［巻頭言］

地震大国日本の課題
髙木 茂

三菱地所株式会社相談役

東日本大震災からはやઆ年半あまりになるが、いまだに大地震の発生が危惧されている。そんななか、国においては1995年の阪神淡路大震災を機に設置された地震調査研究推進本部が2014年12月に最新の地震動予測を公表した。
これは、今後30年間に震度ઈ弱以上の揺れに見舞われる確率を地域ごとに示したものである。
一方、民間においても何人もの研究者により今までにない方法による予測が試みられている。最近注目されているのは、GPS を使った予測である。
測量工学者のＭ氏が開発中のもので、国土地理院が公開している全国1300カ
所の電子基準点のデータを使って、地球の重心を原点にした各基準点のઅ次元の動きを観測し、地表の動きや歪みの量的変化を捉え、地震発生の地域や震度などを予測するものである。
このような新しい試みは、従来の地震学の立場からはあまり受け入れられていないようであるが、地震の前兆をさまざまな方法で捉え、近い将来の地震発生を予測するこれらの試みは、防災の見地からはきわめて有用と思われる。いまだ開発途上とはいえ、その成果を統合することにより「ある程度の期間内に、どの辺りで、このくらいの規模の地震が起きる可能性がある」という予測の段階から「いつ何日に、どこでどれくらいの規模の地震が起きる」という予知の段階へと進化してくれることを期待している。
次の大地震に見舞われた時、住宅やオフィスなど土地に固着した建造物はさておき、人的被害を大幅に減少させることができるよう、スピード感のある対応が課題と思われる。

目次●2015年秋季号 No.98［巻頭言］地震大国日本の課題

1

髙木 茂

［特別論文］土地・住宅の特性からもたらされる課税の複雑さ

中里 実

2

［論文］生前贈与と住宅取得間の戦略的相互作用

行武憲史・岩田真一郎・井出多加子

10［論文］子育て支援政策が居住地選択と出生行動に与える影響について

田中隆一・中嶋 亮［論文］コンパク
トシティが都市財政に与える影響沓澤隆司［海外論文紹介］住宅取引におけるプリンシパル・エージェント問題
エディトリアルノート
センターだより

40

8
編集後記

40

28
原野 啓

36

20

特別論文

土地・住宅の特性からもたらされる課税の複雑さ中里 実
下においては、住宅地と建物を一体として「住はじめに宅」と呼ぶことにする点に留意されたい。

日本を含むいずれの国においても、土地や住宅の課税上の扱いについては、土地や住宅のき
わだった社会的・経済的特殊性を反映すると思われるさまざまな課税上の措置
置も含めて

租税特別措

1 課税物件としての土地一般
土地を媒介とする人間の関係が社会の基本であった中世封建制下のヨーロッパにおける課税が採用されている。のみならず、 は、当然のことであるが、基本的に土地との関そのような特殊性を考慮した結果としての現実

連性の密接なものであった。領邦領主は、そののさまざまな理論的問題点が存在するのが実情

保有する土地との関連で領主権（土地を媒介とである。ここでは、そのような特殊性から生ずする領域内の支配権）を有しており、その一内る種々の問題の理論的背景について、主として容として領有権（droits domaniaux（仏）＝課法的観点から多少の検討を行なうこととしたい。

税権等）が認められていたからである。

以下においては、理論的な観点から見た場合

そして、その後、近代に入ってから経済学がの土地の特殊性と住宅の特殊性（、節）、

土地を理論的分析の対象としはじめて以降も、

土地・住宅に対する代表的な課税である固定資

土地については、以下のように、もっぱらその

産税の抱える問題点について検討し（節）、

特殊性が議論されてきたといってよかろう。

日本の民法における土地・住宅の扱いの他国と比較した場合の特異性について述べ（節）た①本源的生産要素としての土地

うえで、土地・住宅政策を課税との関係につい経済学において、生産要素は、土地等の天然てふれる（節）こととする。

資源、資本財、労働と、大きく三つに分類され最も重要な個人資産であり、身近で生活に必るが、このうち、土地等の天然資源と労働は、須な土地・住宅について、課税理論のみの観点（資本財のように）人間が作り出したものではから議論するのでは十分ではなく、むしろ、課ないという意味で、本源的生産要素（original

税の対象である土地・住宅や、それに関する経

means of production）と呼ばれる。かつて経済済取引の私法的特性等を明らかにし、それに関学は、生産要素のうち、主として土地（および、する課税の在り方を考えるべきなのではないか

そのもたらす地代）について詳しく論じてきた。

というのが、本稿における分析の方針である。

これは、農業が主たる産業であり、土地がもっとはいっても、依頼されたテーマが一般的なとも重要な生産要素であったことの反映なのでものであったために、本稿も、やや焦点の定まはないかと思われる。特に、地代に関してはさらない幅広い問題を扱うものとなってしまって

まざまな論者によりさまざまな議論が行なわれいる点についてお断りしておきたい。また、以た。スミス、マルサス、リカード、マルクス等

2

季刊 住宅土地経済

2015年秋季号№98

が地代について大いに論じたのは、決して偶然

著者写真

1)

ではない ということであろう。
②追加的供給の限られた資産としての土地

経済学においては、土地について、特に、追加的供給が限られている（＝あらたに生産することが困難である）という特質が強調されてきなかざと・みのる
1954年埼玉県生まれ。東京大学法学部卒。一橋大学助教授、東京大学助教授等を経て、現在、
東京大学大学院法学政治学研究科教授。2004年から2005年にハー バー ド ・ ロー ・ ス クー ル
(HLS) 客員教授。著書：『国際取引と課税』（有斐閣）、『金融
取引と課税』（有斐閣）など。

た。その結果として、ある土地の所有者は、当該土地を独占しているとされることになる2)。

みならず、そこにおける特別措置も多種多様でレントという土地と関連する言葉が、理論上、あり、かつきわめて複雑である。これらを、土一般的に、純利潤の意味（すなわち、市場リタ

地・住宅の特殊性という観点のみから理論的にーンを超える利潤という意味）で用いられるの整理できるか否かは、必ずしも明確ではなく、3)はそのためである 。その点に着目した、19世

それ故に、これらすべてを、土地・住宅に対す

紀アメリカにおける、ヘンリー・ジョージの土る課税という観点から体系的かつ総合的に扱う

地単一課税論は、最適課税論における中立性のことは理論的に見てきわめて困難なことである

4)

観点からきわめて有名である 。

といわざるを得ない。

③財政物資との関係②自己保有住宅の帰属所得

経済学においては、土地の課税に関しても、住宅との関連で、所得税の課税に関して、特必需品である塩等と並んで、種々なかたちで論に複雑な問題を生み出すのは、持家の扱いではじられている。また、実際上、塩、酒・たばこ、 ないかと思われる。特に、それに関しては、帰ガソリン等、自動車等の財政物資的な性格を有属所得の扱いと、住宅ローンの支払利子の扱い

する物と並んで、土地は、財政物資とはされてが重要である（後者については、次の③で述べいないものの、課税されることの多い品目としる）。さまざまな個人の保有する資産のうち、てあげられるのが常である。その結果であろう

自己保有の住宅のもたらす家賃相当額（すなわか、ほとんどの国に、固定資産税が存在する。

ち、持家のもたらす帰属所得）が課税されてい2 課税物件としての住宅ないという点についてどのように説明すべきか
は、所得課税における理論的難問の一つである。

住宅も、土地や、塩、酒・たばこ、ガソリン

もちろん、固定資産税は、家賃相当額に対する等、自動車等と並んで、課税されることの多い課税の代替であるという位置づけもありうるの物である。しかし、個人の生活との密接さを考かもしれない。しかし、仮にそうであるならば、

慮してか、それについては課税軽減措置がとら住宅（のうちの建物部分）についての消費税のれることが多い等の特殊性がみられる。その他

課税は、（将来の各年における消費額の割引現にも、住宅に関する租税制度の特殊性としては、在価値の合計額である取得時の価額、に対する

以下のような点をあげることができよう。

回限りの課税ということで）家賃相当額に対する将来の何回もの課税の取得時への回的前①課税の多様性

倒しであり、固定資産税との二重課税をもたら住宅に関しては、土地と同様に、譲渡所得税、 すものということになってしまうであろう。
相続・贈与税、固定資産税、消費税、各種の流通税等、実にさまざまな租税が関連してくるの
土地・住宅の特性からもたらされる課税の複雑さ

3

③住宅ローンの支払利子の扱い

実、戦前の日本においても、地租と家屋税は、よく知られていることであるが、アメリカに税収においてきわめて重要な位置を占めていた。

おいては、住宅を担保とするローンの支払利子

また、フランス革命後の租税制度においてさえが所得控除されている。これに対して、日本にも、不動産は外形的にその存在を把握できるの

おいては、一定の住宅取得者に対する税額控除

で、それに対する課税は恣意性が低いというこが認められているだけであるという大きな差異とで、その課税が行なわれた5)。

がある。この問題も理論的には一筋縄ではいかところで、理論的に考えた場合においても、ないものであるが、住宅の課税を考える際に避実際的にも、資産税の最大の問題点は、課税さけては通れないものであるといえよう。

れる資産の評価の困難さにあるといっても過言ではない。この点において、固定資産税ほど執④持家と借家の扱い

行上の問題を抱えた租税も少ないのではないか

持家居住者と借家居住者の課税上の扱いの水という点は強調しておかなければならない。日

平的な公平性の確保という問題は、帰属所得の本においては、必ずしも課税の専門家とはいえ扱いや支払利子の扱いとも密接に関連する、課ない場合もある市町村の職員が固定資産の実際

税理論的に複雑なものである。

の評価を行なう。それ故に、現実に困難な問題

また、この問題は、一般的には、垂直的公平が生ずることがある程度不可避であることを考性を保つための再分配の問題と密接に関連する

えれば、固定資産税における評価の問題は構造場合も多いものといえよう。しかし、垂直的公的なものであるとさえいえるのではなかろうか。

平性の問題を、個人の所得額・資産額との関係

この点は、固定資産税の評価をめぐる訴訟が少ではなく、居住形態との関係で理論的に語るこなくないという点にも如実に表れている。

とは困難な場合も少なくないといえよう。

固定資産の評価との関連で、最近、特に注目しているのが、過去に評価の誤りがあった場合⑤事業用資産と非事業用資産に、後にその是正を認めることができるか否が建物は、事業用建物と非事業用建物（居住用

