declare Taxes and実』（東洋経済新報社）ほか。

Tax Revenue: The Lottery Receipt Experiment in China”ほか。

務省『全国消費実態調査』から抽出されたリサ

務残高はバブル崩壊後の消費行動に対して抑制

ンプリング・データに基づいて定量的な分析を的に働いたことがわかった。

試みる。
『全国消費実態調査』は 5 年ごとに実

本稿の構成は以下の通りである。 1 節では 2施されているが、本研究で用いる個票データは期間モデルを用いて負債が消費行動に与える効1989年、94年、99年の 3 年分である。これら 3

果を理論的に考察する。 2 節では負債比率を説

カ年のデータを用いる利点は、資産価格が高騰

明変数に含む消費関数の特定化を行なう。 3 節

したバブル期、資産価格が暴落したバブル崩壊

は使用するデータおよび変数の作成方法につい期というまったく異なった 2 つの時期をカバーての解説である。 4 節では計測結果を報告し、している点にある。たとえ家計が同じ額の債務

その解釈を行なう。最終節は本稿の結びである。

を負っていても、両期間においてその意味合いが異なれば、消費行動に与えるインパクトも当然違ってくるであろう。この点について留意しながら分析が進められる。

1 過剰債務と消費行動
家計の保有する債務が消費行動に対してどのような影響を及ぼすのか、 2 期間モデルに基づ

さらに、債務と消費の関連については消費支

いて例示してみよう。家計は今期の期首に資産出全体にとどまらず、消費支出を「耐久財」、

A  を保有しているとしよう。A  が負の場合に「半耐久財」、「非耐久財」、「サービス」といっは負債を有していることを意味する。今期の労た形態別消費に分類し、費目ベースで過剰債務働所得をY 、消費をC 、期末の資産残高をA が消費構造に与えた影響についても検討を加えとすると今期の収支均等式は次式で与えられ

る。

る4)。

得られた主要な結果を要約しておこう。まず、A +Y =C +A ⑴

家計の債務保有状況が、 2 種類の負債比率によ

次期には繰り越された資産残高から利子収入って定義された。第 1 に、負債残高を総資産でA Rが得られ、それに労働所得Y  を加えた額除した比率、第 2 に住宅・土地取得に関連したが消費に向けられる5)。次期の収支均等式は⑵負債残高を時価ベースの住宅・土地資産で除し式によって表される。

た比率である。それぞれの変数を伝統的な所得

A 1+R+Y =C と資産残高を説明変数とする消費関数に加えて家計は今期と次期の消費から得られる効用が計測を行なったところ、とりわけ後者の負債比最大になるように今期と次期の消費計画を立て率が消費行動に対して有意な負の影響を及ぼしる。家計の効用関数を以下のように定義する。

た。また、形態別消費についても後者の負債比⑵

UC +βUC 
⑶″

率が「半耐久財」、「非耐久財」に対して有意な

ただし、U  >0, U  <0

負の効果を与えた。このように家計の抱える債

β：割引ファクター（=

1
1+μ

μ：時間選

家計の負債構造と消費13

C =A +Y −A

好率）⑽

家計はいくらでも負債を増加させることはで借入制約に直面している家計の消費水準は総きず、負債残高には下限があると仮定する。そ資 産 に 依 存 せ ず、今 期 に 利 用 可 能 な 資 源の限度額をAで表すと次式が成立する。

（A +Y ）と借入限度額（A）によって決定さ

A ≥A

⑷

れる。もし、期首のA  が借入残高に対応して家計は⑴、⑵、⑷式の制約の下で⑶式が最大おり、その値が大きければそれだけ期末の借入となるように、C , C を選択する。一階の条件

限度額が小さくなるとすれば、期首の借入残高

は、は今期に利用可能な資源を経る以上の効果を消−U C +β1+RU C +λ=0⑸⑸式においてλは⑷式に対応する非負のラグラ
ンジェ乗数であり、λA −A=0が成立する。
家 計 が 借 入 制 約 に 陥っ て い な い 場 合 に は、−U C +β1+RU C =0⑹

避度一定の効用関数を仮定する。
1
C 
1−γ

⑺



Y
1+R







⑻


ただし、ϕ= 1+β  1+R 





⑾

期首の借入残高が今期の消費へ与える効果は
以下のようになる。
∂C =1−f A >1
∂A 
換言すれば、借入制約に直面している家計の消費水準に対して、負債残高は今期のA  を経

ただし、 γ：相対的危険回避度
今期の最適な消費水準は次式で与えられる。
C =ϕ A +Y +

A=f A 
f <0が成立する。ここで以下のような相対的危険回UC=

具体的には、借入制約を以下のように特定化すれば


λ=0が成立し、通常のオイラー方程式


費に対して及ぼすことになる。

る以上の効果を与えるのである。
このモデルを1990年代のわが国の家計がおかれていた状況に当てはめてみよう。80年代後半
における地価の高騰を背景に、家計が保有する



実物資産の価値は大きくふくらみ、家計は借入⑻式は今期の消費が家計の保有する総資産にを増加させた。『国民経済計算年報』所収の家依存して決定されることを示している。総資産計の貸借対照表によれば、家計が保有する土地とは、今期期首に保有される資産に労働所得の資産は1984年から1990年にかけて年平均15.5％

割引現在価値で定義される「人的資産」を加えで伸び、借入金もそれに歩調を合わせて年率たものである。家計が負債を保有している場合

11.4％で増加した。しかしながら90年代に入りには、それは総資産を通じて今期の消費に負の地価が急落すると実物資産の価値は減少する一

影響を及ぼすことになる。⑻式は消費者が今期方、借入残高を減らすことができず、その結果、のみならず、将来にわたる効用を極大化するよ

家計の純資産は大きく減少した。ちなみに1990

うに消費計画を立案し実行するという「ライフ年から2003年にかけて土地資産は年率4.4％でサイクル・恒常所得仮説」の基本式に他ならな減少したにもかかわらず、借入金は年率1.9％

い。

で増加したのである。これは上述のモデルに即家計が借入制約に直面している場合には、
λ>0が成立ししていえば、A  の大幅な低下に対応する。純資産の減少は資産効果を経て消費の減少につな

A =A

⑼

がるが、それに加えて家計が直面する借入制約が得られる。⑼式に⑴式を代入して今期の消費をさらに厳しくし、さらなる消費の減少をもたについて解くと次式が得られる。

らしたと考えられる6)7)。

14

季刊 住宅土地経済

2011年春季号№80

分散不均一性を考慮するために消費支出は可2 消費関数の特定化

処分所得で除されている。それに対応して資産

前節では家計の保有する負債が消費に対して与える効果について理論的考察を加えたが、この節では負債が消費に与える効果を定量的に把握するために必要な消費関数の特定化を行なう。
前節で示したように、消費水準を決定する基本

変数も可処分所得に対する比率の形で表されている。

3 使用データと変数の作成方法
本稿において使用するデータは1989年、94年、的な要因は、家計の実物資産、金融資産それに99年の総務省『全国消費実態調査報告』からリ

人的資産である。人的資産は「可処分所得」に

サンプリングされた個票データである。リサン

8)

プリングは原データから確率比例抽出によってよって代表されている 。
また、負債が消費に与える効果をとらえるた

行なわれており、標本の大きさが原データ世帯

めに、負債比率が独立した説明変数として用い

数の 5 分の 1 になるように設計されている10)。

られている。消費の決定において負債比率は外リサンプリングによる標本数は1989年、94年、

生変数と仮定されている。通常、負債は土地や99年それぞれ 1 万138世帯、 1 万250世帯、9858

住宅の購入と同時に決定される。しかし、巨額世帯である。われわれが使用するデータは世帯の取引コストのために土地や住宅の調整は頻繁

人員 2 人以上の一般世帯（1989年は普通世帯）に行なわれることはない。したがって、将来にのものである。

稼得される所得流列の変更に応じて頻繁に変更が行なわれる消費計画とは対照的に、いったん負債残高と消費行動：記述統計量からみた特徴

借入によって土地や住宅を購入してしまえば、負債の保有状況と消費行動の関連をみるため

負債残高の調整は頻繁に行なわれることはない。

に、負債残高によって家計を 6 つの階級に区分

この点を考慮すれば、負債比率は実物資産の購し、それぞれの階級に属する家計の特徴を明ら

入時点において同時に決定されるものの、そのかにした。 6 つの階級は負債残高の大きさによ他の時点においては外生的であると考えられる。

って、⑴ゼロ、⑵1000万円未満、⑶1000万円以「ソシオエコノミック変数」を説明変数に加上2000万円未満、⑷2000万円以上3000万円未満、

えた総消費支出関数は以下のように特定化され⑸3000万円以上5000万円未満、⑹5000万円以上、9)る 。また、家計の消費行動に対する負債の影に区分されている。表 1 には負債残高階級ごと

響を包括的に分析するために、同じ特定化によにその階級に属する家計の「世帯人員」、「世帯る形態別消費支出関数も計測する。

主年齢」、「年間収入」、「貯蓄現在高」、「消費支

ASSET C1=α+∑ αX +β+γDEBT +δ
+u 
YD 
YD 
YD 



⑿
ただし C ：実質総消費あるいは形態別実質消費出」の平均値が示されている。また、貯蓄現在
高、消費支出をそれぞれ年間収入で除した比率
も合わせて掲載されている。
世帯主の平均年齢については、負債がゼロの家計、5000万円以上保有している家計の世帯主

YD ：実質可処分所得

平均年齢がその他の階級の世帯主年齢を若干上X ：j 番目のソシオエコノミック

回っている。世帯主の年間収入は、いずれの年

変数（j=1, 2, ⋯, M）

についても負債額につれて増加していくことがASSET ：資産変数わかる。貯蓄現在高については、1989年、94年

DEBT ：負債比率変数

において負債を保有していない家計の平均貯蓄u ：誤差項

残高が、負債残高3000万円未満の家計の平均貯
家計の負債構造と消費15

表ઃ―主要変数の記述統計量（平均値)出所）総務省『全国消費実態調査』

蓄残高を上回っている。1999年については負債円以上の家計において最大となっている（1989を保有していない家計の平均貯蓄残高は負債残年2.74、1994年1.69）。1999年については、負高5000万円以上の家計を除いたすべての階級の債残高が増加するにつれて貯蓄・年間収入比率

平均貯蓄残高を上回っている。負債を保有してが低下していく傾向は変わらないが、負債残高

いない家計の中には、すでに負債を完済して正が3000万円以上5000万円未満の家計において最の貯蓄を行なっている家計、今後土地・住宅を小値（1.00）をとっている。負債が5000万円以購入する予定で金融貯蓄を蓄積している家計が上の家計において貯蓄・年間収入比率は再び上含まれており、これらの家計が貯蓄残高の平均昇するが、その値（1.58）は負債を保有してな

値を引き上げていると考えられる。

い家計（2.55）よりもかなり低い。また、 3 年

貯蓄現在高を年間収入で除した比率について

間を時系列的に比較すると、負債を保有していみると、1989年、94年については負債残高が増ない家計、負債残高1000万円未満の家計におい加するにつれて、その比率は低下していき、負ては、貯蓄・年間収入比率は年々、上昇してい債残高が2000万円以上3000万円未満の家計におくが、負債残高が3000万円以上5000万円未満のいて最小値（1989年1.02、1994年1.01）をとっ家計、5000万円以上保有している高負債家計でている。その階級を超えると貯蓄・年間収入比は逆に低下していくことが観察される。後者の率は再び上昇に転じ、1989年では負債が5000万