争われた裁判事例である6)。この問題に関して、建物は多くの場合に後者に該当する）に分けら

建物建築当初の評価の誤りについて後で蒸し返れる。同じ建物といっても、この両者の間には、すことは認められないとして、後の時点におけ

減価償却の有無等、課税上、根本的な差異が存る評価の是正を否定する東京都固定資産評価審在する。当然といえば当然なことであるが、事査委員会の判断は、常識的に考えて、とうてい

業用であれ、非事業用であれ、建物は建物であ理解できるものではないといえよう。自治体がる。したがって、ここでの問題として、このよ行なった課税処分の際の評価の誤りは、当然のうな区分を維持することが、果して今後ともどことながら、将来にわたって継続的に（永続的の範囲で理論的に妥当なのかという点についてに）過大課税を引き起こす原因となるのである

検討する必要があるかもしれない。建物用地にから、それにもかかわらず、それについて誤っついても同様である。

た評価に基づく課税を継続せよというのは、妥
当な態度とは思われない。それは、時効制度に3 固定資産税

よる法的安定性の確保とは本質的に異なる問題

土地・住宅の課税上の特異な地位は、何よりといえよう。このようなメンタリティで固定資

も、ほとんどの国において古くから固定資産税

産税の課税が行なわれ続けるならば、地方分権が現実に課税されてきているという、まさにその道ははるかかなたに遠のくのではなかろうかの点に濃厚に表れているのではなかろうか。事と危惧の念さえいだく。

4

季刊 住宅土地経済

2015年秋季号№98なお、そのような困難な評価の問題に、経済

usufruit〔仏〕、Nießbrauch〔独〕）という一般政策の観点からの特別措置の問題が関連する等、 的な権利が認められてはおらず（所有権の、使現実は、さらに混乱に拍車をかけているが、こ用・果実収受権と残存権への分離が認められての点については、節で扱う。

おらず）、財産権のあり方として柔軟性を欠く

4 民法との関係における日本の住宅の特殊性のではないかと思われる点があるように感じられる。その結果、例えばフランスにおけるように、相続に際して、父親から住宅を相続した子

民法における土地・住宅をめぐる取扱いの特が残存権を取得する一方で、当該父親の後妻が殊性も、土地・住宅に関する課税における複雑

使用・果実収受権を生存中のみ有するというよさの一因となっているように思われる。

うな形態が認められていない。
これに対して、ファイナンス理論的に考えれ①土地と建物の一体的扱い

不動産概念

ば、元本（元物）の価値とは、本来、将来果実

ドイツにおいては、民法94条が、住宅についの割引現在価値（の合計額）である。したがって、土地と建物が一体で一つの不動産であるとて、残存権は、所有権から、現在設定されてい7)

規定している 。フランス民法には、ドイツ民る期間内の使用・果実収受権の現在価値を除い

法94条のような明示的な定めはないが、土地とたものである。これを別のいい方をすれば、所

建物は、日本と異なり、一体の不動産として扱有権の価値は、設定期間内の使用・果実収受権われており、その結果として、不動産税は、建の価値と、元物に関する残存権の価値とに分解物付きの土地に対するものと、建物なしの土地することができる。このうち、経済的に見た場に対するものに分かれている。

合の所有権の本質は、使用・果実収受権の期限

これに対して、日本においては、民法上、両を無限と考えれば、そのようなフローを受益す者が別個の不動産とされている点に特に留意しる権利にあるものと思われる。残存権は、所有なければならない。この点は、日本の物権法の権から、そのようなフローの割引現在価値としきわだった特色であり、それが課税にも想像以ての元本（元物）を取り除いた後の形骸的な権上の複雑な影響を及ぼしていると推測される。

利であるにすぎないといえよう。

例えば、相続税における高層マンションの評価

したがって、そのような使用・果実収受権が等については、建物と土地が別個に評されてい独立の権利として認められていない日本の民法るという、この問題が背景にあるのではないかの下においては、例えば信託の課税関係についと推測される。

て立法を行なう際に、さまざまな問題が生ずることになる8)のである。

②土地所有権の分離が困難

同様に、日本の民法においては、ヨーロッパ③相続制度と登記制度と異なり、所有権そのものの、使用・果実収受

それに加えて、民法における相続制度や登記権と残存権への分離（demembrement 〔仏〕）制度のあり方も、課税問題と密接な関連を有しが基本的に認められていないという特色がある。

ていると思われる9)。したがって、租税制度のすなわち、日本の民法においては、地上権や専門家は、必然的に、相続制度や登記制度につ

永小作権等の用益物権は認められているものの、

いても、一定程度の専門知識を保有しておく必

諸外国と比べると所有権の分離という観念が弱要がある。このように、課税実務の租税専門家

く、諸外国におけるような独立した使用・果実が、課税実務の観点のみから土地・住宅の課税収受権（usus fructus〔羅〕、usufrucht〔英〕、について考えることが不可能であるが故に、専土地・住宅の特性からもたらされる課税の複雑さ

5門家は困難な地位に立たされるといえよう。

放棄地について、一種の懲罰的な意味合いで固定資産税の課税軽減措置を取りやめるという政④土地利用の厳格さ策について考えてみよう。確かに、そのような次に、これは民法の問題ではなく、行政法のインセンティブ構造を固定資産税の中に組み込問題ということになるのであろうが、日本におむことは、一定の地域においては有効なのかもいては、土地に関する利用規制において、宅地しれない。しかし、例えば、過疎地で放置されと農地の完全なる分離という状況が存在するとている空き家の建設されている土地や、農業従いう点がきわめて重要である。さらにいうなら事者がそもそも近傍に存在しなくなったような

ば、同じ土地といっても、農地と宅地とは、そ地域の耕作放棄地について、そのような固定資

もそも、まったく別種類の財産として観念され産税の課税に関する措置を導入しても、インセているといっても過言ではないほどである。そンティブにならないことは明白なのではなかろして、そのことを反映して、租税制度も、特にうか。そこで行なわれるのは、単に、担税力の租税特別措置に関して、土地の種類ごとにかな

ない者に対する課税に他ならないかもしれない。

り異なる複雑なものとなっているのである。

誰も耕作する人のいない地域で農地の保有コス

5 土地・住宅政策と課税

不動産の有

効利用

トを高めても、誰かがその耕作を開始するわけではなく、結局、何も変わらないのである。
そもそも課税は罰則ではないのであるから、以上のような日本の特殊性のもとに、租税制

慎重に政策の効果を検討した場合でなければ、度を用いた土地・住宅政策が語られなければな

懲罰的な課税を導入すべきか否か判断できないらないところに、日本における土地・住宅をめといえるのではなかろうか。一口に地方再生とぐる租税制度に関連する問題の困難さの根幹がいっても、土地・住宅に関する政策の統合性が存在するのかもしれない。しかし、問題はこれ確保されていなければ、有効な地域振興のためにとどまらず、加えて、土地・住宅政策のための対策はとれないかもしれないのである。

の租税制度それ自体のなかにも、以下のように、深刻な問題が内包されている。

③住宅政策と租税制度

個人の生活や資産において占める住宅の経済①各種の課税の相互作用的重要性を反映して、住宅に関しては、日本に土地・住宅に関しては、前述のように、譲渡おいて課税上のさまざまな優遇措置が認められ所得税、相続・贈与税、固定資産税、消費税、ている。これは、多くの国においてもまったく

各種の流通税等の実にさまざまな租税が関連し同様である。本来ならば、このような点に関すてくるから、個々の租税の及ぼす効果のみならる包括的な比較法研究が必要かもしれない。

ず、それらの間の相互作用や総体としての効果

また、住宅政策を語るうえで、地域差の問題を見極めたうえでないと、土地・住宅政策の手は極めて重要である。都市部と過疎地域では、法として個々の租税を用いることの意味を正確

土地の経済的価値が大きく異なるが故に、住宅に把握することができないのではないかと思わ政策の目的そのものが根本的に異なるものとなれる。しかし、一見して明らかなように、それることも少なくない。それ故に、課税を通じたは、きわめて困難なことである。

住宅政策というかたちで単純に一括りにすることはできないといえよう。
経済的には、都市部の住宅の扱いが特に重要②懲罰的な課税について

次に、最近話題となっている、空き家や耕作
6

季刊 住宅土地経済

2015年秋季号№98

である10) が、この問題は、課税の問題というよりも、住宅政策そのものの問題といえよう。

しかし、問題点の所在を正確に認識せずに租住宅政策の困難を租税制度で糊塗しようとして税制度の改革をかたるわけにはいかないことをも、そううまくいくものではない。

考えれば、少なくとも現在のところは、本稿におけるような単なる問題点の指摘にも、まった④高齢化と人口減少

く意味がないわけではなかろうということで満

現代の日本の直面する最大の問題は、急速な足せざるをえないのかもしれない。

高齢化と人口減少である。この問題は、住宅政策においても重大な課題となる。この問題について、租税制度がどの程度貢献できるかという点については、理論的に十分な検討の必要があるが、ごく単純に考えて、それほど簡単な対応策があるようには思えないのが実情であろう。
特に、土地は、その所有権を放棄することが困難であるという特色を有している。換言すれば、土地は捨てられないのである。したがって、空き家の建つ土地や耕作放棄地のように、所有者にとって経済的価値がまったくなくなった後においても、固定資産税の課税は継続するということになる。そして、この問題は、高齢化と人口減少の進行とともに、より深刻になっていくであろうことが予想される。

まとめ
以上、思いつくままにあれこれとさまざまな点について論じてきたが、正直のところ、研究の限界を感じずにはいられない。自らの力不足について、真摯にお詫びしたい。
結局、現状においては、いくら土地・住宅と租税制度について法的に論ずるといっても、両者の間をつなぐところの太い理論的なバックボーンが必ずしも見いだせない結果として、現実には、本稿におけるように、単なる問題点の羅列に終わってしまうことが残念でならない。本
来ならば、金融取引の課税について総合的に論ずる11) ことが可能であったのとまったく同じ
ように、不動産取引の課税についても、一定の理論的枠組みのもとに総合的検討を行なうことが可能なはずなのであろうが、いまだその全体を貫く基本となる理論的バックボーンを特定しかねているのが現状である。