家計では多額の負債を返済するために、金融資

16

季刊 住宅土地経済

2011年春季号№80

産を食いつぶしたり、貯蓄を行なう余裕がなく、 可能なので、その情報に基づき住居の形態別減
それが貯蓄・年間収入比率を低下させる一因と耗率を用いた残価率の調整が施されている13)。

なっているのかもしれない。

「総資産」変数は、負債の効果については別途、消費支出についても、年間収入同様に負債残負債比率変数によって計測されることから、負高にあわせて増加していくことがわかる。消費債以外の資産効果を計測するために導入されて支出は月次ベースなので12倍して年間収入で除いる。

した比率（平均消費性向）を計算すると、概し「純資産」は「総資産」から「借入金残高」て負債が増大していくにつれて平均消費性向はを差し引いて求められる。この資産変数は前節11)低下していくことがわかる。

で展開されたライフサイクル・恒常所得仮説に対応した最も包括的な資産概念である。

回帰分析に用いる変数の作成方法

負債比率についても 2 種類の指標を作成した。

⑿式を計測する際に必要となる変数の作成方

そ れ ら は、負 債 残 高 を 総 資 産 で 除 し た 比 率法について解説しよう。まず、消費支出変数は（DEBT1）と住宅・土地購入関連負債を住宅・「消費支出」に「持ち家の帰属家賃」を加えた

土地資産で除した比率（DEBT2）である。負変数である。形態別消費支出は、「耐久財」、

債比率を代表してDEBT2の1989年、1994年、「半耐久財」、「非耐久財」、「サービス」の 4 費

1999年の平均値を求めると、それぞれ0.1319、目から構成されている。

0.1602、0.2306であり、90年代に入り負債比率「可処分所得」は、消費支出と整合性を保つの上昇が観察されている。また、DEBT2の標ために「年間収入」を12で除して月次ベースに準偏差についても各年の値は0.27、0.30、0.44

直し、それに「持ち家の帰属家賃」を加え、であり、負債比率の分布のバラツキも90年代に「非消費支出」を差し引いて求められた。

は拡大していることがわかる。

資産変数としては 3 種類の変数（「流動資産

ソシオエコノミック変数としては、「世帯人（ASSET1）」、「総 資 産（ASSET2）」、「純 資 産員数」、「就業人員数」、「世帯主年齢」、「世帯主（ASSET3）」）が作成された。
「流動資産」は、の就業・非就業の別」、「勤務形態（普通、パー「貯蓄現在高」から「生命保険・損害保険・簡ト）」、「世 帯 主 が 勤 務 し て い る 産 業 区 分（農易保険」、「年金制度が組まれている貯蓄」を差業・林 業・漁 業、鉱 業、建 設 業、製 造 業、電し引いたものである。流動資産は家計が流動性

気・ガス・熱供給・水道業、運輸・通信業、卸制約下にある場合に、消費水準に影響を及ぼす

売・小売業・飲食店、金融・保険業、不動産業、と考えられる変数である

12)。

サービス業、公務）」、「世帯主が勤務している「総資産」は時価ベースの「土地・住宅資産」

企業の規模（ 1 ∼ 4 人、 5 ∼29人、30∼499人、に「貯蓄現在高」を加えたものである。時価表

500∼999人、1000人以上）」、「世帯主の職業形

示の「土地資産」価値は、家計の保有している態（常用労務作業者、臨時および日々雇労務作

土地（現住居およびそれ以外も含む）の敷地面

業者、民間職員、官公職員 1 （国家公務員）、

積に敷地の所在地域（北海道・東北、関東、北官公職員 2 （地方公務員）、商人および職人、

陸・東海、近畿、中国・四国、九州・沖縄の 6

個人経営者、農林漁業従事者、法人経営者、自地域）の単位宅地価格を乗じて求められた。

由業者、その他）」、「持ち家の有無」、「世帯主「住宅資産」の価値は、住宅の延べ床面積に住の居 住 地域 ダミー（北 海 道・東 北、関東、北宅の構造別（防火木造、木造、ブロック造、鉄陸・東海、近畿、中国・四国、九州・沖縄）」

筋コンクリート造、その他）の建築単価を乗じが選択されている。

て求められた。その際に建築時期の情報が利用
家計の負債構造と消費17

表઄―総消費支出関数の計測結果

注）「就業の有無」就業している場合は 1 、その他は 0 。
「勤務形態」パートの場合は 1 、その他は 0 。
「持ち家の有無」持ち家の場合は 1 、その他は 0 。世帯主が働いている産業区分、企業規模、職業区分、地域ダミー、年ダミーの係数値は省略されている。＊＊＊、＊＊、＊はそれ
ぞれ 1 ％、 5 ％、10％水準で有意。

4 消費関数の計測結果とその解釈
負債や資産の時系列的な変動を推定において産・可処分所得比率、負債比率の平均値を求め、平均値からそれぞれの標準偏差の 4 倍以上離れた観察値は除かれた。

十分に利用するために1989年、1994年、1999年の 3 時点におけるクロスセクション・データを14)

プールして計測を行なった

総消費支出関数の計測結果。異常値が存在

まず、総消費支出を被説明変数にした消費関している場合、消費関数の計測結果はその値に数の計測結果から見ていこう。 3 種類の資産変よって大きく左右される場合がある。この点を数と 2 種類の負債比率の組み合わせによって計回避するために、消費・可処分所得比率、資6 通 り の 回 帰 分 析 を 行 なっ た。計 測 方 法 は

18

季刊 住宅土地経済

2011年春季号№80

表અ―形態別消費支出関数の計測結果

注）＊＊＊、＊＊、＊はそれぞれ 1 ％、 5 ％、10％水準で有意。

OLS である。計測結果が表 2 に示されている。

れている。説明変数として 3 つの資産変数を用負債比率としてDEBT1を用いた場合には、どいたそれぞれのケースについて負債比率の係数の資産変数と組み合わされても有意な係数値は値と資産変数の係数値が表 3 には示されてい得られていないが、DEBT2を用いた場合にはる17)。

資産変数の選択にかかわらず有意な負の効果が観察されている。

まず、負債比率が形態別消費に与える効果をみていこう。負債比率は「半耐久財」と「非耐資産効果については、いずれの資産変数を用

久財」支出に対して有意な負の影響を及ぼしていても有意な正の効果が得られている。その大いることがわかる。資産効果については、いず

きさは年ベースでみて「流動資産」を用いた場

れの資産変数を用いた場合についても有意な正合には0.024前後、「純資産」、「総資産」を用いの係数値が得られている。資産効果の大きさに

15)16)。以上の計測結果か

ついては、「サービス」が最も大きく、「耐久ら、実物資産の取得関連負債を時価ベースの実財」が最も小さい。
「非耐久財」と「半耐久財」

物資産価値で除した負債比率は資産効果を経る

はその中間に位置する18)。

た場合は0.003である以外に独立した消費抑制効果を有していることがわかる。

最後に、負債比率が形態別消費支出に与える
効 果 を 定 量 的 に 評 価 し て お こ う。DEBT2 が最後に、過剰債務が消費支出に与える効果を

10％ポイント上昇した場合、半耐久財への平均

定量的に評価しておこう。DEBT2が10％ポイ

消費性向は0.03％ポイント程度低下する。また

ン ト 上 昇 し た 場 合、平 均 消 費 性 向 は 0.16 -非耐久財への平均消費性向は0.05 - 0.06％ポイ

0.22％ポイント程度低下する。ASSET3を用いント低下する19)。

た場合には、これらの効果に加えて、純資産を経る効果が加わるから、負債の消費抑制効果はさらに大きくなる。

むすびにかえて
本稿では総務省『全国消費実態調査』からリ
サンプリングされた個票データに基づいて家計

形態別消費支出関数の計測結果の保有する負債が消費構造に対してどのような消費支出を「耐久財」、「半耐久財」、「非耐久

影響を及ぼすのか、総消費支出関数に加えて形財」、「サービス」に分類して消費支出関数を計

態別消費支出関数を計測することによって計量測した結果が表 3 に示されている。総消費支出的に検討を加えた。ライフサイクル・恒常所得関数の計測結果を受けて、表 3 では負債比率と仮説の下では、家計の保有する負債は実物資産、してDEBT2を用いた場合の計測結果が報告さ金融資産・負債、人的資産を含めた純資産を通
家計の負債構造と消費

19

じて消費に影響を及ぼすが、家計が借入制約にック造0.050、鉄筋コンクリート造0.038、その他

直面しているもとでは、負債残高は通常の資産（煉瓦造、石造）0.050と求められる。

効果に加えて独立した消費抑制効果をもつことが理論的に示される。実証結果はこの点を支持求められた減価率を用いると残価率REMは以下のように求められる。

している。すなわち、負債比率は、資産変数を

REM=1−d

コントロールしたうえでも消費に対して有意な

ただし

t：建築時期から求められた築年数

負の効果を持つのである。また、負債比率は

建築単価は、建設物価調査会『建築統計年報』「半耐久財」と「非耐久財」に対して抑制効果

所収の「工事費予定額」を「床面積合計」で除しをもつことがわかった。

て構造別に求められた。

企業部門の過剰債務は1990年代を通じて、設住宅資産価値は現在居住している住宅、および

備投資、研究開発投資そして雇用に対して抑制

それ以外の住宅について別途求められ、足し合わ効果を有してきた20)。本稿では、同様の債務されている。

による支出抑制効果が家計部門においても進行土地資産の推定方法

していたことが示された。このような需要削減

時価表示の土地資産は、家計の保有している土が90年代以降のわが国における景気低迷を深刻

地（現住居およびそれ以外も含む）の「敷地面積」

化させる一因となったのである。

に敷地の所在地域（北海道・東北、関東、北陸・東海、近畿、中国・四国、九州・沖縄の 6 地域）（付録）時価ベースの住宅・土地資産の作成方法の単位宅地価格を乗じて求めた。単位宅地価格は、

以下では、家計の保有する住宅資産、土地資産

住宅金融公庫『ポケット住宅データ』所収の「都を時価ベースで推定する方法について解説する。

道府県別住宅地平均価格」を使用した。このよう住宅資産の推定方法にして求められた時価ベースの土地資産は家計の総務省『全国消費実態調査』に収録されている居住地についての詳細情報が利用できないために、「住宅の延べ床面積」に住宅の構造別（防火木造、バイアスを持つ可能性がある。この点を修正する

木造、ブロック造、鉄筋コンクリート造、その他）

ために、上記のように求められた時価ベースの土の建築単価を乗じて再取得価値が求められている。

地資産額を地域ごとに集計し平均値を計算し、『全『全国消費実態調査』には「住宅の建築時期」が明

国消費実態調査』所収の平均値と比較し、後者を示されているので、その情報に基づきそれぞれの前者で除した比率を調整比率とした。この調整比

住居の形態別減耗率を用いて残価率を計算し、そ率を個々の家計の土地資産額に乗じたものが最終の残価率を住宅価値に乗じている。

的に採用される時価表示の土地資産額である。

住居の形態別減耗率は、経済企画庁『昭和45年

以下に、われわれが計算した修正前の地域別家

国富調査第 6 巻・家計資産調査報告』に収録され計保有土地資産額の平均値、『全国消費実態調査』ている建築耐用年数から計算されている。建築耐所収の平均値ならびに調整比率の値を記しておく。