注）経済学では、土地のリターンである地代、人的資
産のリターンである賃金、そして金融資産のリターンである利子について分析がなされてきた。なお、John Maynard Keynes が1936年に発表した『一般理論』のタイトルは、“The General Theory of Employment, Interest and Money”となっており、表題に地代は入ってはいないが、これは、彼が地代について論じなかったということではない。
）すなわち、たとえば、銀座四丁目の土地の追加的供給は行われないから、その所有者は当該土地について独占的地位に立つことになる。
）独占利潤もレントと呼ばれる。
）Henry George, Progress and Poverty, 1879.
）フランス革命においては、恣意的な課税を排除するために、不動産税、有価証券税、事業税、戸窓税の、いわゆる四古税（les quatre vieilles contributions
directes）が採用された。
）東京高等裁判所平成25年4月16日判決。『日本経済新聞』2013年6月24日付朝刊「ビル課税訴訟、最高裁
へ
三菱地所と都、評価額が争点」参照。
）“§ 94 Wesentliche Bestandteile eines Grundstücks
oder Gebäudes
⑴1 Zu den wesentlichen Bestandteilen eines Grundstücks gehören die mit dem Grund und Boden fest
verbundenen Sachen, insbesondere Gebäude, sowie
die Erzeugnisse des Grundstücks, solange sie mit
dem Boden zusammenhängen. 2 Samen wird mit dem
Aussäen, eine Pflanze wird mit dem Einpflanzen
wesentlicher Bestandteil des Grundstücks.
⑵ Zu den wesentlichen Bestandteilen eines Gebäudes
gehören die zur Herstellung des Gebäudes eingefügten Sachen.”）中里実「はじめに」（講演記録）『信託法研究』37号、27-32頁、シンポジウム「質疑応答」『信託法研究』37号、93-16頁、2012年12月、参照。
）この点は、フランスにおいて、相続税が、登記名義の変更の際に登録税というかたちで支払われる点に象徴的に表れている。
10）Cf. Urban land: Space and the city, Poor land use in
the worldʼs greatest cities carries a huge cost, The
Economist, Apr 4th 2015, http: //www. economist.
com/node/21647614/print.
11）金融取引の課税について総合的に論ずる際の基本的な考え方については、中里実『金融取引と課税』（有斐閣、1998年）参照。

土地・住宅の特性からもたらされる課税の複雑さ

7エディトリアルノート

少子高齢化が進む日本では、いかにして高齢者の貯蓄を有効活用

購入することを躊躇する可能性が前贈与によって住宅取得額を増やある。

していないということは、それをするか、いかにして少子化を緩やこのアイデアを、万7018世帯

ローン借入額の減少に使用していかなものにするか、それらに耐えのマイクロデータと、内生性を考るということを意味する。35歳以うる都市構造を作り上げるかが、慮した緻密な手法を用いて検証し上で、借り入れ制約が緩和され、きわめて重要である。今回はそれている。その結果、単純な OLS

ある程度以上の面積の住宅取得がらを扱った本の論文を掲載した。 を用いた場合には、既存研究と同可能となった世帯は、
「これ以上

◉

様に、生前贈与の有無または生前のクオリティの住宅消費」と「借行武・岩田・井出論文（「生前贈与の額は、住宅取得額に正の有入額減少による将来消費額の増

贈与と住宅取得間の戦略的相互作

意な影響を与えていた。しかし、加」との選択を迫られることにな

用」）は、親からの住宅取得に関交換動機を明確に考慮した、操作るだろう。その場合、住宅というする生前贈与の効果を、理論的、変数法を用いると、その正の有意財から得られる限界効用が逓減し実証的に検証したものである。

な影響は消え去るという結果が報ていることを、この実証分析結果

告される。

が意味しているという可能性はな

政府は、高齢者の貯蓄を有効活用するため、税制等を用いて、親

また、年齢別のサブサンプルをからの生前贈与の優遇を行なって用いた分析では、35歳未満においいる。既存研究においても、これては、生前贈与の正の効果が観察

田中・中嶋論文（「子育て支援が子供の住宅取得額を増やすことされるものの、35歳以上になると政策が居住地選択と出生行動に与が報告されてきた。しかし、親か

それが消え去ることが報告され、える影響について」）は、地方自らの生前贈与が、住宅取得額を確

若年世代に対する親の行動が、必治体が行なう子育て支援政策が、実に増やすのは、それが利他的なずしも交換動機に基づいていない

出生率に及ぼす影響を検証したも動機に基づく場合であることが指という解釈が示される。

のである。

摘される。

行武・岩田・井出論文の指摘は、いだろうか。
◉

少子高齢化の本格的な進展に対行武・岩田・井出論文の重要な政策的にも重要な意味を持つ。前

して、中央政府はさまざまな政策

アイデアは、親の老後の私的介護

述のとおり、政府は高齢世代の貯を講じているが、地方政府も自地との交換を期待した交換動機に基蓄の活用方策として、生前贈与を域の若い住民を確保するという観づく生前贈与は、必ずしも子供世優遇する政策を展開している。こ点から、独自に子育て支援政策を代の住宅取得を増加させるものでれは、住宅のみならず教育に関す展開している。しかし、このようはない、とする点である。提供さる生前贈与にも適用されている。

な移動可能な資源に対する地方政れている理論モデルでは、住宅消

しかし、これが交換動機に基づく府の分権的な関与は、地方政府同費への予算制約を通じた贈与の正ものである場合は、生前贈与は親士が若い住民を奪い合うことになの影響が、子供の介護サービスに世代の貯蓄の減少と子供世代の貯って、全体的な効果は相当に減殺

対する効用を通じた負の効果によ

蓄増加を交換するだけの効果しかされるというのが、理論が予想すって弱められることが示され、親もたないことになる。

るところであろう。

の生前贈与が子供の住宅取得額に最後に、年齢別のサブサンプル

このため、田中・中嶋論文にお与える方向性は、事前には確定でを用いた実証分析結果に関連して、 いては、自治体間の子育て支援政

きないと主張される。つまり、子あえて異なる解釈の可能性を指摘策の違いが、家計の居住地選択行

供は家庭内負担が重くなるので、したい。

動に与える影響を考慮して、出生親の贈与を使ってより高い住宅を

8

季刊 住宅土地経済

2015年秋季号

35歳以上の世帯が、親からの生№98への影響を子育て支援政策の「正味の」効果と、居住地選択によるの補完的なものであるため、政策「奪い合い」効果に分解した分析

手段の実態にあった計測手法の改を 展 開 し て い る。具 体 的 に は善が行なわれることを期待したい。 DID 地区の面積が不変として、うことも判明した。
効果のマグニチュードとしても、

OLS に基づいて出生確率を推定◉

同地区の人口が自治体全体の人口するとともに、居住地選択確率の沓澤論文（「コンパクトシティに占める割合が割上昇した場合、推定を通じて、妻の就業の内生性が都市財政に与える影響」）は、一人当たり歳出額が1.7％程度削と居住地選択バイアスを取り除い都市構造のコンパクト化が、都市減できるという結果を得ている。

た推定を行なっている。

財政の効率性に与える影響を、実これらの結果は、地方都市におい証的に分析したものである。

て、かなり明確な政策的な方向性

その結果、子育て支援政策の効
果は、既存の子供の有無や家計所

人口減少、少子高齢化を受けて、 を示唆するものと考えられよう。

得に依存して異なりうること、つ地方自治体の財政は、将来的に大ただし、沓澤論文はコンパクトシ

まり、既存の子供がいる低所得のきく悪化することが予想されていティ化のコストも含めて慎重な政家計ほど、地域子供・子育て支援

る。そもそも地方自治体が行なう策的議論を促している。

政策が有効に作用するものの、既行政サービスには、資本集約的な

なお、沓澤論文ではコンパクト

存の子供がいない高所得の家計ほサービスと労働集約的なサービス化の効果を、DID 地区の人口割

ど、母子保健が有効に作用するこが存在するが、前者には規模の経合から、面積割合を除いたものにと が 明 ら か に なっ た。ま た、田済が働き、後者については集積のよって計測している。このような中・中嶋論文の最も重要なファイ経済が働くと考えられる。将来の相対的な集中度合が、行政サービ

ンディングとして、居住地選択を地方自治体の財政を持続可能なもスの効率性に影響を与えているこ

明示的に考慮することで、地方政のとするために、規模の経済と集とは間違いないが、人口密度の絶府が行なう子育て支援策の正味の積の経済を活かすという観点から、 対的なレベルも効率性に影響を与効果が、大幅に低下することがわ

コンパクトシティは大きな注目をえていると考えられる。また、近かった。このことは、今後の子育集めている。

隣自治体からのスピルオーバーを、

沓澤論文では、「市町村別決算

人口および直線距離によってウェ

状況調」（総務省）のデータを用

イトづけされた変数によってコン

今後のさらに発展した研究を行いて、都市構造が一人当たり歳出

トロールしている。

なう際には、政策の実態をより忠額に及ぼしている影響を検証してしかし、近隣自治体との関係は、実に反映した実証分析を求めたい。 いる。その際、市町村同士のスピ同じ都市圏に属している中心都市、て支援政策に、重要な示唆をもたらす。

通常、最も重要な子育て支援策とルオーバー効果を考慮するために、 郊外都市関係を考慮に入れた、都して指摘されることが多いのは、

空間的自己相関モデルによる推定

市圏ごとのデータセットに集計し保育サービスであろう。しかし、を行なっている。

なおすことによって、より機能的

田中・中嶋論文では一人当たりのその結果、中心市街地への人口な関係を考慮することが可能にな

行政支出が、説明変数として採用

集中は、教育費、衛生費、消防費、 るのではないだろうか。政策的にされている。このため、需給関係

老人・児童福祉費などを中心に、非常に重要なテーマであり、よりのアンバランスが反映できない実

一人当たりの歳出額を抑制する効研究が進化することを期待したい。

証分析となっているように思われ果があることを実証している。まる。有意なものとして推定されてた、近隣の地方自治体の財政支出(Ｍ･Ｎ)いる地域子供・子育て支援政策は、 も、土木費、商工労働日、民生費
情報提供、相談、一時預かりなどを中心に、影響を与えているといエディトリアルノート

9

論文

生前贈与と住宅取得間の戦略的相互作用
行武憲史・岩田真一郎・井出多加子である。高齢化社会では、親はより戦略的な交はじめに換動機に基づき、子供からの介護・ケアと引き住宅ローンには購入金額の20％程度の頭金が換えに贈与を行なっているかもしれない。この必要とされ、住宅購入者は相応の貯蓄を行なう