用年数をTとして、残価率が10％になるまで償却を行なうと仮定すれば、減価率dは以下の式から求付表ઃ―1989年の調整比率
推計平均値

められる。


調整比率

1−d =0.1

北海道・東北1217.121405.461.16

なお、形態別の建築耐用年数は、防火木造22年、関東6088.446580.00

1.08

北陸・東海

2475.273017.661.22

近畿3235.944815.00

1.49

中国・四国

1455.01

1794.57

1.23

九州・沖縄

1071.861371.811.28

木造24年、ブロック造45年、鉄筋コンクリート造
60年、その他（煉瓦造、石造）45年である。対応
する減耗率は、防火木造0.099、木造0.091、ブロ

20

報告書平均値(単位：万円)（単位：万円） (報告書平均／推計値)

季刊 住宅土地経済

2011年春季号№80

付表઄―1994年の調整比率
推計平均値

報告書平均値

調整比率(単位：万円)（単位：万円） (報告書平均／推計値)
北海道・東北1340.221688.94

関東

4314.535061.30

1.26
1.17

北陸・東海

3039.883691.611.21

近畿2880.36

3899.40

1.35

中国・四国

1689.882344.18

1.39

九州・沖縄

1358.932444.781.80

報告書平均値

調整比率

付表અ―1999年の調整比率
推計平均値(単位：万円)（単位：万円） (報告書平均／推計値)
北海道・東北1258.75

1612.121.28

関東3383.62

3499.30

1.03

北陸・東海

2258.74

2700.461.20

近畿2411.122645.30

1.10

中国・四国

1471.812258.58

1.54

九州・沖縄

1255.131825.211.45＊

本稿は林科研ブックコンファランス、大阪大学大学
院 経 済 学 研 究 科 ラ ン チ・セ ミ ナー、日 本 経 済 学 会
2005年度春季大会、北京大学中国経済研究センター、
中国江西財経大学大学院経済学研究科、中国社会科
学院経済研究所ランチ・セミナーにおいて報告された。本稿を作成する上で、有賀健、林文夫、チャー
ルズ・ユウジ・ホリオカ、Shi Li、牧厚志、大竹文雄、
Shunli Yao、Yaohui Zhao の各氏、匿名のレフェリー
およびセミナー参加者より多くの有益なコメントをいただいた。ここに謝意を表したい。
また、本研究において使用した「全国消費実態調査」のミクロ・データは、独立行政法人日本学術振興会の平成15年度科学研究費補助金（研究成果公開促進費）の交付を受けて、ミクロ統計データ活用研究会（代表：井出満大阪産業大学経済学部客員教授）が作成された「ミクロ統計データベース」のデータ（全国消費実態調査のリサンプリング・データ）である。本研究遂行のため、ミクロ統計データベースの使用に当たっては、総務省の「全国消費実態調査」の目的外使用申請による調査票の使用許可を受けている。総務省統計局および独立行政法人統計センタ
ーの関係各位ならびにミクロ統計データ活用研究会
事務局の方々には多大なお世話をいただいた。記して謝意を表する。本研究の一部は科学研究費補助金（特定領域研究⑵ 課題番号 12124207）から研究助成を受けている。ここに感謝の意を表したい。なお、残された誤りはすべて筆者に帰するものである。

注1 ）1990年代における景気低迷をめぐる議論について
は、原 田・岩 田（2002）、小 川（2003）、岩 田・宮 川（2003）、浜田・堀内（2004）、浜田・原田（2004）が参考になる。
2 ）1990年代における景気低迷の原因を消費との関連から検討した研究として Horioka（2004）がある。
3 ）1990年代における家計への貸出状況の特徴については、小川（2003）第 6 章参照のこと。
4 ）以下では物価の変動はないものとする。
5 ）家計は遺産を残さないものとする。
6 ）Campbell and Cocco（2007）は、実物資産の価格下落が消費に及ぼす効果を考える際には、いくつかの経路を区別する必要があると論じている。通常の資産効果に加えて、資産価格が借入制約を通じて消費に影響を及ぼす経路と、資産価格と消費が共通の観察されないマクロショックによって影響を受ける経路である。われわれのモデルでは、資産効果に加えてかれらが強調する借入制約経路を加味していることになる。
7 ）実物資産の価値が大きく低下した場合には、実物資産価値が借入残高を下回る状況が発生することがある。このような状況は negative equity といわれるが、1990年代初頭において住宅価格が大きく低下した英国では negative equity が家計行動にどのような影響を及ぼしたのか実証研究が進んでいる。例えば、
Gentle et al.（1994）、Henley（1998）、Disney et al.
（2003）を参照のこと。また、アメリカのケースについては、Bostic et al.（2009）を参照のこと。
8 ）借入制約に直面していない家計の消費は、現在のみならず将来の予想労働所得にも依存する。他方、借入制約下にある家計にとっては労働所得に財産所得を加え、利子支払いを控除した可処分所得が消費に影響を及ぼす。説明変数として労働所得と可処分
所得をともに使用することが望ましいが、多重共線性によってそれぞれの効果を安定的に計測するには困難を伴う。したがって、ここでは所得変数として可処分所得のみを使用することにした。
9 ）添字の i は家計を表す。
10）リサンプリングの作業は「ミクロ統計データ活用研究会」において行なわれた。
11）この動きは負債の大きさよりは年間収入の大きさを反映しているのかもしれない。
12）Ogawa et al.（1996）は、家計の消費行動に対してどの資産が有意な影響を及ぼしているのか、内閣府
経済社会総合研究所『県民経済計算』、総務省『全国
消費実態調査』の都道府県別データに基づいて検証を行なっているが、流動資産が有意な正の効果を与えているという実証結果を報告している。
13）時価ベースの土地・住宅資産を作成する方法の詳
細については付録を参照のこと。
14）各年の効果をとらえるために年ダミー変数が説明
変数に加えられている。
15）消費関数の計測において消費支出は月次ベースになっているので、年ベースの資産効果を求めるには係数値を12倍しなければならない。
16）Maki（2006）においても『全国消費実態調査』の個票データを用いて1984年、1989年、1994年、1999

家計の負債構造と消費21

年それぞれの年について消費関数を計測することによって資産効果の大きさを推定している。彼の研究では90年代における資産効果はそれ以前よりも小さく計測されている。彼のモデルとわれわれのモデル
では消費関数の特定化が異なるうえに、彼の消費関数ではソシオエコノミック要因は考慮されていない。
17）すべての変数の係数値を記した計測結果は筆者から利用可能である。
18）「サービス」支出への流動資産効果は0.0095、純資
産、総資産効果は0.0011である。これに対して「耐久財」支出への流動資産効果は0.0023、純資産、総資産効果は0.0002である。
19）負債比率が半耐久財と非耐久財へ与える効果を加えても総消費に対する効果には満たない。その理由
は、形態別消費支出には「その他」項目への支出が含まれておらず、負債比率が「その他」項目に対して有意な負の効果を与えているからである。
20）小川（2007a,b）、Ogawa（2007）を参照のこと。
参考文献
Bostic R., S. Gabriel, and G. Painter（2009）“Housing
Wealth, Financial Wealth, and Consumption: New
Evidence from Micro Data,” Regional Science and
Urban Economics, Vol.39(1), pp.79-89.
Campbell,J.Y. and J. F. Cocco（2007）“How Do House
Prices Affect Consumption? Evidence from MicroData,”Journal of Monetary Economics, Vol.54(3), pp.
591-621.
Disney, R., A. Henley, and D. Jevons（2003）“House
Price Shocks, Negative Equity and Household Consumption in the UK in the 1990s,”mimeographed.
Gentle,C., D. Dorling, and J. Cornford.（1994）“Negative
Equity and British Housing in the 1990s: Cause andEffect,”Urban Studies, Vol.31(2), pp.181-199.
Henley,A.（1998）“Residential Mobility, Housing Equity and the Labour Market,”Economic Journal, Vol.
108, pp.414-427.
Horioka, C. Y.（2004）“The Stagnation of Household
Consumption in Japan,” ISER Discussion Paper No.
599, Osaka University.
Maki,A.（2006）“Changes in Japanese Household Consumption and Saving Behavior before, during andafter the Bubble Era: Empirical Analysis Using
NSFIE Micro-Data Sets,” Japan and the World
Economy, Vol.18, pp.2-21.
Ogawa,K.（2007）“Debt, R&D Investment and Technological Progress: A Panel Study of Japanese
Manufacturing Firms in the ʼ90s,” Journal of theJapanese and International Economies, Vol. 21, pp.
403-423.
Ogawa,K., S. Kitasaka, H. Yamaoka, and Y. Iwata（1996）“An Empirical Re-evaluation of Wealth Effect inJapanese Household Behavior,”Japan and the World
Economy, Vol.8, pp.423-442.

22

季刊 住宅土地経済

2011年春季号№80

Ogawa, K. and J. Wan（2007）“Household Debt andConsumption: A Quantitative Analysis Based on
Household Micro Data for Japan,” Journal of Housing
Economics, Vol.16, pp.127-142.
岩田規久男・宮川努編（2003）『失われた10年の真因は何か』東洋経済新報社。
小川一夫（2003）『大不況の経済分析』日本経済新聞社。
小川一夫（2007a）「金融危機と雇用調整：――90年代における日本の経験」林文夫編『金融の機能不全』（経済制度の実証分析と設計・第 2 巻）勁草書房、
125-149頁。
小川一夫（2007b）「金融危機と設備投資：――90年代における日本の経験」林文夫編『金融の機能不全』（経済制度の実証分析と設計・第 2 巻）勁草書房、
35-63頁。
浜田宏一・原田泰編（2004）『長期不況の理論と実証』
東洋経済新報社。
浜 田 宏 一・堀 内 昭 義 編（2004）『論 争・日 本 の 経 済 危機』日本経済新聞社。
原田泰・岩田規久男編（2002）『デフレ不況の実証分
析』東洋経済新報社。

論文

市町村合併に着目した土地利用規制競争モデル
大澤義明

はじめに計画税も含め公平性の問題が発生する。そもそも、土地利用の不整合は、都市計画に関して一

市町村合併と土地利用規制体としての意思表示が難しい。一方で、市町村

地域主権の時代を迎え、土地利用規制などの合併は地域再生に向けた制度設計改革の千載一

都市計画制度の運用が市町村レベルで実質的に遇の機会でもある。合併時の条件との調整、旧可能となった。その結果、限られた日本全体の行政区域のしがらみなどの課題もあるが、地盤人口を獲得するためにあるいは産業を誘致する

沈下が進む社会情勢を受けた段階で、旧来の制ために、土地利用規制を緩和する政策の導入が度を見直さない現状追認は、先送りそのものだ

検討されている。一方で、地球温暖化対策、財とみなせるであろう。実際、市町村合併と都市政逼迫への対応、中心市街地活性化、良好な都計画区域再編、土地利用コントロールとの関係

市景観の形成という観点から、集約型都市形成については、都市計画分野で多くの整理や検証へ向けて土地利用規制をより強化すべきだといな ど の 考 察 が 行 な わ れ て い る（鈴 木・内 海

う主張も説得力を増しつつある。

2008、岩 本・松 川・中 出 2008、田 中・中 出・

ゾーニングと呼ばれる土地利用規制では、連松川・樋口 2010）。また、2007年度に実施した

続的に広がる土地が区分され建築物に係わる条アンケート調査では、線引き地区と非線引き地件が面的に課される。そのため、土地利用規制

区とが共存する自治体の多くが土地利用計画やの境界では制度の食い違いにより突然土地利用規制に関して統一を探っていることが確認されの性格が一変する。つまり、規制の切り替わる

た（岩本・松川・中出 2008）。

境界線両側では規制が異なり、連続的な空間上

東京からの影響が逓減するということもあり、において土地利用に関する制約が非連続に変化

マクロ的に観察すると、茨城県南部において都するのである。その結果、市街化調整区域に隣

市的土地利用から農村的土地利用に切り替わる。

接する非線引き地域では、地価の逆転現象が生

実際、県南が首都圏近郊整備地域ということもじるなどの課題が指摘されている（藤井・小あり、線引きから非線引きへと指定が変化する

山・大澤 2009、今野・松川・中出・樋口 2009、のである。その結果、平成の大合併に伴い、石石村・鵤心 2010）。

岡市、常総市、稲敷市において、線引きと非線

平成の市町村合併により、同一市町村内にお引きが共存し土地利用規制に関して 1 国 2 制度

いて線引き、非線引きが併存することとなった。 となっている。これら地域では、土地利用誘導
各自治体で地域性を活かし独自の土地利用規制

を一体に行なうため、都市計画区域の再編が検を課すことについては理解を得やすい。しかし、 討されている。ただし、線引きへの統一につい同一市町村内で異なる制度を保持すれば、都市ては、市街化調整区域に組み込まれ規制強化を
市町村合併に着目した土地利用規制競争モデル

23

被る住民からの反発が予想される。逆に非線引

写真ઃ―農業振興地域

きへの統一は、乱開発が予想されこれに対応するための後追い型のインフラ整備は高コストで将来の財政状況の厳しさを考えると現実的に困難といえる。このように、不整合解消はハード
ルの高い問題である。
常総市の土地利用規制

常総市は茨城県南西部、都心から約55㎞に位置し、2006年 1 月に水海道市が石下町を編入合併して誕生した。水海道地区は首都圏近郊整備地域に属し1970年 7 月に区域区分を設定してい写真઄―南石下駅付近

るが、石下地区では現在でも区域区分を設定していない。水海道地区の市街化区域面積は490
ヘクタール、人口は 1 万7300人、市街化調整区
域面積は7478ヘクタール、人口は 2 万3800人である。一方、石下地区の面積は4384ヘクタール、
人口は 2 万4500人であり（都市計画協会 2009）、
非線引き都市である下妻市と隣接している。
常総市の主力産業の一つは農業であるが、農業後継者不足もあり石下地区の非線引き地域での土地供給量は豊富である。農地整備により整形な区画も多く、このことが郊外部での沿道型

写真અ―水海道地区と石下地区の境界

大型店舗出店や住宅開発を後押ししている。筑
波研究学園都市にも近接しており、写真 1 のよ
うに農業振興地域内に宅地分譲地が忽然と現れる様子が多くの場所で観察できる。また、2005
年8月開業のつくばエクスプレスにより、関東鉄道常総線南石下駅付近では開発圧力が高まり
多くの住宅が建設された。しかし、写真 2 のよ
うに、鉄道遮断機未設置や住宅建設放棄地も見られ、住環境としては望ましくない。写真 3 は、
水海道地区と石下地区との境界部分である。左側の水海道地区では農業振興地域に指定され土

首都圏中央連絡自動車道の開通により開発圧力

地利用が厳しく制限されているが、右側の石下が高まることから、石下地区では特定用途制限

地区では同じ農地でも規制が甘く戸建てが建設

地域の導入も議論されている（常総市 2010）。

されている。旧境界沿いに不公平な土地利用が読み取れるのである。

石岡市の土地利用規制

このように同一自治体でありながら都市計画

石岡市は茨城県中央部に位置し、2005年10月

コントロールがバラバラであること、さらにはに石岡市と八郷町が対等合併して誕生した。か24

季刊 住宅土地経済

2011年春季号№80

つて常陸の国府が置かれ、現代では JR 常磐線、

おおさわ・よしあき
1959年青森県生まれ。筑波大学

国道6号線、常磐自動車道が通る旧石岡地区に第三学群社会工学類卒。筑波大学大学院社会工学研究科修了

は1971年1月に区域区分が導入された。一方で、都市化圧力の弱い八郷地区には区域区分が設定(大澤義明 氏 写真)

されていない。旧石岡地区の市街化区域面積は（学術博士）。熊本大学工学部助手、筑波大学社会工学系講師、助教授などを経て、現在、筑波1410ヘクタール、人口は 3 万8600人、市街化調

大学大学院システム情報工学研

整区域面積が4921ヘクタール、人口は 1 万5200

Tax Harmonization Model など。

究 科 教 授。論 文：A Spatial

人である。一方、八郷地区の面積は 1 万3552ヘ
クタール、人口は 2 万7200人である（都市計画に基づく土地利用規制へのスタンスが異なるの協会 2009）。非線引きである小美玉市や笠間市である。そして、地域主権を受け地域の社会厚と北東方向で隣接している。なお、石岡市は改生向上をより一層重視することとなる。しかし、

正中心市街地活性化基本法に基づいた政府の認空間要素を明示的に取り込み土地利用規制に関定を茨城県は初めて2009年に受けた。

する地域間競争を理論的に取り扱った研究はか

石 岡 市 都 市 計 画 マ ス ター プ ラ ン（石 岡 市

なり限定される。

2009a）の課題の一つは、市町村合併によって本研究では、プレイヤーを旧行政区域、戦略顕在化した線引き地域（旧石岡市）と非線引きを土地利用規制、利得を規制緩和による環境悪地域（旧八郷町）という都市計画の不整合の解化損失分と人口増との和とし、非協力ゲームを消である。旧石岡には市街化調整区域の一部で構築する。両行政区域が利得最大化行動に従う

区域指定が導入され、土地利用規制が緩和されとしたとき、どのような土地利用規制の組み合る。旧八郷には一定の建築制限を課する特定用わせが実現するのかをナッシュ均衡の枠組みで

途制限地域の指定が盛り込まれた。また、現在、考察する。合併自治体における旧行政区域の行

常磐道石岡小美玉インターチェンジや、土浦市動に着目し、旧行政区域の便益最大化行動を想との間に全長1800メートルの朝日トンネルが建定する。

設中である。筑波山麓であり自然の宝庫で歴史最 初 に、既 存 研 究（大 澤・今・山 倉・小 林

遺産が散在する八郷地区では開発規制が弱く、

2010）に従い 2 地域間競争を静的モデルとしてインターチェンジ設置やトンネル開通などアク

2 人非対称ゲームで表現し、ナッシュ均衡を求セス向上による乱開発が危惧される。そのため、める。次に、市町村合併など地域間での連携便

八郷地区の一部を重点エリアに指定する景観基

益が、土地利用規制選択に与える影響を見る。

本計画が策定された（石岡市 2009b）。

最後に、日本の自治体という集団の中で、土地利用指定が広まったり消滅したりする現象を進

本研究の目的化ゲーム（生天目 2004、大浦 2008）で定式化

日本全体では人口減少が進み、独自のまちづする。連携便益が大きいと均衡が複数存在する

くりの仕組みにより人口獲得に向けて各地域がが、社会的最適な均衡を実現させるための方策

互いに競い合うこととなる。そして環境の時代についても検討するのである。このように、既を迎え、地域文化、地域資源、景観など環境保存研究（大澤・今・山倉・小林 2010）で提示

全を自治体の政策目標に取り入れてきた。とこされたモデルを拡張し、合意形成の収束プロセ

ろが、前述の常総市や石岡市からわかるように、 スまで考察する。
合併自治体の旧行政区域には規模や位置という地理的条件が具備されている。このような地域差のため、旧行政区域ごとに人口増や環境保全
市町村合併に着目した土地利用規制競争モデル25

表ઃ―基本モデルの利得行列

2 モデル
基本モデル

2 行政区域が土地利用指定に関して競争する
基本モデル（大澤・今・山倉・小林 2010）を考える。これらの区域では開発抑制地域の面積は異なり環境悪化損失がその面積に比例するとする。小規模行政区域および大規模行政区域に悪化と比較して期待できる移動住民によるメリおける開発抑制地域の面積をそれぞれS 、S 

ットが少なく両行政区域とも「強化」を指定すとする。S  およびS  の単位は［ha］（ヘクター

ることになる。

ル）であり、大規模行政区域ほどその損失は大［場 合 A2］S <ρ<S ：（緩 和、強 化）の 組 がきくなるので、0<S  <S  と仮定する。通常のナッシュ均衡で、大規模行政区域から小規模行

都市モデルでは行政区域規模の大小を人口で区政区域へ住民が移動し、ϕ=S +ρ、ϕ=−ρ

別するが、ここでは面積により規模を定義する。

となり、ϕ>ϕ、社会的厚生は−S  となる。

各行政区域は土地利用規制に関して「強化」も適度な移動住民では、小規模行政区域が環境悪

しくは「緩和」のどちらかを指定する。両行政化より移動住民のメリットが大きいため「緩区域が異なる規制であれば、「強化」行政区域和」採用のインセンティブを持つ。一方で、大から「緩和」行政区域へ住民が一定 ρ>0 だけ

規模行政区域では、小規模行政区域と比較して移動すると仮定する。単位は［千人］など人数

環境悪化を防ぐことによる利得が大きいのでである。一方で、両行政区域ともに同じ規制で「強化」を採用することになる。

あれば住民は移動しない。

［場 合 A3］S <ρ：（緩 和、緩 和）の 組 が 均 衡

各行政区域は二択に直面するので、 4 つの組

で2地域間に移動住民は発生せずϕ=−S 、

み合わせが生じ、利得行列は表 1 のように表現

ϕ=−S  となる。移動住民が多いと、両行政できる。行政区域に地理的差異として、S  と区域とも緩やかな規制を指定し、社会的厚生もS とに違いがあるため非対称ゲームとなる。

最低の水準となる。

表 1 で示した利得行列から読み取れるように、
小規模行政区域では、0<ρ<S  では「強化」

これらから、第一に、場合分けとは無関係にが、S <ρでは「緩和」が支配戦略となる。同

土地利用分権化は小規模行政区域を有利にする。

様に、大規模行政区域でも0<ρ<S  では「強特に、規模差が大きいと、異なる土地利用指定化」が、S <ρでは「緩和」が支配戦略となる。 となり大規模行政区域は不利益を被る。規模がしたがって、これら支配戦略の組み合わせが一大きい分、環境保全と比較して住民移動の効果

意のナッシュ均衡となる。ナッシュ均衡で達成が相対的に小さいからである。また、市町村合される小規模と大規模行政区域の戦略の組を順併促進と土地利用規制緩和推進とが必ずしも整に括弧で示し、その時に獲得する利得をϕ 、