場合、生前贈与の住宅消費に与える影響はより必要があった。近年、100％の住宅ローンが増複雑なものになる。

加してきているものの、頭金の額に応じて金利

Yukutake Iwata and Idee（2015）は、生 前が優遇されるケースがあることや、将来のリス

贈与と住宅購入額の戦略的な相互作用について、クヘッジのため、ある程度の頭金を貯蓄してか子供からの介護サービスを導入した理論モデル

ら住宅を購入する世帯が多い。こうした頭金のにより、生前贈与が必ずしも住宅購入額を増加ための貯蓄は、最適な住宅消費を歪める可能性

させないことを確認したのち、実証分析によっが あ る こ と が 指 摘 さ れ て い る（Artle andてこの仮説を検証している。本稿は、Yuku-

Varaiya 1978）。

take Iwata and Idee（2015）を翻訳・改訂しつ

さらに、わが国では、経済の停滞による若年層の雇用状況の悪化などにより、若年層におけつ、実証分析を中心に紹介するものである。
本稿の構成は以下のとおりである。次節では、る持家率は減少傾向にある。このようななか、

まず生前贈与と交換動機、生前贈与と住宅需要

生前贈与を含む親からの資産移転は、住宅を購についての先行研究を整理する。第節で簡単入しようとしている子供世帯にとって頭金制約に理論モデルを紹介した後、第節ではそれにを緩和するため大きな役割があるとされる。実基づく実証研究を行なう。最終節は結語である。

際、わが国では1980年代中ごろから、景気対策としてたびたび住宅取得時の贈与に対する特例措置が実施されており、贈与を通じた住宅取得の促進が期待されてきた。

1 先行研究親世代からの資産移転と住宅需要について、多くの実証研究では、親からの生前贈与が子供

生前贈与を含む親からの資産移転と住宅需要の住宅需要に正の影響を与えることが示されての関係についての議論では、親の贈与に対するいる（Engelhardt and Mayer 1998、Guiso and動機が重要な役割を果たす。親が何も見返りをJappelli 2002、Spilerman and Wolff 2012）。た求めずに贈与を行なう、すなわち利他的選好をだし、これらの研究では、資産移転における親持つときは、親からの贈与の増加は、住宅購入の動機は考慮されてこなかった。

において所得が増加したのと同様の影響を持つ。

利他的モデルによれば、親は子供の幸せを気問題は、現在のわが国のような高齢化社会におにしており、相対的に所得水準の低い子供によ

いて、親は無償で子供に贈与を行なうかどうか

り資産を残す傾向にある（Becker 1974）。この10

季刊 住宅土地経済

2015年秋季号

№98

著者写真

著者写真

著者写真

ゆくたけ・のりふみ（写真・左）1975年神奈川県生まれ。2012年一橋大学大学
院経済学研究科より博士号（経済学）取得。現在、公益財団法人日本住宅総合センター主任研究員。
いわた・しんいちろう（写真・中）1971年東京都生まれ。2002年大阪大学大学院
経済学研究科より博士号（経済学）取得。現在、富山大学経済学部教授。
いで・たかこ（写真・右）1957年東京都生まれ。1993年慶應義塾大学大学
院経済学研究科博士課程修了。博士（経済学）。現在、成蹊大学経済学部教授。

場合、親からの贈与が、単純に子供の幸せのたためである。Yukutake Iwata and Idee（2015）

めに使われているため、子供はより価値の高いも、同様の問題に直面しているが、親子間の私住宅を購入することになる。

的介護を代替する変数として、家族以外から提一 方 で、Bernheim et al.（1985）や Cox

供される外部の介護サービスを導入している。

（1987）は、親からの資産移転は子供からのサ

急速な高齢化が進むなか、家族内での介護の過ービスの量と引き換えに行なわれること（交換度の負担を軽減するため、長期介護社会保険制

動機）を示した。実際に、Izuhara（2004）は、度が整備された（Izuhara 2004、Abe 2009）。

日本の親世代が老後の生活に備えて十分な金融

親は、生前贈与について意思決定する際、家族資産を蓄積しており、これらを子供からの介護

内の私的介護を代替する外部の介護を考慮するへの報酬として使っていることを指摘している。 と考えられる。次節では、こうした点を考慮し住宅取得と親の移転動機に着目した論文として は、Cirman（2008）が あ る。そ こ で は、住宅取得のための親からの移転が、住宅価格や金た理論モデルを簡単に紹介する。

2 モデル

利が上昇した時に増加し、市場状況の悪化に対

この節では、本稿における実証研究で観測でするクッションの役割を果たしていることが示きる特性を考慮した理論モデルを直観的に紹介されている。これは、親が利他的であることをす る1)。モ デ ル に は、贈 与 者（親）と 受 贈 者意味する。

（子供）が存在する。親は、不完全な利他主義

また、周（2007）は、親への訪問回数が贈与であると仮定する。つまり、子供の効用を親は額に正の影響を与えていることを明らかにし交常に気にしている一方で、子供からの介護につ

換動機の存在を示したうえで、贈与額が頭金といても気にする交換動機も持つ。他方、子供は、住宅消費を増加させることを示した。

非利他主義を仮定している。また、ここでのモ

Yukutake Iwata and Idee（2015）で は、さデルは、親からの贈与額 g（以下、贈与と表らに交換動機を伴う贈与と住宅取得の関係を検す）と子供の購入する住宅価値額 h（以下、住証しており、子供からの介護をモデルに導入し宅消費と表す）の戦略的相互関係を検証するたている。高齢化社会を迎えるにあたり、介護のめシュッタケルベルク均衡による非協力的ゲー

見返りの水準が高くなっていると考えられるが、 ム理論の段階フレームワークを採用している。
生前贈与と子供からの介護の問題とそれに関連

つまり、まず親が子供に非負の贈与 g をいく

する住宅消費についてはそれほど多くの研究がら与えるか決定する。その後、親からもらった

なされていない。これは、生前贈与と住宅消費

贈与を所与として、子供が購入する住宅消費 hのデータを得ることができたとしても、親子間を決定する。

の介護サービスに関するデータを入手できない

交換動機のもとでは、子供は贈与 g と引き生前贈与と住宅取得間の戦略的相互作用

11

図ઃ

交換動機に基づく贈与と住宅消費の決定の理論的フレームワーク

効用は不完全な利他主義の仮定から、子供の効用の関数にも依存する。贈与の非負制約、親の予算制約、子供の予算制約、子供の住宅消費関数、ならびに、子供の贈与受け取り条件を満たすように、親の行動を最大化すると、以下の贈与関数が導かれる。
g=gy , p, q

⑵

ここで、q は、外部介護サービス価格である。
親の効用関数は疑似線形を仮定しており、外部介護(m) は家族介護 (s)と代替関係にあるので、換えに親に介護サービス sを提供する。しかし、 外部介護の価格の上昇は必ず贈与を上昇させわれわれが用いるデータでは家族介護は観察でる：∂g∂q>0。この結果は、親は介護サービ

きないため、親は直接生前贈与 g を使って家ス市場が限定的である時に、家族介護に依存し族介護 s をコントロールすると仮定している。

なければいけないことを意味している。

つまり、子供が非負の g を受け取るとすると、子供は正の介護 s を提供しなければいけない。
子供の効用は、住宅消費 h、家族介護 s、そ3 実証分析
3.1 実証モデルの他複合財 x に依存すると考えられる。これ本稿で用いるデータは、子供世代 i に対するを、贈与を含む予算制約式のもと、最大化する調査をベースとしている。まず、ベンチマークと下記のような住宅消費関数が導かれる。

として、住宅消費関数から次のような線形モデ

h=hg, y , p

⑴

ルを OLS によって推定する。

ここで、y  は子供の所得、p は複合材の価格

h =γ g +Xβ +ε  を表す。

ここで、h  は観測された住宅購入、g  は観⑶

住宅消費関数を、生前贈与で微分した∂h∂g

測された生前贈与の金額、X は説明変数のベの符号は、利他的動機のみに基づく贈与が行な

クトル、γ  と β  は係数、ε   は誤差項を示す。

われた場合、子供の所得増と同じ効果を持つた

また、連続変数である贈与額 g  の代わりに、め、住宅サービスが正常財であれば、必ず正に贈与を受けたかどうかを示すダミー変数 G  をなる。しかし、交換動機を含む場合、不本意な考慮したモデルについても分析を行なう。

介護負担の増加は、住宅の消費から得られる限多くの先行研究では、γ  の符号は正である

界効用を低下させる可能性がある。この仮定は、 ことが示されているが、理論モデルに示したよ
家での快適な生活が親の介護によって妨げられ

うに交換動機の下では符号は確定しない。

るようなケースで、このとき生前贈与は住宅消その他の説明変数には、理論モデルで示した費を必ずしも増加させず、贈与の住宅消費に対世帯収入（y ）と消費者物価価格指数（p ）のする符号条件は確定しない。

ほか、その他の世帯属性（世帯主の年齢、土地次に、親の行動を考える。親は贈与をするこ

所有ダミー）、地域固定効果（地域ダミー）、時とで子供からの介護サービスを受けられると同間特定効果（年次ダミー）が含まれる。また、時に、家族以外の外部から介護サービス（以下、 利 用 す る デー タ に は 住 宅 を 購 入 し な い 世 帯
外部介護と表す）を購入することもできる2)。

（h =0）が含まれていないので、住宅購入額がしたがって、親の効用関数は家族の介護 s と正の世帯（h >0）だけが分析対象であること

外部介護サービス m に依存する。また、親のには注意が必要である。

12

季刊 住宅土地経済

2015年秋季号№98

⑶式で推定された γ  の係数は、オミットされた変数の存在により生前贈与との内生性バイ操作される側の贈与変数が非負であることを容認する。

アスを持つ可能性があると考えられる。例えば、子供の流動性制約は、一般的に住宅消費に負の3.2 データ

影響を持つ。子供が所有する資産額は流動性制

データは、一般社団法人住宅生産団体連合

約の代理変数として適当であるが、われわれの（住団連）が調査した顧客データを利用していデータセットでは利用することができない。こる。住団連はハウスメーカーから構成されておの時、流動性制約下にある子供がより贈与を受り、同調査は大都市圏および札幌市、仙台市、

けやすいという正の相関があれば、γ  の OLS

広島市、福岡市で新築注文住宅を購入した世帯

推定量は上方バイアスを持つ。このような内生を対象としている。東京圏には、埼玉県、千葉

性を考慮して、本研究では操作変数法を導入す

県、東京都、神奈川県、名古屋圏には、岐阜県、る。理論モデルは、家族以外からの外部介護サ愛知県、三重県、大阪圏には、京都府、大阪府、

ービスの価格 q が識別変数として有効である

兵庫県、奈良県が含まれている。利用できるのことを示している。すなわち、外部介護は子供

は上記地域に限定されるが、国土交通省の住宅の介護に代替するため、q は贈与額に影響する着工統計に（2001〜2009年）によれば、全国の一方で、子供の住宅消費には直接に影響を及ぼ