合しないことを意味する。欧州においては付加

ϕ で定義する。社会的厚生はϕ +ϕ となり、価値税（VAT）に関して租税競争が欧州経済

次のように整理できる：

統合へ向けて大きな課題として指摘されている。
特に、越境購買を目当てに小国は税率を下げて（強化、強化）の組がナ［場合 A1］0<ρ<S ：

1 人当たり税収を他国より多く上げることが理

ッシュ均衡であり、移動住民が発生せずϕ =論的に証明されている（Ohsawa 1999、Ohsa-ϕ=0 となる。移動する住民が少ないと、環境

wa 2003、Ohsawa and Koshizuka 2003）。ここ26

季刊 住宅土地経済

2011年春季号№80

での土地利用競争の結果はこれらの理論的結果

表઄―連携モデルの利得行列と整合している。
第二に、移動住民が増加するにつれて、社会的厚生は下がる。特に、移動住民が多いと、囚人のジレンマの状態（金本 1997）となる。行
政区域間移住に関するモビリティの向上は競争を煽り、両行政区域ともに合理的判断で「緩和」を採用したとしても、結果として社会全体

図ઃ―連携モデルの均衡パターンの厚生が最低レベルとなるのである。このように、地域主権の流れにより、土地利用規制を各
地域の判断で柔軟に変更できるようになると、結果として、財政健全化に逆行してしまうのである。
なお、 2 地域から多地域へ拡張した、さらには土地利用規制が一部固定化された状況での土地利用指定競争モデルも開発されている（大澤・今・山倉・小林 2010）。
連携モデル

市町村が連携して土地利用規制をコントロー
ルする状況へモデルを拡張する。そこで、土地以上の結果を図化すると、図 1 のようになる。
横軸に移動住民 ρ、縦軸に連携便益 μ をとり、利用規制の一貫性による連携便益をμ>0とし、 複数均衡も含めナッシュ均衡の状況を場合 B1
利得表に組み込む。μ は一体的な都市計画の運から場合 B4 まで 4 区分して表記する。この図用による便益であり、規制の程度が異なることから、両行政区域の規模差S −S  が大きいほに起因する不公平感の解消などを含む。

ど、場合 B3 である非対称な均衡が生じる様子

利得行列の対角成分が協調行動に対応するので、この部分の各要素に連携便益μが加わる。

が読み取れる。また、図 1 で陰影を施した場合
B2では、複数均衡が生じる。

表 2 から読み取れる支配戦略の組み合わせから、

図 1 から視覚的にも理解できるように、連携

ナッシュ均衡における土地利用規制の組み合わ

便益 μ が小さい時には、小規模行政区域が有せは、次のように整理できる：

利となる。しかし、連携便益 μ が増加するにつれて行政区域の規模の影響は相対的に失われ［場合 B1］μ<S −ρ、μ<ρ−S ：（強化､強化）る。連携便益μが大きい時には、同一規制といの組がナッシュ均衡となる。

う協調行動のみが選択される。ただし、移動住［場合 B2］S −ρ≤μ、ρ−S ≤μ：(強化､強化)

民 ρ が少なければ（強化、強化）の組となり、と（緩和、緩和）の 2 組がナッシュ均衡となる。 多ければ（緩和、緩和）の組となる。そして連［場合 B3］μ<ρ−S 、μ<S −ρ：(緩和､強化)

携便益 μ が大きいと、これら 2 つの組がともの組が一意にナッシュ均衡となる。

にナッシュ均衡となる。しかし、社会的厚生は［場合 B4］S −ρ≤μ、μ<ρ−S ：(緩和､緩和)（強 化、強 化）の 組 の 状 態 で は ϕ+ϕ=2μ、の組が一意にナッシュ均衡となる。

（緩和、緩和）の組ではϕ+ϕ=−S −S +2μとなり、前者の組での値が高い。
市町村合併に着目した土地利用規制競争モデル

27

線引き導入には、一般に地元住民からの反発

図઄―動学モデルの均衡パターンも多い。以上の結果は、制度統一を強行すると社会的厚生の向上に反して合意形成の容易な「緩和」統一へ議論が流れる可能性をも示唆し
ている。
動学モデル

複数均衡が発生する場合 B2 で、（強化、強化）という社会的に望ましい戦略の組を実現す
るためにどうすべきかを進化ゲーム理論（生天「緩和」の期待利得⑵を上回る条件は、

目 2004、大浦 2008）の枠組みで動的に考察すxS+μ+1−xS−ρ>xρ+1−xμる。本研究では、集団モデルを考え各行政区域となる。これを整理すると、は自らの期待利得が大きいほうを指定するとい

x>1/2−S−ρ/2μ ≡x 

う最適反応ダイナミクス（大浦 2008）を用い⑶が得られる。

る。日本全体の行政区域を集団と想定し、全国⑶式の右辺で定義した閾値x の等高線を ρ との土地利用指定状況のシェア変化を微分方程式

μ の関数で図 2 に示す。図 2 は図 1 においてで記述するのである。

S =S  が満たされる状況であり、両図の陰影

このような集団モデル型進化ゲームで定式化を施した部分は対応している。図 2 から、等高する理由として、以下の 3 点が挙げられる。第線の値が地点（S, 0）を中心に値が増加すると一に、政策導入検討過程にて他の行政区域の行ともに時計回りに回転して位置することがわか

動 を 相 互 参 照 す る の が 一 般 的 で あ る（伊 藤る。この結果、閾値x は均衡が複数存在する領

2006、矢萩・小山・大澤・小林 2009）。したが域（場合 B2）で連続的に変化する様子が視覚って、予想される相手の戦略として全国行政区

的に確認できる。

域の指定状況の情報を活用することが考えられ⑶式から、「強化」採用行政区域の割合 x が、る。第二に、全国市町村の指定動向を時間軸で連携便益と移動住民の状況から算出される閾値表現し直近の情報を受けて戦略を選択するといx より大きければ、当該行政区域は「強化」をう動的側面を表現することができる。最後に、採択することとなる。その結果、日本全体で日本での行政区域数は多く、指定状況に関する「強化」を採用する行政区域がわずかではある

シェアについての連続近似にも無理がない。

が増加し、x が大きくなるのである。このため、全国行政区域の規模を同一 S と単純化する。

｢強化｣選択の期待利得⑴が増加する一方で｢緩「強化」を採用している行政区域の割合を x と和｣選択の期待利得⑵が減少する。これを受けすると、「緩和」採用行政区域の割合は1−xとて、次の行政区域も同様な手続きを追随し「強なる。競合行政区域が前例主義に従い、この戦化」を採用することとなる。

略分布割合で政策導入すると想定する。連携モ

このようなプロセスを延々と繰り返し、最終

デルの利得行列である表 2 から、「強化」選択

的にすべての行政区域が「強化」を採用する安の期待利得は定状態が得られる（生天目 2004、大浦 2008）。

xS+μ+1−xS−ρ⑴

つまり、淘汰の帰結として対象とする 2 行政区域においても（強化、強化）の組という安定なとなる。一方、「緩和」すると期待利得は⑵状態が達成されるのである。逆に、不等式⑶のとなる。したがって、「強化」の期待利得⑴が不等号の向きが逆であれば、「緩和」が少しず

xρ+1−xμ28

季刊 住宅土地経済

2011年春季号№80

つ増えて最終的には日本全体に「緩和」が浸透する。分析対象の 2 行政区域でも（緩和、緩和）の組が淘汰の結果として導かれる。
以上の分析から、複数均衡のうち社会的厚生の高い均衡へ向けて正のスパイラルを実現する
ためには、第一に、「強化」行政区域の十分な数の確保が必要である。政令指定都市、近郊整備地帯などで線引き指定を義務づけることは、
当該地域のみにて意味があるだけではなく、日本全体を良い方向へ向かせる効果があることが理解できる。
第二に、環境保全メリット S が大きければ、閾値x の値が小さくなり、正のスパイラルへ向かう x の範囲が拡大する。つまり、初期時点で「強化」を採用している行政区域割合が多少小
さくても、良い方向に向かうのである。S を増加させるために環境保全意義の理解や啓蒙が効
果的であることがわかる。

3 結論
本研究では、茨城県常総市や石岡市において都市計画の不整合に起因する問題点や課題を紹介した。地理的条件などからそれぞれ旧行政区域において土地利用規制の緩和・強化に関する便益は異なるのである。一方で、地域主権により地域が主体的に行動できるようになり、土地利用指定に関して地域間で戦略的思考が働く。
これらを踏まえ、人口増加と環境保全も自治体の便益とし、土地利用規制を柔軟に見直すプロ
セスを単純な非協力ゲームとして定式化した。
結果、土地利用規制の運用に関して地域の自立性を高めると、各地域が合理的判断を下した

石岡市（2009b）『石岡市景観基本計画』
石村壽浩・鵤心治（2010）「線引き制度廃止都市の人口流動特性と郊外部の土地利用誘導方策に関する研究」『建築学会計画系論文集』第647号、157-164頁。
伊藤修一郎（2006）『自治体政策過程の動態
政策イ
ノベーションと波及』慶應義塾大学出版会。
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大浦宏邦（2008）『社会科学者のための進化ゲーム理論』勁草書房。
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金本良嗣（1997）『都市経済学』東洋経済新報社。
今野宏樹・松川寿也・中出文平・樋口透（2009）「線引き導入による開発の実態とその問題点に関する研究」『都市計画論文集』第44号、637-642頁。
常総市（2010）『常総市都市計画マスタープラン』
鈴木潔・内海麻理（2008）「市町村合併の土地利用規制への影響とその対応に関する研究」『都市計画論文集』第43号、301-306頁。
田中佐和・中出文平・松川寿也・樋口秀（2010）「市町村合併を契機とした都市計画区域の再編に関する研究」『都市計画論文集』第45号、745-750頁。
都市計画協会（2009）『平成21年都市計画年報』
生天目章（2004）『ゲーム理論と進化ダイナミクス』森
北出版。
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矢萩雅広・小山雄資・大澤義明・小林隆史（2009）「市町村補助金制度の見直しに関する実態調査」『日本計画行政学会』第32号、45-54頁。
Ohsawa, Y.（1999)“Cross-Border Shopping and Commodity Tax Competition among Governments, Regional Science and Urban Economics, Vol. 29, pp.
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Ohsawa, Y. (2003)“A Spatial Tax Harmonization Model, European Economic Review, Vol.47, pp.443‒459.
Ohsawa, Y. and T. Koshizuka（2003)“Two-Dimensional
Fiscal Competition, Journal of Economic Geography,
Vol.3, pp.275-287.

としても人口獲得に互いに競い合い社会全体の厚生が低下することを明らかにした。さらに、
集団モデル型進化ゲームの考察から、土地利用規制の義務付けや環境保全意義の啓蒙が、社会的厚生を高めることに有効であることを示した。
参考文献
石岡市（2009a）『石岡市都市計画マスタープラン』

市町村合併に着目した土地利用規制競争モデル

29

論文

J-REIT税制改正の政策評価分析
菅谷いつみ
受けられなかった。この 1 年で合併が相次いではじめに成立した背景には平成21年度税制改正により2010年は J-REIT 市場において 7 件の合併がREIT に関する合併税制が整備されたことがあ成立し、再編が加速した 1 年であった（表 1 ）。

げられる。本稿は、平成21年度税制改正のアナ

合併の主なメリットは、規模の拡大、ポートフ

ウンスメント効果を定量的に示し、政策評価分

ォリオの分散、リファイナンスリスクへの対応、 析を行なった菅谷・東出（2009）に実際に合併
負ののれんを活用した配当の安定化等とされる。 が成立したケースを踏まえて考察を加えたもの
2007年 5 月の時価総額 7 兆円をピークに、一転、 である。
低迷期に突入した J-REIT 市場では合併のニー

本稿の構成は、まず平成21年度税制改正の概ズが存在していたが、2010年まで合併事例は見要に触れ、イベントスタディと要因分析の手法

表―合併事例

出所）不動産証券化協会「ARES J-REIT REPORT vol.14 January 2011」Ⅱをもとに作成。

30

季刊 住宅土地経済

2011年春季号№80

と結果を示し、最後に考察とまとめを述べる。

すがや・いつみ1984年神奈川県生まれ、東京大学経済学部卒。東京大学公共政策大学院経済政策コース修了。

1 平成21年度税制改正(菅谷いつみ 氏 写真)⑴改正の背景J-REIT にはペイ・スルーという税制優遇措論 文：「J-REIT 税 制 改 正 の 政
策評価と政策提言」ほか。

置が設けられている。すなわち、REIT は導管性要件を満たす限り、配当等の額を損金に算入することが認められ、実質的に法人税の課税が回避される。しかし、後述①、②の問題のためれるが、負ののれんは会計上、発生した期に一に、法人税課税のリスクが高まっていた。

括して利益計上される。①の問題を解消するために判定式を会計上の利益の90％超と改正した①90％超配当要件の判定式の問題

場合は、判定式に負ののれんが含まれることと導管性要件のうち、90％超配当要件（利益のなるが、負ののれんは資金的裏付けがないため、90％超を配当すること）については、従来から配当することができない。よって、①の問題を判定式の問題が指摘されていた。改正前の判定解消しつつ、判定式の会計上の利益から負のの式では、税務上の所得金額の90％超を配当する

れんを排除しなければ、導管性要件が満たされ必要があった。しかし、会計と税務では収益費ず法人税が課税される。

用と益金損金の範囲が異なる（一般に「税会不一致」とよばれる）。例えば、減損損失等が発⑵改正の内容生した場合には会計上は費用として計上される

このような問題を解消するため、90％超配当

が、税務上は損金算入が認められず、税務上の要件について、判定式における90％の基準とな所得が会計上の利益を上回る。従来の判定式でる金額は下記のように改正された。

は、90％超配当要件を満たすためには、会計上（旧）配当可能所得の額の利益を超えた配当が必要となるが、REIT は（新）配当可能利益の額

利益のほぼすべてを配当に回すため内部留保が＝税引前当期純利益金額

薄く、導管性要件を満たすだけの配当ができず、−前期繰越損失の額

法人税課税のリスクが上昇する。すなわち、不−負ののれん発生益

動産市況の悪化や高額での不動産の取得により−減損損失の90％相当額

減損損失発生のリスクが上昇した場合、配当金＋控除済負ののれん発生益の当期加が損金不算入となり、当期所得（配当前の課税所得。以下同様）の全体に法人税が課税される
1)

可能性が高くなる 。

算額
この改正により、⑴①と②の負ののれんに関する問題が解消される。
また、②の合併交付金については損金算入可②合併税制の未整備能であることが明文化された。

市場低迷に伴い、J-REIT 同士の合併のニー

なお、適格合併判定の要件が不明瞭であった

ズは存在した。しかし、消滅法人の合併直前のことも合併税制未整備の一項目であるが、2008

期間にかかる配当見合いの合併交付金について、 年12月公表の税制改正大綱にはこの問題を解消
損金算入が可能かどうか不明瞭であった。
また、投資口価格が一口当たり純資産を下回る状況での合併では負ののれんの発生が見込まする内容が含まれていない。この点については
後述の要因分析とその解釈において触れることとする。
J-REIT 税制改正の政策評価分析

31

場における税制改正の評価とした。

2 イベントスタディ

なお、税制改正大綱は国会で可決される可能以上のように、税制改正によってこれまで問性が高いため、税制改正大綱の公表日2008年12

題として指摘されていた法人税の課税リスク軽

月12日をもってイベント発生日とし、イベン減が期待される。ここでは、実際に税制改正がト・ウィンドウにおけるアブノーマル・リター

市場ではどのように評価されたかについて、インの累積値をもってイベントの効果とする。

ベントスタディの手法を用いて分析する。

また、税制改正大綱発表の 2 日前に REIT に

なお、J-REIT に関するイベントスタディを対する政策融資の発表があった。この影響を排行 なっ た 先 行 研 究 と し て は、大 橋・澤 田

除するためイベント・ウィンドウを、イベント（2004）があげられる。これは新規物件取得の発生日の 1 日前から 1 日後と設定した。

アナウンスメント効果を測定したものである。
J-REIT は制度創設から10年と歴史が浅く、⑵データとサンプル

J-REIT に関する政策評価分析はわが国ではほ

本稿では次のようなサンプルおよびデータを

とんどない。したがって、これを定量的に分析する点に本稿の意義がある。

用いて分析を行なった。
サンプルは、イベントスタディを行なうために必要となる期間、すなわちエスティメーショ

⑴分析の概要ン・ピリオド（2007年11月16日から2008年11月

本稿ではイベントスタディの手法を用いて、14日）およびイベント・ウィンドウ（2008年11

政策分析を行なった。イベントスタディとは、

月28日から2008年12月29日）の株価が入手可能ある出来事（イベント）が生じなかった場合のな上場投資法人41銘柄（2008年11月14日上場廃リターン（ノーマル・リターン）を推定し、実止となったニューシティ・レジデンス投資法人

際のリターンとの差異（アブノーマル・リター

を除いたもの）とした。

ン）をイベントの効果が持続するであろう期間

イベントスタディに用いたデータの詳細は以（イベント・ウィンドウ）において累積したも下の通りである。

のをもってそのイベントが株式市場でどう評価

・J-REIT 投資口価格

されたかを計算する手法である。この手法は株Yahoo finance（http: //quote. yahoo. co. jp/）式市場が効率的であることを前提としており、より入手した投資口価格の日次データ（終値）

本分析における前提は以下のようなものとなる。 を用いた。終値が入手できず、気配値となってすなわち、投資口価格（株価に相当）は理論上、 いる場合には、東証の制限値幅の規定に従い投配当割引モデルで決まることから、本来法人税

資口価格の調整を行なった。

課税が予定されていない J-REIT に対する法人

・東証株価指数（TOPIX）

税課税は投資家への配当を直接減少させること

上記、投資口価格と同様の期間について東京につながる。よって、投資家が法人税課税のリ

証券取引所ホームページ（http://www.tse.or.

スクを織り込んでいれば REIT の投資口価格はjp/）より入手した。

下落する。

・リスクフリーレート

課税リスクが原因で投資口価格が低迷してい通常10年物国債金利が用いられるが、本稿でたとすれば、それが軽減される政策が公表されは簡便的にリスクフリーレートをゼロと仮定した場合、投資口価格は本来の価格へ上昇するこて分析を行なった。

とが期待される。この上昇分をアブノーマル・
リターンとして推計し、その累積値をもって市
32

季刊 住宅土地経済

2011年春季号№80

表―個別 REIT の CAR⑶推定式① CAPM によるノーマル・リターンの推計
ノーマル・リターンとは、そのイベン
トがなかったならば実現したであろうリ
ターンをいう。この推計によく用いられる 方 法 と し て、CAPM（Capital Asset
Pricing Model）が あ げ ら れ る。CAPM
は個別証券のリターンと市場ポートフォ
リオのリターンの関係を次のような式2)で表そうとするものである。
R =α+βR +εR ：一時点 t におけるREIT  の投資収益率(週次データを使用)3)
R ：一時点 t における市場ポート
フォリオの投資収益率（週次データを使用）
α：個別 REIT に特有の要因を示す
指標
β：個別 REIT のリターンと市場ポートフォリオのリターンとの連動性を示す指標
上記の式について、OLS で推定した注）＊＊＊、＊＊、＊はそれぞれ 1 ％、 5 ％、10％水準で有意であることを示している（両側ｔ検定）。

α̂ および β̂ をエスティメーション・ピリオド
における推定量とし、ノーマル・リターンは下記のように推計する。
R̂ =α̂+β̂R ③正規性の検定②で算出された AR のイベント・ウィンドウに お け る 平 均 ア ブ ノー マ ル・リ ター ン
（AAR：Average Abnormal Return）を導出し、CAR が統計的に有意に 0 でないかどうかを調② CAR の算出
ア ブ ノー マ ル・リ ター ン（AR：Abnormal
Return）は実績リターンとノーマル・リター
ンの差であるから次の式で求められる。
AR =R −R̂ 

べる。この時、AR の T 統計量は、漸近的には平均 0 、分散 1 の標準正規分布に従うことが知られている。つまり、t AAR =AAR 
~N0,1
seAAR 累 積 ア ブ ノー マ ル・リ ター ン（CAR：となる。これによりイベント・ウィンドウにおCumulative Abnormal Return）は各イベント・

ける CAR が統計的に有意であるか検定する。

ウィンドウにおける AR の累計であるから、次のように算出される。

⑷分析結果



税制改正について各 REIT の株主がどのように評価しているかを見るために、個別 REIT ご

CAR =∑ AR 
これをREIT に対するイベントの効果とする。

との CAR を示す。分析結果は表 2 のとおりで
J-REIT 税制改正の政策評価分析

33

あり、 9 サンプルについて 1 ％、 5 ％、10％水可能性が高まることから各 REIT が保有する物

準で有意なプラスの CAR が得られた。

件のうち最も高い含み損比率を変数として採用

これらの CAR の値は40％前後であり、実効した。税制改正で税会不一致、特に減損による税率が約40％であることを考慮すれば、投資口

課税リスクが緩和されることから、現状で含み

価格の低迷の背景として法人税の課税リスク上損比率が高かった REIT が税制改正を高く評価

昇が織り込まれていたとの解釈ができる。

していると予想できる。
・SPONCER ：

3 要因分析

資産運用会社への出資が20％以上のスポンサ

税制改正大綱では、複数の項目について改正

ーの資本金が500億円を超える場合を 1 、そうが予定されている。REIT に関して言えば、でない場合を 0 とするダミー変数。

90% 超配当要件の変更による減損リスクへの（設定の根拠） 平成21年度税制改正大綱では、対応および合併税制の整備による法人税課税リ

合併税制の整備として合併交付金が損金算入可

スクの解消の影響が CAR に反映されるものと能であることが明確化され、消滅法人側の法人定性的には考えられる。ここでは前節で算出さ税課税リスクはほとんど解消された。一方で、れた CAR がいかなる要因によって形成されて負ののれんは判定式から排除できることになっいるのかを回帰分析によって検証する。

たが、適格合併については REIT が適用対象となりうるのか不明瞭なままであり、存続法人側⑴回帰モデルの課税リスクは解消されない部分が大きい。以

要因分析を行なうため、CAR を被説明変数

上より、消滅法人となる可能性の高いスポンサとする次のようなモデルを設定した。

ーが小規模な REIT のほうが税制改正について

CAR =β+βIMP +βSPONCER 

評価が高いと考えられる。よって、スポンサー+βRESIDENCE +βNONDIS +u 
各変数として用いたデータの出所ならびにその設定の根拠は以下の通りである。
［被説明変数］の規模により CAR に差があるかどうかをみるためにダミー変数を用いた。
・RESIDENCE ：
住宅への投資が 6 割を超える REIT を 1 、そ・CAR ：うでない REIT を 0 とするダミー変数。
（設定の根拠） 住宅系 REIT の不振が大きく取前章で求めた CAR の値。