新築戸建て住宅のうち同エリアで51.0％程度をさない。

カバーしている。住団連は、毎年3000世帯につまた、贈与関数については、コーナー解の存

いてこの調査を行なっており、本調査ではその在、すなわち贈与を受けない子供世帯（g =0）

うち2001〜2009年までのデータを利用する。各の存在に注意が必要である。この検閲された標

年のデータ数は、2001年3131世帯、2002年3000本の問題に対処するため、本稿では先行研究に世帯、2003年3047世帯、2004年2794世帯、2005

ならい、贈与関数について Probit および Tobit

年3634世帯、2006年3540世帯、2007年3241世帯、モデルによる推定を行なっている。実際、贈与2008年3206世帯、2009年3750世帯となっている。

額関数は、以下のような線形モデルを仮定する。 説明変数等が完全に利用可能なデータについてg  =δ q +Xβ +ε  ⑷

スクリーニングしたところ、標本サイズは全標

ここで、g は観測されない潜在変数の贈与額

本サイズの92.1％にあたる万7018世帯となっを表す。δ  と β  は係数で、ε   は誤差項を表た。

す。Probit モデルでは、潜在変数は以下のよ表

義を示している。

うなダミー変数 G  で表される。


G =1,

if g >0=0,otherwise

は、内生変数、説明変数、識別変数の定

子供世帯の所得については子供世帯全構成員⑸の税引き前年間収入を用いている。住宅購入は

他方、Tobit モデルでは、非負の値 g  を以

一般的に年間収入よりも恒常所得に依存する傾向がある。しかし、恒常所得は観察できないた

下のように定義する。






g =g ,

if g >0=0,otherwise

め 年 間 収 入 で 代 理 し て い る。複 合 財 の 価 格⑹（p）については、総務省統計局のデータより段階として⑸式の得られる全国の消費者物価指数（CPI）と消費

Probit モデルおよび、⑹式の Tobit モデルの推者物価地域差指数を乗じたものを地域 CPI と定を行なう。第段階では、第 段階から得らして用いている。

本 稿 の 分 析 で は、第れた理論値を⑶式における g  の操作変数とし

外部介護サービスの価格 q は、住宅消費関て用いる。この推定方法では、理論モデル同様、数を識別する上で重要な役割を果たすが、つ
生前贈与と住宅取得間の戦略的相互作用

13

表ઃ

さらに、つ目

変数の定義の代理変数として、「介 護 サー ビ ス 施
設・事業所調査」
から都道府県ごとの高齢人口10万人
当たり訪問介護員数を考える。在宅介護は、自宅での家族介護の補完的な役割として機能すると考えている。
オミットされた変数によるバイアスをコントロールするため、説明変の問題が存在する。まず、外部の介護サービス

数に世帯主の年齢とその乗項を含めている。

は居住地で受ける傾向が高いが、本稿で用いる

また、住宅購入費には土地取得コストが含まれデータからは親の居住地が観測できない。そこるので、土地をあらかじめ取得していた世帯にで、本研究では親と子供世帯は同地域に居住す

ついては、これを住宅購入費において考慮する

3)

ると仮定している 。次に、本稿では家族介護必要がある。そこで、土地取得ダミーを用いる。

を市場で代替するサービスとして介護保険を用

さらに、地域ダミーとして、東京圏ダミー（基いて利用される外部サービスを考慮するが、公準）、名古屋圏ダミー、大阪圏ダミー、その他

開されている介護保険料等は規制されているた地 方 ダ ミー（札 幌 市、仙 台 市、広 島 市、福 岡

め、市場価格を反映していない。そこで、サー市）を、地域特性をコントロールするために導ビスに対するアクセシビリティを市場における入している。最後に、贈与額と住宅購入に影響介護費用と考え、施設のキャパシティを用いる。 する他の要因をコントロールするために、購入
具体的には、厚生労働省「介護サービス施設・

年次ダミーを用いる。わが国における住宅取得

事業所調査」から都道府県ごとの介護施設の定時の贈与税特例や住宅ローン減税制度は頻繁に員数を用いる。Izuhara（2006）が指摘するよ

変更されており、住宅購入額に大きな影響を与うに、介護施設は地方によって偏在しているのえていると考えられる。しかし、本稿で用いるで都道府県ごとに十分なバリエーションを持つ。 データでは、贈与税額もローン控除額について
表の定義にあるように、分子（介護施設のベッド数）は市場における介護サービスの供給も観察できないため、これらの要因を年次ダミーでコントロールする。

を反映している一方で、分母（高齢人口）は、

表は記述統計についてまとめている。平均

需要サイドを反映していると考えられる。介護

住宅購入額は4255万円であり、国土交通省「住施設のキャパシティは、外部介護のアクセシビ

宅市場動向調査」の2001-2009年までの平均値

リティの代理変数となっているため、外部介護より82万円ほど小さい。また、分析対象のうち、の価格 q の予測される符号条件とは反対に、

19.0％の世帯が贈与を受けており、平均贈与額

LTC キャパシティの符号条件は負になる。

は196万円と、住宅市場動向調査の全国平均

14

季刊 住宅土地経済

2015年秋季号№98

（80万円）に比べて大き

表઄

記述統計

い。子供世帯の平均所得は873万円であり、市場動向調査の154万円に比べるとかなり大きくなっている。世帯主の平均年
齢は42.97歳で、市場動向調査よりも0.73歳若くなっている。
表は、贈与の有無別
各変数の平均値を示している。子供世帯の所得は、贈与がない場合に比べて157万円ほど高く表અ

贈与の有無別平均図઄

住宅消費のカーネル密度

なっている。贈与を受けた子供世帯は、平均で1000万円ほど受け取っているが、実際の住宅購入額は62万円ほどしか変わらない。これは、親の贈与が住宅購入額を必ずしも大きくしないことを示している。もちろん、これらの数は単純な平均であり、他の贈与や内生性に十分注意して取り扱うべきである。
図は、贈与の有無別住宅購入額のカーネル密度を示している。実線は贈与を受けた世帯、破線が贈与を受けていない世帯を表している。
なお、比較をわかりやすくするため、標準偏差の倍を超える標本については表示していない。
一般に贈与を受けた世帯は住宅消費が上昇し分
布は右側にシフトすると考えられ、図においてもその傾向は観察される。しかし、同時に分布の左側でも贈与を受けた世帯が受けてない世

Guiso and Jappelli 2002, 周 2007, Luea 2008,

帯を上回り、分布のピークは贈与を受けた世帯

Spilerman and Wolff 2012）。モデル[2]は、贈で低くなっている。図からは、贈与額が住宅

与額が100万円増加すると、およそ49.4万円住消費に与える明確な影響は確認できない。

宅購入額が増加することを示しており、住宅購入額の増加分は贈与額の増加分より小さい。こ3.3 推定結果

れ は、Guiso and Jappelli（2002）お よ び、

表のモデル[1]と[2]は、OLS 推定の結果

Luea（2008）と同様の結論となっている。子を示している。モデル[1]は、贈与の有無につ供の年収については、有意に正の符号を示して

いて、モデル[2]は、贈与額について考慮したいる。ここから、住宅消費は正常財であること

モデルである。いずれのモデルにおいても、贈が確認できる。価格指数は、係数が有意に正で与額は住宅購入額に正の影響を与えていることあるため、代替効果を所得効果が上回っているが示されており、これは先行研究と一致する結ことを示している。したがって、子供は住宅に果となっている（Engelhardt and Mayer 1998,

関連する諸条件がよいときに、より高い住宅を生前贈与と住宅取得間の戦略的相互作用

15

表આ

有意に推定されている。

推定結果

表

における、モデル[3]と[4]は、操作変数法の結果である。段階目の贈与ダミーの係
数は、モデル[3]では有意ではない。モデル[4]では、贈与100万円の増加は、およそ13.9万円
住宅購入額を増加させる。この効果は、モデル[2]に比べて小さく、統計的に有意ではない。
贈与ダミーと贈与額のいずれの係数についても、統計的に有意ではない。この一つの要因としては、操作変数の説明力が低い、
いわゆる weak IV の問題が考えられる。そこで、介護施設定
員数と訪問介護員数が操作変数として十分機能しているかどうか、す な わ ち 両 変 数 が Weak
IV である可能性について確認する。まず、 段階目の推定結果を見るといずれの変数もモデル[3]と[4]の両方で有意である。
さらに、介護施設定員数と訪問介護員数の F-統計量について
も、モデル[3]で32.48、モデル[4]で13.42となっている。これは、Staiger and Stock (1997）
が目安とする基準を上回っており、両変数とも贈与額に対して十分な説明力を有していると考注）標本サイズ: 27,018，括弧内は頑健標準誤差，すべてのモデルは地域ダミーと年次ダミーでコントロールされている。***, **, * はそれぞれ 1 %, 5 %, 10% 水
準で、有意であることを示す。

えられる。
以上の結果は、先行研究とは異なり、子供世帯が親から贈与を受け取ったとしても、必ずし購入する傾向がある。年齢とその乗項についも住宅購入額を増加させないことを示している。

ては、より世帯主年齢の高い世帯ほど住宅消費

これは、おそらく予算を通じた所得増の効果がは大きくなるが、その影響は年齢とともに逓減

子供の効用を通じた負の効果によって相殺されしており、若年世帯はより安価の住宅を購入しているためである。つまり、家庭内の介護に対ていることがわかる。土地ダミーの係数は正でする責任が、子供にとって負担となり、結果と16

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2015年秋季号№98

して親の贈与が家庭内介護と住表ઇ

年齢別推定結果

宅購入の両方に影響して子供の住宅需要を小さくした可能性を示唆する。
ここでの生前贈与は住宅購入を目的としているので、子供は住宅の価値はそのままに、頭金の増加と住宅ローンの圧縮のために贈与を使っている可能性が高 い。Engelhardt and Mayer（1998）では、住宅消費は頭金
制約と住宅ローン総額の和になっており、このケースでは贈与
額は住宅購入額を変化させない。
表におけるモデル[3]と[4]の第段目の推定では、子供は収入が低く、年齢が若いほど贈与を受け取る傾向があることを示しており、これは先行研究と一 致 す る と こ ろ で あ る（Engelhardt and Mayer 1998、Cir-