りざたされていたことから、取得価額ベースで［説明変数］

住宅への投資が 6 割を超える REIT と、そうで・IMP ：ない REIT で差があるかどうかをみるために、

ARES 個別 Property Database より入手した
2008年 6 月から2008年11月までの各 REIT 直近
決算期データに基づく個別不動産の含み損の簿

このダミー変数を採用した。
・NONDIS ：
含み損データを開示していない REIT を 1 と価に対する割合の最大値。

するダミー変数。

（設定の根拠） 鑑定価格（時価）が簿価を著し（設定の根拠） 個別不動産の期末簿価を開示しく下回ると減損の可能性が高まることから、含ていない REIT では、物件ごとの含み損のデー

み損の比率が高い物件を保有している場合に当タを入手することができなかった。投資家が物期利益の全額に対して法人税が課されるリスク

件の開示情報を重視している場合、開示されなが上昇する。実際には、 1 物件でも減損処理がい情報についての判断は保守的になると考えらなされると90% 超配当要件を満たせなくなるれる。つまり、含み損データが開示されていな

34

季刊 住宅土地経済

2011年春季号№80

表―要因分析 回帰結果

REIT が税制改正を高く評価したものと解釈できる。このような評価は、合併のニーズが高まっていたことを示しており、合併税制の整備は
投資家の合併への期待に応える第一歩として評価に値する。
追加的には、特に住宅系 REIT のみが再編を考えているとはいいきれず、市場全体として再注）＊＊＊、＊＊はそれぞれ 1 ％、 5 ％で統計有意。

編の機運があること、減損リスクについても住い場合には、「含み損があるもの」と扱うだろ宅ばかりが高いとはいえないことがわかった。

う。これを検証するために、データが開示されまた、情報開示の差が有意に出ていることから、ていない REIT と含み益のみの REIT で CAR

市場の透明性が評価されていることも明らかとに差があるかどうかをみるダミー変数を採用しなった。

た。この係数が大きければ J-REIT 市場では開示情報を重視した価格形成が行なわれているといえる。

4 考察・今後の展望⑴分析結果の考察

以上の分析結果より、減損リスクの上昇によ⑵分析結果

る法人税課税を市場が警戒していたことがわか

回帰分析の結果は表 3 の通りである。

った。これを放置すれば、含み損の割合が上昇

あてはまりの良さを示す R-squared およびし、減損のリスクが高まるごとに投資口価格がAdj R-squared は0.7を超える高い値をとってより低迷していただろう。さらに、実際減損処

おり、モデルは比較的説明力が高い。IMP・理が生じ、次々と法人税の課税がなされれば、

SPONCER・Constant（定数項）の係数は 1 ％J-REIT の魅力は失われ制度は崩壊していたでで統計的に有意となった。また、NONDIS にあろう。平成21年度税制改正は、90％超配当要

つ い て は 5 ％ で 統 計 有 意 と なっ た。RESI-

件の判定式変更によって税会不一致、特に減損

DENCE については、係数も小さく、統計的にリスク上昇による法人税課税の発生を防いだ点も有意とならなかった。

に意義があった。

分析の結果、CAR は以下のような要因から

また、要因分析結果からわかるとおり、減損形成されていることがわかった。まず、90％超

リスクのみでは税制改正の評価を説明できず、配当要件の判定式変更により、減損発生によるスポンサーの規模による影響も評価のポイント

税会不一致に伴う当期所得全体への法人税課税となっていた。この点、スポンサーが小規模のリスクが解消された。税制改正前には減損リス

REIT がより高い評価をしていた。これは消滅

ク 1 ％の上昇が0.65％リターンを押し下げてい法人となる可能性が高いスポンサーが小規模のたが、これが解消されて0.65％×減損リスクの

REIT において、スポンサー交代を伴う合併へ分だけリターンが上昇する形で CAR に反映さの期待が高まっており、特に消滅法人側の合併れている。

税制の整備が進められた平成21年度税制改正大次に、スポンサーの規模が小さい REIT は大綱を高く評価したものと考えることができる。

きい REIT よりも24.7％ CAR が高かった。これは平成21年度税制改正においては特に消滅法⑵合併事例を踏まえた考察

人側の合併税制が整備されたことから、消滅法

CAR が統計有意となった 9 サンプルのうち、人となる可能性が高いスポンサーが小規模の

5 つの REIT については、実際に合併当事者とJ-REIT 税制改正の政策評価分析

35

表―統計有意の 9 サンプル

⑶まとめと展望

本稿が分析対象とした平成21年度税制改正により、合併が現実的な再編の手段として用いられることとなった。今後、求められるのは合併によるメリットを活かした良好なパフォーマンスであり、合併後の各 REIT の努力が不可欠となる。
大きな制度改正により新たな局面を迎えた
J-REIT 市場であるが、スポンサーとの利益相反の問題やガバナンス、資金調達手段の制約等
注）＊＊＊、＊＊、＊はそれぞれ 1 ％、 5 ％、10％水準で有意であることを示している（両側ｔ検定）。合併欄に○があるものは、
2010年12月までに合併が成立した REIT である。

なっており、再編を期待するだけの要因があっ未だ解消すべき問題も多い。このような問題をひとつひとつ克服し、市場の信頼性の向上に努めることが、J-REIT 市場のさらなる発展の礎となるであろう。

たものと考えられる（表 4 ）。いずれもスポンサーの規模が小さい REIT であり、規模の拡大、 注
リファイナンスリスクの軽減等が図られたものと考えられる。
一方、本稿の分析では存続法人となる可能性が高いスポンサーの規模が大きい REIT については税制改正についての反応が小さかった。これは税制改正大綱のアナウンスメント時には適格合併の判定に関する要件が明確となっていな
かったことが原因であると考えられる。税務上、適格合併に該当する場合には、被合併法人より簿価で資産負債を受け入れることができ、課税が繰り延べられるため、合併の検討に際し適格性の判定が大変重要となる。この点、「投資法
人が共同で事業を営むための合併を行う場合の適格判定について」として国税庁が照会事例を公表したのは2009年 3 月であり、これをもって、存続法人側についても合併税制の整備がなされたが、本稿の分析にはこの影響が反映されていない。スポンサーの規模の大きい REIT においても規模の拡大、ポートフォリオの分散、負ののれんの活用等合併によるメリットはあるため、
実際はスポンサーの規模の大きい REIT が小さ
い REIT を吸収合併するという事例が生じている。

36

季刊 住宅土地経済

2011年春季号№801 ）2008年10月に破綻したニューシティ・レジデンス
は、減損損失を計上したことにより、導管性要件が満たされず、法人税が課税されている。詳細は第 7期有価証券報告書参照。ただし、税会の不一致が直接の原因で同投資法人が破綻したわけではないことには注意されたい。
2 ）CAPM では通常、安全資産の収益率であるリスク
フリーレートR  も含めた式R  −R  =α + β R  −R +εを用いるが、本稿ではリスクフリーレートをゼロと仮定して分析を進める。
3 ）週次の投資収益率はP −P P で、日次の投資収益率はP −P P で算出している。
参考文献
Chan, Suhan , John Erickson, Ko Wang（2003）RealEstate Investment Trusts, Oxford University Press.
井上光太郎・加藤英明（2006）『M&A と株価』東洋経済新報社。
大橋和彦・澤田考士（2004）「J-REIT リターンのイベ
ント・スタディー――新規物件取得の発表に対する
J-REIT のリターンの反応」『国土交通政策研究』第35号（客員研究監論文）。
新日本有限責任監査法人（2009）『不動産サービス・ア
ップデート J-REIT の再編の動向と合併の会計・税務』
菅谷いつみ・東出一三（2009)「J-REIT 税制改正の政策評価と政策提言」『GraSPP ポリシーリサーチペー
パー』
不動産証券化協会（2007）『不動産証券化ハンドブック
2007-2008』
不動産証券化協会ホームページ：個別不動産検索シス
テム http://www.ares-jreit.jp/J-REITView/

海外論文紹介

社会的相互作用とスプロール

Brueckner, Jan K. and Ann G. Largey (2008) “Social Interaction and Urban Sprawl,” Journal of
Urban Economics, Vol.64, pp.18-34.

概要

市住民に憩いを与える農場をつぶしてしまうことな
どがよくあげられてきた（例えば Brueckner 2001，

人が他の人々と多く関わるようになるのは人口密Glaeser and Kahn 2004などに詳しい）。Brueckner

集地域か、それとも低密度地域かをこの研究はアメand Largey（2008）では、スプロールの問題点とリカのデータを用いて分析したものである。具体的

してあまり取り上げられてこなかった問題として、には人と関わる度合いを「友達の数」や「近所の人都市のスプロールにより人口密度が希釈され人々のと話をする回数」、「人を自宅に招く回数」などで測居住地間の空間的な距離が広がってしまいその結果

り、これらの変数が居住地周辺の人口密度によって人々が他の人と関わりを持たなくなってしまうのでどれだけ説明されるかを推計している。結果は人口はないかという仮説（Putnam 2000などが主張）を密度の高い地域に住むと社会との関わりが減るとい検証している。

うものであった。直感的には、人口密度が高くなる

人口密度が低くなると社会的相互作用が減るといと互いの距離が近づくので他人との関わりが増える

う仮説が成立する場合には、人々が広い土地に住むはずだと考えられるので、推計結果は直感に反してことに課税をし、狭い土地に住むようにインセンテ

おり興味深い。

ィブを付加してやるとよいという政策的インプリケ

Brueckner and Largey（2008）で特筆すべきは、ー ショ ン が 導 か れ る。Brueckner and Largey

単に相関関係を見ているのではなく、因果関係を捉（2008）では数式展開によりこの政策的インプリケえている点である。相関関係しか見ない場合、仮にーションを導いているが、直感的には次のように考人との関わりを表す変数と人口密度に正の相関があえればよい。まず人口密度というものは 1 人当たりったとしても（実際の推計結果では負の相関が観察が占有する土地の面積の逆数である。したがって、されたが）、その要因には 2 つの可能性が考えられある人が土地の面積を増やすということは人口密度てしまう。すなわち⑴人口密度が高いから人との関を減らすことに等しい。人口密度の減少は自分のみわりが増えた可能性と、⑵人と関わることを好む人

ならず周辺居住者全員の社会的相互作用を減らしてが人口密度の高い所に住むことを選んだ可能性、のしまうので（外部不経済）、広い土地に住むことに2 つである。Brueckner and Largey（2008）は操作

は課税をしなくてはならないということになる。

変数法を用いることで⑴の要因の影響を定量化している。

1 研究の目的

したがって、実際に人口密度の低下が人との関わりを少なくするのかを調べることで、社会的相互作用という見地からスプロールを抑制すべきなのか結論を出すことができる。

Brueckner and Largey（2008）のそもそもの目的

都市構造が人々の社会への関わり方を分析した研は、スプロール（都市の空間的拡大）が社会的相互究としては、他に Glaeser and Gotlieb（2006）が都作用にどのような影響をもたらすかを調べることで心部と郊外で政治参加の度合いや市民活動への参加あった。スプロールは批判の対象となることが多い。 にどのような差が見られるかを分析している。一方、批判される理由としてあげられるのは、スプロール

Brueckner and Largey（2008）では、特に居住地周が通勤距離を延ばし過剰な混雑をもたらすこと、都辺の人口密度が高いと人との関わりが増すのか、そ

海外論文紹介37

れとも減るのかに焦点をあてている点でユニークである。

最初の 2 つの操作変数が妥当であるためには人々が居住地を選択するときにどの UA に住むかは外生的要因で決まっている必要があり、なおかつ UA

2 データの人口密度と census tract の人口密度に相関がある

推計の被説明変数は、人が他の人々とどの程度関必要がある。最後の都市の起伏については、起伏がわっているかである。データは Social Capital Ben-

多い都市ほど人口密度が少なくなる場合に操作変数

chmark Survey から得ている。この調査は2000年

として妥当である。Brueckner and Largey（2008）にアメリカで行なわれたもので、 2 万9000人以上のでは二段階最小二乗法の一段階目の結果が報告され回答者に対して社会関係資本（人間関係など）につており、 3 つの操作変数と census tract の人口密度

いて数百個もの質問をしている。ただし、Brueck-には強い関係があることが報告されている。

ner and Largey（2008）では農村部は研究の対象外としており、 1 万4823のサンプルを用いている。

4 推定結果質問の中には「友達の数」や「近所の人と話をす

二段階最小二乗法により推定した結果は表 1 のとる回数」、「人を自宅に招く回数」、「なんらかのクラおりである。紙幅の関係から説明変数については重ブに参加しているか」、「何個のクラブに参加してい要なもののみを掲載した。他に所得階級、雇用されるか」など社会的相互作用の度合いを測る質問が複ているか、 5 年以上居住しているか、人種、学歴、数あるので推計では被説明変数を数種類用いて比較

アメリカを 9 つの地域に分けたときどこに属すかのしている。また、説明変数として用いることになる

ダミー変数、定数項が入っていた。また被説明変数

個人属性については年齢、性別、結婚しているか、についても、他に「 1 週間に最低でも 1 回は近所の子供の有無、所得などを聞いている。さらに重要な人と交流するか」や「信頼できる人間は何人いる

ことは、回答者の居住地を census tract まで特定でか」、などを用いての推計が報告されていた。

きるようになっていることである。Census tract と社会的相互作用を表す変数として、どのような変はアメリカの国勢調査における最も小さな集計単位数をとっても人口密度は有意に負の影響を与えた。

である。このデータと国勢調査の census tract の人

これは人口密度の上昇が他の人との関係を強めると口密度を結合することで最も重要な説明変数である

いう仮説と矛盾する結果である。

周辺の人口密度のデータを得ている。

なぜ人口密度が高くなると社会的相互作用が弱くなるのかについて、著者らはいくつかの要因を挙げ

3 内生性と操作変数ている。

注意すべき点は、社交的な人ほど人口密度の高い

まず、人口密度が高まるほどプライバシーへの欲所に居住する可能性があるので、人口密度は内生変求が強まり、その結果社会と関わりあう回数が減る

数であるということである。この問題を解決するたのではないかと述べている。また、人口密度の低い

め に、Brueckner and Largey（2008）で は census

所は家に庭や畑がある場合が多く、野外で作業を行

tract の人口密度の操作変数として、その census

なう時間が長くなるので、同じようにガーデニング

tract を含む UA（Urbanized Area）の人口密度と、などを趣味としている人などと外でゆっくり話す時

その census tract を含む MSA（Metropolitan Sta-

間があるからではないかと推測している。逆に、人tistical Area）の人口密度、および census tract が口密度の高い所は、アパートなどの居住形態となり、含まれる都市の起伏の度合いという 3 つの操作変数

野外で作業をするということはあまり多くないはずを用いている。UA は census tract より大きな集計である。さらに、都会にはたくさんのエンターテイ

単位であり、MSA は UA より大きな集計単位であンメントがあるので、退屈をしてもわざわざ人と付る。

き合う必要がないためではないかという可能性もあ38

季刊 住宅土地経済

2011年春季号№80

表ઃ注）被説明変数によってサンプル数が異なるのは回答に欠落があるためである。またＤのみは2SLS ではなく IV を用いたプロビット推計の結
果である。

げている。

少なくなってきていると言われているので、同じよ

一方、他の説明変数については、被説明変数にような結果が出たとしても驚く結果ではない。むしろって影響が変わった。Ａの近所の人と会話をする回

日本の場合には、より顕著にこの関係が表れるので数が結婚をしていれば増えるのはパートナーがいるはないかと考えられる。都市の構造が居住者の人づことで交流の範囲が広がるからと考えられる。同様

きあいにどのように影響を与えているのかを、日本に子供、特に小さな子供がいると会話が増えるのも、 でも調べる必要があると思う。
親どうしの会話が増えるからと考えられる。しかし、参考文献
Brueckner, J. K.（2001）“Urban Sprawl：Lessons fromの数を減らしていることが見て取れる。
Urban Economics,”in Gale, W.G. and J.R. Pack, eds,
Brookings-Whartono Papers on Urban Affairs, Brook著者らは、この理由として、結婚や子供がいるこ
ing institution, Washington, DC, pp. 65-89.
とは表面的な付き合いは増やすが、家庭に目を向け
Glaeser, E.L., and M.E.Kahn（2004）“Sprawl and Urban
る時間が増えるために外の社会と強い関係を築くのGrowth,”in Henderson, J.V.,and F.Thisse eds., Handbookof Urban Economics, Vol. IV. Elsevier, Amsterは阻害するからであると説明している。Ｄ、Ｅ、Ｆ
dam, pp. 2481-2527
はクラブへの参加度合いを被説明変数にしているが、Glaeser, E.L., and J.D. Gottlieb（2006）“Urban ResurgＢ、Ｃと同様に結婚していて子供がいると社会とのence and the Consumer City,”Urban Studies, Vol.43,
pp.1275-1299.
関わりが減るという結果になっている。唯一の例外
Putnam, R.D.（2000）Bowling Alone, Simon and SchusはＥのクラブへの参加回数で、 6 歳から17歳の子供
ter, New York.

ＢとＣからは逆に、結婚や子供の存在が親しい友達がいると増えるという結果であるがこれはボーイス
カウトの影響であろうと著者らは予測している。
その他、男性のほうが社会との関係が強いという

森岡拓郎

東京大学大学院経済学研究科研究員

傾向が見られる。年齢については被説明変数によって効果が変わる結果となった。

5 日本への応用
著者らは、人口密度が高いと社会的相互作用が減るというのは予想に反した結果であると述べている。
しかし日本の場合は、都市部で特に近所づきあいが海外論文紹介39

センターだより

木造軸組構法の変化と発展の全体 を見出すために、新構法の普及状像を全国ベースで捉えることを目 況についても考察し、木造軸組構『木造軸組構法住宅の構法の変遷に 的に、今まで研究対象とならなか 法の現状を網羅的に把握することった地方についても、その構法の を試みている。
関する研究』
変容に関する調査を実施したもの
もとより、「一般的」とされる「調査研究リポート」No.05298
である。すなわち、構法の変化の 住宅においてすら、そのロケーシ
平成22年અ月刊
過程を、本研究独自のアンケート ョンや気候風土、生産者の属性等
定価：3500円（税込）
結果、インタビュー結果をはじめ、 により、構法が異なっているため、木造軸組構法は、特に近代以降 その他各種先行研究の成果を援用 多様な構法の変遷史を一律にトレは、急速な社会変化に適応しなが しつつ、時系列推移という時間軸 ースし論じつくすことは至難の業ら、大きな変貌を遂げてきた。現 と、都 市 対 地 方、あ る い は 都 市 である。戦後の動向に照準を合わ
在の木造軸組構法は、そうした構 間・地域間という空間軸で、丹念 せた本研究は、住宅構法の変遷を
法変遷のプロセスを辿りつつ、新 に検証している。
精緻に分析しようとする試みの第しい構法が絶えず現れ普及するとこのように、地方も都市も同等 一歩であり、木造軸組構法の戦後いう展開を繰り返している。
に検討の俎上に乗せることにより、 史の全貌をくまなく究明するととそうした構法の変遷や地域差に 都市部と地方部を総合的に俯瞰し もに、戦前の歴史に遡及した研究
関しては、現在までに大都市にお つつ木造軸組構法住宅の変遷過程 を行なうことは今後に残された課
ける差異および時代的変遷に関す を分析している。特に、各部の構 題とも言える。
る調査が行なわれ、その典型的構 法として、基礎、床組、壁組、接温暖化ガス削減が国際公約とな法を示したものがすでに存在して 合部、架構・軸組、屋根、モデュ り、そのために有用な木材利用のいる。しかしながら、地方と都市 ール、および材料のそれぞれにつ 推進に資する在来木造住宅生産へとでは構法の普及状況の違いが著 いて、アンケートやインタビュー、 の注目度と再評価の機運が今後ましいため、特定の都市のみを対象 既往研究成果等をもとに、その移 すます高まることが予想される中とした調査では、構法の全国的な り変わりの実相を重層的に跡づけ で、本リポートが、テーマに関心
変遷過程を示すには不十分である。 る第 3 章は、本リポートの中でも を抱かれる各方面の方々に活用さ本リポートはこのような研究状 白眉であると言えよう。加えて、 れることを期待するものである。
況の認識と課題意識を踏まえて、 これからの木造軸組構法の方向性◉新刊リポートのご案内

編集後記

編集委員
委員長

2007年に出版された『ヤバい経済学』では、シカゴ大学のスティーブ
ン・レビット教授によって相撲における八百長の可能性が指摘されていた。統計学を利用して勝敗の確率を計算すると、統計学的にはあり得な
い勝率が一部の取り組みでは見られるというものであり、こうした結果
は八百長の可能性を示唆するものであるということであった。
相撲における八百長の可能性は昔から指摘されているので、それ自体は珍しくない。統計的に八百長の可能性を分析し、実証した点こそがこの論文の評価される所以であろう。
十両力士の携帯電話に八百長をほ

委員

瀬古美喜
浅田義久
金本良嗣
中川雅之

のめかすメールが残されていたことが明らかとなり、相撲協会がその対応に追われているニュースが毎日のように流れている。相撲はプロレス
季刊 住宅土地経済と同じ Show Business であると思
2011年春季号（第80号）
えば、別段驚くことでもないと思う
2011年આ月ઃ日 発行
が、伝統・格式・品格が重んじられ
定価750円(内消費税35円）送料180円
る神事であるとの建前を重視するな 年間購読料3,000円（税・送料共）
ら、見過ごすことはできない重大な編集・発行 ㈶日本住宅総合センター問題なのだろう。
東京都千代田区麹町4-2
経済学に携わる人間としては、八麹町4丁目共同ビル10階
百長の有無について議論するよりも、〒102-0083
レビット教授の研究の正しさが明ら
電話：03-3264-5901
かになったという点をもっとフォー
http://www.hrf.or.jp
カスしてほしいと思うのだが…。
編集協力
堀岡編集事務所（K.H.)
印刷
精文堂印刷㈱本誌掲載記事の無断複写・転載を禁じます。

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季刊 住宅土地経済

2011年春季号№80