注）括弧内は頑健標準誤差。すべてのモデルは地域ダミーと年次ダミーでコントロールされている。***, **, * はそれぞれ 1 %, 5 %, 10% 水準で、有意であることを示す。

man 2008）。識別変数である介護施設定員数の係数は、統計的に有意かつ負に

3.4 サブサンプル分析

推定されており、子供は介護施設へのアクセス

この節では、いくつかの先行研究で、若年世が改善されると贈与を受けなくなることが示さ

帯の贈与行動に着目しているのにならい、標本れている。親が外部の介護サービスに依存し、を年齢でつのグループ（35歳未満と35歳以結果として私的介護を減らし贈与を減少させて上）に分割した分析を行なう。分析手法は引きい る の か も し れ な い。こ の 結 果 は、Izuhara

続き、操作変数法による。表（2004）の示した、子供のサポートと贈与間のの住宅購入額の結果のみ示している。モデル

リンクが日本では弱くなってきているというこ[5]における贈与ダミーの変数は、若年世代のとにも一致している。一方で、訪問介護員数の住宅購入額に対して有意に正の効果を示しておでは、段階目

係数は正で有意である。これは予想と反するが、 り、全サンプルを用いたモデルとは異なる結果
Abe（2009）は、介護施設での介護サービスがとなっている。モデル[6]は、贈与額の係数が家族の負担を減らすのに対し、自宅による専門

有意に正であることを示している。100万円ののホームヘルパーの介護は、家族の介護を補完

贈与の増加がおよそ130万円の住宅購入額を増するものであることを示している。このことは、加させる。この結果は、贈与 ドルに対して、自宅で家族以外の外部の介護を受ける親は、同住宅購入額は1.34ドル増加するとしている En-

様に家族による介護も必要とするため、贈与を

gelhardt and Mayer（1998）と同様、贈与額の増やすと考えられる。

増分以上に住宅購入額を大きくしている。こうした影響は、贈与が住宅購入の際の流動性制約
生前贈与と住宅取得間の戦略的相互作用17を緩和したことを反映している可能性がある。

れるため、この仮定はある程度有効である。つ

経済状況の悪化により、若年世帯ほどより厳し

まり、子供は家庭内負担が重くなるので、親のい流動性制約に直面している。Cirman（2008）

贈与を使ってより高い住宅を購入することを躊は、そのような局面で贈与額が増加することを躇する可能性がある。

示している。言い換えれば、若年世帯に対するこの仮説を検証するため、わが国の都市部に親の贈与は、相対的に弱い交換動機に基づいておける注文住宅購入者のデータを用いて、実証いると考えられる。さらに、まだ子供世帯が若研究を行なった。家族以外から提供される外部

い場合、親もまだ十分若く健康であり、子供世の介護サービスについての情報を用いて、生前

帯は将来の家庭内介護の負担はあまり考慮せず

贈与の潜在的な内生性を注意深くコントロールに、贈与を受け取るかもしれない。

し、かつ贈与の検閲を考慮した分析を行なった

他方、35歳以上世帯を対象とした、モデル

ところ、生前贈与は住宅購入額に有意な影響を[7]と[8]では、贈与が住宅消費に影響しないこ

与えないことが示された。この結果は、交換動とが示されており、親の行動が交換動機に基づ機に一致するものである。さらに、実証研究でいている可能性が高い。

は、生前贈与が外部の介護サービスに有意に影表における子供の所得、物価指数のすべての係数は、表響を受けることが示された。

におけるモデル[3]と[4]と同様

ここでは、子供による家庭内介護のモチベーである。年齢とその乗の符号は、全標本を使ションとして、利他性に反対する議論をするつった推定と異なり、年齢の乗の係数は相対的もりはない。いくつかの国では、子供が親の面に大きく正となっている。モデル[6]の推定結

倒を見ることが社会的に期待されている。この果は、住宅購入額が、およそ26歳で最小となり、点に関して、子供が利他的だと仮定してみよう。

その後35歳まで増加することを示している。他

子供は、相対的により大きな住宅消費を行なう

方、モデル[7]と[8]の年齢とその乗項の係数と同時に、多額の贈与の受け取りを拒否する一は、統計的に有意ではなく、住宅購入額は35歳

方で親に介護サービスを提供するかもしれない。

以上のグループでは年齢の影響を受けないこと

そのとき、生前贈与が住宅消費に与える影響はが示されている。

小さくなるだろう。かわりに、親の家庭内介護が子供の世帯でかなりの負担になるような社会

4 まとめ

では、交換動機が追加的な動機となっているか

生前贈与と住宅購入に関係する先行研究では、 もしれない。実際、日本においては、高齢世帯
親と子供の間の交換動機についてはそれほど関の介護のため子供の負担が非常に大きくなって心がなかった。本研究では、子供が提供する私いるといわれている（Izuhara 2004）。

的介護サービスが、贈与と交換されるという仮

本稿では、理論モデルにおいても、実証モデ

定のもと分析を進めてきた。理論モデルでは、

ルにおいては、直接的な政策パラメータが含ま

生前贈与が必ずしも住宅購入額を上昇させるとれていないが、ここで示された分析結果は政策は限らないことが示された。これは、生前贈与

評価に役立つであろう。例えば、親から子へのが住宅購入額を上昇させるという、利他的動機

所得移転を通じて国内需要を刺激するために、を基づく考えとは矛盾するものである。理論モ

政府は住宅取得のための贈与について特例を導デルでは、予算制約を通じた贈与の住宅消費へ入しているが、われわれの実証研究からは贈与の正の影響は、子供の介護サービスに対する効は子供の住宅需要にほとんど影響しないという用を通じた負の効果によって弱められる。本研

結果が得られている。

究では、生前贈与は住宅取得目的でのみ使用さ
18

季刊 住宅土地経済

2015年秋季号№98

サブサンプル分析からは、親からの贈与の背景にある動機が子供の住宅購入のタイミングに影響されることが示された。すなわち、贈与の内生性や検閲の問題を考慮したとしても、相対的に子供の年齢が高い場合、贈与は住宅購入額に有意に影響しない。一方で、若年子供世帯には正で有意な影響が観察された。若年子供世帯に対しては、親の行動が必ずしも交換動機に基づいていないことを示している。
サブサンプル分析の結果から、セレクティビ
ティバイアスの問題は検証すべき課題である。
われわれのデータは新築注文住宅購入者に限定されているので、分譲戸建てやマンション購入者は含まれていない。もし、相対的に若い住宅
購入者がこういった住宅を好むとすれば、親の贈与は住宅購入額に正の影響を及ぼすかもしれない。このとき、全標本を使ったわれわれの結論が、サンプルセレクションバイアスを持っている可能性が生じる。ただ、それでもわれわれの検証結果は、交換動機を贈与と住宅取得の関係を検証するために追加的な動機として考慮すべきことを示している。
※本稿は、公益財団法人日本住宅総合センターの自主研究の成果の一部を利用している。データをご提供いただいた一般社団法人住宅生産団体連合会には感謝申し上げる。また、
本稿の一部は日本経済研究センター研究奨励金による支援を受けている。合わせて感謝する。なお、本稿は、著者らの個人的な見解に基づくものであり、それぞれの所属機関の意見を代表するものではない。

注）より詳細な理論モデルについては、Yukutake, Iwata and Idee（2015）を参照のこと。
）Van Houtven and Norton（2004）によれば、子供による家族介護は介護老人福祉施設や医療施設で代替されることが示されている。
）2004年の慶應義塾家計パネル調査によれば、80％の高齢親世帯が子供世帯と同じ都道府県内に居住し
ている。
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生前贈与と住宅取得間の戦略的相互作用

19

論文

子育て支援政策が居住地選択と出生行動に与える影響について
田中隆一・中嶋 亮

1 少子高齢化と子育て支援政策

つは、子どもを生みたいと思っている人々を呼び込むことである。いずれの方法にせよ、基礎

日本では少子高齢化が未曾有の速さで進んで自治体にとっては出生率を上げるという目的をいる。人口増加を前提とした今までの社会構造達成できるわけであるが、国全体で見ると、後が、少子高齢化によって大きく変化することは者は単に自治体間で子どもを奪い合っていると明らかであり、年金や医療保健をはじめとするいうことになり、日本全体の出生率に与える効

社会保障制度や、労働力が減少してゆくなかで果は限定的なものになるであろう。

の経済活動の維持可能性に対する懸念が多く議

本稿では、基礎自治体間で異なる子育て支援
政策が家計の居住地選択行動と出生行動に影響論されている。
少子高齢化が進む原因にはさまざまなものがを与えているのかどうかを実証的に調べた考えられるが、そのなかで最も重要なものが少Nakajima and Tanaka（2014）の分析結果を紹子、つまり出生数の減少であろう。厚生労働省

介しつつ、基礎自治体における子育て支援政策の「人口動態統計」によると、1947年に4.54での有効性について議論したい。特に、自治体間あった合計特殊出生率（人の女性が一生に産の子育て支援政策の違いが、家計の居住地選択

む子どもの平均数）は、2014年には1.42という、行動に与える影響を考慮して、出生への影響を

人口置換率2.08を大きく下回る水準までに下が子育て支援政策の“正味の”効果と、居住地選っている。

択による“奪い合い”効果に分解した結果から、

少子高齢化による急激な社会変化の問題は、

子育て支援政策が個別の家計における出生行動

日本全体にとっての大きな問題ではあるが、数に与える効果はどの程度なのかを定量的に評価

多くの社会保障政策実施の担い手である区市町

してみたい。

村といった基礎自治体にとってはさらに深刻な問題である。そのため、国によって定められて2 基礎自治体の子育て支援政策

いる子育て支援策に各自治体が独自に上乗せし基礎自治体による子育て支援政策は、主に国て支援を行なうことで、自治体の出生率を上げによって定められた方針に従いながら決められる、または下がるのを食い止めようと必死になるが、その実施主体である基礎自治体の多くはっているといえる。

国の定めた基準を超える子育て支援政策を展開

基礎自治体にとって、子育て支援政策の充実している。例えば、金銭的な子育て支援政策のにより出生率を上げる方法は大きく分けて二つひとつである児童手当は、1971年に国によってある。ひとつは、その自治体に住んでいる住民給付が定められたが、各自治体は国によって定の出生率を上げることである。そしてもうひとめられた給付額にさらに上乗せをして給付を行

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季刊 住宅土地経済

2015年秋季号

№98

著者写真

著者写真

たなか・りゅういち

なかじま・りょう1972年福岡県生まれ。東京大学

1972年千葉県生まれ。京都大学経済学部卒、米国ニューヨーク

農学部卒。米ニューヨーク大学

大学大学院経済学研究科修了（Ph.D.in Economics）。東京工

Ph.D.。横浜国立大学経済学部
准教授等を経て、現在、慶應義業大学准教授等を経て、現在、

塾大学経済学部准教授。論文：

東京大学社会科学研究所准教授。

JAre Contingent Jobs Dead

論 文：JDoes the Diversity ofEnds or Stepping Stones to

Hu man Capital Increase GDP
?,[
（共 著）
, J. of Pub. Econ.,

Regular Jobs? Evidence froma Structural Estimation,[（共93,（2009）

著）, Labour Economics, 18(4),（2011）

なったり、給付のための所得制限を独自に緩和V は家計 i が区市町村 j を選んだ時の効用でしたりするなどの方法で子育て支援政策の充実ある。この効用は子育て支援政策を表す変数t 、を図ってきた。そのような例として、東京都江子育て支援政策以外の区市町村の観測可能な環

戸川区では、国の定める児童手当の支給に加え境を表す変数s 、その区市町村の平均的な地価て、歳児を養育している家庭には乳児養育手r 、観測できない区市町村の属性φ 、および誤当として月額万3000円を支給している。

差項 ε  に依存して決まっている。なお、子育基礎自治体の提供する子ども・子育て支援政て支援政策の効果は家計の所得水準や既存の子策の主な内容は、児童手当および出産育児一時ども数に依存して異なることが考えられるので、金、乳幼児および児童の医療費補助制度、母子子育て支援政策を表す変数の係数は家計属性に保健事業に対する補助、保育所整備事業、およ依存して異なることを許すモデルとなっている。

び地域子ども・子育て支援事業がある。Naka-

このモデルの係数パラメターを家計レベルのjima and Tanaka（2014）では、平成16年度にデータを用いて推定することで、子育て支援政

内閣府の実施した「地方自治体の独自子育て支策が居住地選択確率に与える効果を評価するこ

援施策の実施状況調査」に収録されたこれらのとができる。誤差項 ε がタイプ I の極値分布に

子育て支援政策について、各自治体がこれらの従っていると仮定する多項ロジットモデルとす事業の推進のために支出した費用を、その自治ることにより、これらの変数および観測できな体における15歳以下の子ども人当たり支出額

い区市町村の属性を所与として、居住地選択確に換算したうえで、これらの政策への支出額と率を推定することができる。

家計の居住地選択行動および出生行動の関係を統計的に調べている。

区市町村特有の固定効果φ は直接観測することができないので、推定する必要がある。この

3 出生行動および居住地選択の計量経済モデル

区市町村固定効果は地価を被説明変数とする次のヘドニック関数を推定することで推定する。
r =s ϕ +t ϕ +z ϕ +v 

居住地選択モデル

各区市町村の子育て支援政策、およびさまざ

ここでr は区市町村の平均的な住宅地価であまな環境属性が家計の居住地選択行動に影響をり、この住宅地価を観測できる区市町村の属性与えるかどうかを調べるため、Nakajima ands  および子育て支援政策t 、さらには、隣接す

Tanaka（2014）では次の確率効用モデルの推る区市町村のこれらの変数の平均値z に回帰す

定を行なっている。

 の多る重回帰モデルを推定し、その推定残差v

V =s γ +t γ −r γ +φ +ε 

項式を観測できない属性φ の推定値として多項
ロジットモデルの説明変数として含めている。
子育て支援政策が居住地選択と出生行動に与える影響について21隣接する区市町村における観測できる属性の平育て支援政策の正味の効果と考えることができ、

均値z を説明変数として含めるヘドニック関数

後者は移住によって引き起こされた推定上のバの推定を行ない、その推定残差の多項式を居住

イアスと見ることができる。

地選択モデルの説明変数として含める方法は、正味の効果と移住バイアスをそれぞれ別々に隣接する区市町村における観測できる属性の平識別するためには、移住によって引き起こされ均値z を操作変数として、住宅地価の内生性にたバイアスを取り除いた推定値と、バイアスを制御関数法によって対処しているともいえる。

取り除いていない推定値とを比較すればよい。

ここで、近隣区市町村の観測できる属性の平均

そのような居住地選択によるバイアスを取り除値が操作変数として妥当だと考えられる理由は、 く 方 法 と し て、Dahl（2002）が あ る。具 体 的
近隣区市町村の属性は居住地選択を通じて地価には、推定した居住地選択確率の多項式をバイに影響を与えるが、その区市町村に居住するこアスの修正項として出生確率モデルに共変量ととから直接得られる効用には影響を与えないとして追加し、子育て支援政策の効果を推定する考えられるためである。

ことになる。

4 データおよび変数の定義

出生確率モデル

家計の出生行動に関する回帰モデルは次のものである。

出生行動の決定式および居住地選択の決定式を推定するために用いたデータのうち、家計の出生行動および家計属性に関するデータは総務y =x β +s β +t β +ω 

省統計局の実施した「平成16年全国消費実態調

y は家計 i が区市町村 j で子どもを産んでい査」から得ている。この調査の対象となっていれば、そうでなければとなるダミー変数でる全国から無作為抽出された約9000の人以上ある。右辺の変数の内、x は家計所得や既存の世帯のうち、16歳から49歳までの妻のいる世帯

子ども数、さらには妻の就業状態に関する変数

で、かつ関東、中京、京阪神、北九州・福岡のを含んでいる。また、出生行動は子育て支援政

大都市圏（総務省統計局による）に調査時点策を表すt 、子育て支援政策以外の区市町村ので年以上居住している家計のみを分析の対象

観測可能な環境を表す変数s 、および誤差項としている。16歳から49歳までの妻のいる世帯

ω に依存して決まっているとしている。なお、に対象を絞った理由は、出生行動を分析するた子育て支援政策が出生行動に与える影響は家計めである。また、大都市圏に居住している世の属性に依存して異なることを考慮するために、 帯に対象を絞った理由は、これらの都市圏の居家計属性と子育て支援政策の交差項を含むモデ

住者は平均的に出生率が低い傾向があり、子育ルを推定することとなる。

て支援政策の有効性を調べることに特に政策的

この回帰モデルの推定には、各自治体を選択な含意を強く持つこと、および隣接する基礎自した後の家計のデータを使う。そのため、もし治体が比較的狭い地理的範囲に密集しているた

仮に子育て支援政策の係数が正で有意となった

め、居住地選択の問題が大きく関わってくることしても、それは子育て支援政策が出生行動をとが予想されるためである。

促進した結果であるかもしれないし、そもそも現居住地に年以上居住している家計に分析

子どもを産むことを決めている家計が、子育て対象を絞る理由は、出生変数の定義と密接に関支援政策の手厚い区市町村を選んで移住してきわっている。全国消費実態調査は時点におけた効果かもしれない。前者は子育て支援政策がるクロスセクション・データであるために、家因果効果として出生行動を促しているので、子計の出生行動は、過去の一定期間に子どもが生

22

季刊 住宅土地経済

2015年秋季号№98まれたかどうかから判断せざるを得ない。そこがまとめられている。分析に用いた家計数はで、歳以下の子どものいる家計、つまり過去5697であり、子育て支援政策の情報が利用可能

年以内に子どもが生まれた家計を出生のあっな大都市圏の区市町村数は277であった。

た家計として数えることとしている。さらに、

表のパネル A を見ると、本データセット

出生を見越したうえで事前に居住地選択を行なに含まれる家計の属性のうち、妻年齢の平均値っているとの仮定のもとで、現在の居住地選択は39歳であり、17.2パーセントの家計が過去

が年以上前に行なわれている家計を分析の対年以内に子どもを産んでいたことがわかる。ま象として含めている。

た、これら妻のうち、46.3パーセントが就業し区市町村の子育て支援策についてのデータは、 ていた。さらに夫の年齢および年収の平均値は内閣府が実施した「平成16年度地方自治体の独自子育て支援施策の実施状況調査報告書」より

42歳、640万円であった。
表のパネル B から、つの子育て支援政得ている。この調査では各基礎自治体における策の15歳以下子ども人当たりの事業費額がわ

独自の子育て支援政策について聞かれており、かる。これらの支援政策のうち、最も平均的な本調査で分析対象とする市町村のうち73パー

支出額の大きな政策は保育事業（約万7000

セントの基礎自治体が調査に回答している。こ円）であり、次に乳幼児医療費補助事業（約の調査の対象となった子育て支援政策のうち、万1000円）、続いて母子保健事業（約3000円）⑴児童手当および出産育児手当、⑵乳幼児医療となっている。また、これらの子育て支援政策

費助成制度、⑶母子保健事業、⑷保育事業、⑸に関しては、本分析で用いるデータセットに含地域子ども・子育て支援事業の つに焦点を絞まれている区市町村間だけでも、それぞれの自っている。なお、これらの子育て支援策がどの治体によって大きなばらつきが見られ、そのば程度実施されているのかを測るため、15歳以下

らつきは隣接する区市町村においても大きく異の子ども人当たりの事業費支出を政策強度のなる支援策を実施していたことがうかがえる。

変数として用いている。ここでの事業費支出の5 居住地選択モデルの推定結果

算出には、基礎自治体の独自財源からの支出のみを含め、国からの移転財源は含めていない。

居住地選択行動の決定式の推定結果について

その他の基礎自治体の属性に関する情報は、見てみよう。表は居住地選択モデルの係数パ

複数の情報源から集めている。犯罪率（人当

ラメターの推定値をまとめたものである。これ

たり犯罪認知件数）は警視庁「犯罪統計」、失によると、各大都市圏における主要都市や借家業率（労働人口に占める完全失業者数）は総務

率の高い区市町村は選択される確率が高いこと

省統計局の「労働力調査年報」、借家率（借家や、犯罪率および失業率が高い区市町村は敬遠の全家屋に対する割合）は総務省統計局の「住される傾向があることがわかる。

宅・土地統計調査」、財政力指数（基準財政収自治体独自の子育て支援政策が居住地選択に入額を基準財政需要額で割ったものの過去年

与える影響についてはどうだろうか。自治体独分の平均値）は総務省「地方財政統計年報」、

自の子育て支援政策が家計の居住地選択行動に人当たりスーパーマーケット数は総務省統計

与える影響は、家計所得や既存の子ども数に依

局「事業所・企業統計調査」からそれぞれ得て存して異なることが予想されるので、推定式にいる。この他にも、推定の際には人当たり医は師数および大卒者数も用いている。

と夫の年収との交差項、および歳以上の子どつの子育て支援政策に加えて、これら変数

表は本分析で用いた家計属性および子育てもの有無を表すダミー変数との交差項が加えら支援政策に関する変数の平均値および標準偏差れている。その結果、母子保健事業および地域

子育て支援政策が居住地選択と出生行動に与える影響について

23

表ઃ

のいる家計は、地域子育て支

記述統計表

援事業の充実している区市町村を好んで選択していたことがわかった。このことは、出生を促すことを目的とする子育て支援政策の正味の効果を分析する際には、居住地選択を明示的に考慮することが重要となる可能性を示唆している。

6 出生確率モデルの推定
結果
次に、出生確率の決定式について見てみよう。出生確率
表઄

の回帰モデルにおける説明変

居住地選択モデルの推定結果

数には、妻と夫の年齢、夫の年収、子ども数に加えて妻が就業していれば、そうでなければとなるダミー変数が含まれている。妻の就業選択
は出生行動との同時決定が疑われるため、回帰モデルの説
明変数として妻の就業ダミー
変数を含める際にはその内生性を考慮する必要がある。
妻の就業選択の内生性を考慮 す る た め に、夫 の 所 得 が483万円より上であればとなるダミー変数、および1131
万円より上であればとなる
ダミー変数を操作変数として用いている。これらの変数が操作変数として機能する理由
は、所得税における配偶者控注）*** ％, ** ％, * 10％有意。ヘドニック関数残差の次多項式を含めての推定結果である。現在居住区市町村から半径30キロ以内の区市町村を選択肢として含めている。

除および所得税率の非連続的な累進性による。所得税は夫の所得と妻の所得の合計額に

子育て支援事業が居住地選択行動と関係していかかるため、例えば夫の年収が483万円未満のることが明らかになった。特に、すでに子ども時には妻が配偶者控除の限度額以上に働いた時

24

季刊 住宅土地経済

2015年秋季号№98

表અ

出生確率モデルの推定結果とそうでない時の年間課税額の差は万円、483万円を超えると限界税率が高くなるためにその差は万円程度と倍になる。このよ
うに配偶者控除の上限額以上に働くことで限界税率が非連続的に変化する年収の閾値は483万円および1131万円であり、夫の年収が高くなるほど、限界税率が高くなる
ため、この閾値より高い年収を夫が持っている時には、妻は働くインセンティブが弱くなっていると考えられる。
実際に、妻の就業ダミー変数を
被説明変数とし、夫の年収に加えてこの夫年収の非連続性についてのダミー変数を加えた式を推定したところ、夫の年収に関する多項式を入れたうえでこれらの操作変数の係数は負の値になっており、
特に1131万円の閾値に関しては（10パーセントで）統計的に有意な結果となっている。妻の就業ダ
ミー変数を被説明変数とする誘導型の回帰モデルを推定したのちに、その残差（の多項式）を出生確率の決定式に含めることによって、妻の就業の内生性を制御したうえ
で、出生確率の決定式を推定することができることがわかる。
出生確率の決定式を推定する際には妻の就業決定式から得られた推定残差のみならず、居住地選択
確率の多項式も制御関数として含めることで、妻の就業の内生性と居住地選択によるバイアスの両方を同時に考慮した推定が可能となる。制御関数はこの妻就業式の推定残差と居住地選択確率の推定値

注）*** ％, **％, * 10％ 有意。

の両方からなる（交差項を含む）
子育て支援政策が居住地選択と出生行動に与える影響について

25

表આ

子育て支援政策の限界効果

柔軟な多項式を考えた上で、クロス・バリデー

は歳以上の子どもがいない家計について同様

ションによって多項式の次元を選択している。

に夫の年収ごとに、それぞれの子育て支援政策

これにより、妻就業式の推定残差は次の項まを10パーセント増やした時の効果がレポートさで、居住地選択確率に関しては次までを含むれている。これによると、歳以上の子どもが定式化が選択されている。

いて、かつ夫の年収が400万円未満の家計にお表は推定結果をまとめたものである。まず

いては、地域子ども・子育て支援事業が出生確

家計属性の影響を見てみると、妻、夫ともに年率を統計的にも有意に引き上げていることがわ

齢が高くなると出生確率は低くなっていること

かり、その効果は夫の年収が低いほど強くなっが確認できる。さらに既存の子ども数が多いほている。また、歳以上の子どもがおらず、かど、出生確率が低くなっていることも同時に確

つ夫の収入が400万円以上の家計においては、認できる。また、妻の就業の内生性を考慮しな

母子保健事業を充実させることは出生確率を統い最小二乗法による推定結果では、妻の就業は計的にも有意に引き上げていることがわかる。

負で統計的に有意な係数となっているが、内生

これらの結果から、出生率の引き上げに対して性を考慮すると統計的な有意性はなくなってい

有効な子育て支援政策は、既存の子どもの有無る。このことは妻の就業それ自体が出生確率をや所得といった家計の属性に応じて異なること

引き下げているわけではないことを示唆していが確認できる。

る。
子育て支援政策の効果に関しては、既存の子7 居住地選択によるバイアス

どもの有無や夫の所得との交差項を含むモデル

最後に、居住地選択行動を明示的に考えた場のため、推定値そのものから効果の有無を判断合とそうでない場合とを比べることで、子育てするのが少々やっかいである。そのため、それ支援政策の係数パラメターおよびその効果がどぞれの支援策を10パーセント増やした時の“限の程度バイアスを持って推定されているのかを界”効果から子育て支援政策の効果の有無を判確認してみよう。

断してみたい。

表では、妻の就業の内生性と居住地選択に

表のパネル A は歳以上の子どもがすでよるバイアスを考慮するために追加した制御関にいる家計について、夫の年収ごとに計算した数が統計的にも有意な影響を持つことが確認で効果をまとめたものである。また、パネル B

きる。つまり、これらの要因を考慮することは26

季刊 住宅土地経済

2015年秋季号

№98

図ઃａ

地域子ども・子育て支援政策（歳以上子どもなし家計)

統計的に意味があるといえる。

図ઃｂ

母子保健（歳以上子どもあり家計）

施主体である基礎自治体の独自の子育て支援政図は表で確認した子育て支援政策の効果

策が家計の居住地選択行動および出生行動に与のうち、歳以上の子どもがいない家計に対すえる効果について考察した。子育て支援政策にる母子保健事業の効果と、歳以上の子どものは多様な形態があるが、本稿では、子育て支援

いる家計に対する地域子ども・子育て支援政策

政策は家計の居住地選択行動と出生行動に影響について、最小二乗法の推定値に基づいた効果、 を与えうること、有効な支援策は既存の子ども
妻の就業の内生性のみを考慮した操作変数法にの有無や家計所得に依存して異なりうること、

よる推定値に基づいた効果、妻の就業の内生性

さらには支援策が居住地選択行動に与える影響と居住地選択バイアス取り除いた推定値に基づを考慮しないと、これらの支援策が出生行動にいた効果がそれぞれ描かれている。これらの図

与える政策を過大に推定する恐れがあることがを見ると、統計的に有意な効果が見られた夫の確認できた。

所得の範囲に関しては、居住地選択を明示的に2015年から新たな子ども・子育て支援新制度

考慮することによってその効果は小さくなってが施行され、支援制度の実施主体としての基礎いることがわかる。例えば、地域子ども・子育

自治体は、国の動向および他の自治体の動向をて支援事業費を現状の平均値から10パーセント

にらみながら、独自の子育て支援政策を展開し充実する政策が、歳以上の子どもがいて、かている。今後、人口減少により財政基盤の維持

つ夫の所得が200万円以上300万円未満の家計のが困難になることが予想される基礎自治体も少出生率に与える効果は、居住地選択を考慮しななからず存在するとも指摘されており、少子化

ければ0.5を上回る水準であるが、居住地選択対策としての子育て支援制度の重要性はさらにバイアスを考慮すると0.262（表より）とな増している。各自治体の支援策の有効性を詳細

り、およそ半分の効果となっている。このことに把握するためにも、直近のデータによるさらから、この政策に関しては最小二乗法および操なる研究が待たれると言えよう。

作変数法により計測された支援策の効果の約半
分は政策の正味の効果であり、残りの半分は移住による効果であったことがわかる。

おわりに
本稿では、Nakajima and Tanaka（2014）の内容を紹介することにより、子育て支援策の実

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子育て支援政策が居住地選択と出生行動に与える影響について

27

論文

コンパクトシティが都市財政に与える影響沓澤隆司の縮減を図るコンパクトシティへの都市構造のはじめに再編を行なうことが方策として提案されている。

都市の財政状況は、大きな変革期を迎えつつ経済財政諮問会議のもとに置かれた「選択すある。すなわち、急激な少子化のために就労可

る未来委員会」においても、昨年11月に取りま能な人口は減少し、限られた就労人口のもとでとめられた最終とりまとめでは、「地域の再生生産活動を行なうことにより税収は伸び悩むこに向けて、行政サービス等を市街地中心部に多とになる。また、高度経済成長期に大量に整備

機能集約化することにより、生活の利便性を高された公共施設の老朽化が進行し、その維持・めながら経済活動の活性化を図る『集約・活性更新に巨額な負担が強いられることが想定され化』が求められる」とされ、コンパクトシティ

る。一方で、高齢化の進行は介護費用などの社の取組等の方策が掲げられている。

会福祉関係の行政費用の増加を招くことになる。

市街地中心部への人口や諸機能の集約や公民

こうした事情に加えて、都市構造のあり方が館、図書館、教育施設等の公共施設の統合等は、財政状況にさらなる影響を与えると考えられる。 公共施設のストックの総量を抑制し、維持・更高度経済成長期の日本の都市は、郊外に向けて新等に要する費用を縮減する。また、市街地全拡大してきた経緯があり、郊外部に多くの住宅

体がコンパクト化した場合には、行政サービス

市街地が展開している。また、郊外部の大規模の提供に必要となる移動等のコストを抑えられ店舗が多く立地した結果、都市の中心部の商業るので、行政コストの縮減に資することになる。

活動は空洞化が進行している。こうした都市構

一方で、大都市圏の市町村や地方の拠点的な都造のもとでは、行政サービスを周辺部まで行き

市などでは、中心部に大きな規模の都市が存在渡らせるために多額のコストをもたらす可能性

し、市街地が連坦し、相互に近接した位置に周が高い。例えば、広範な地域に市街地が分散し辺市町村が集中しているケースも考えられる。

た場合、広範な地域により多くの図書館、公民

さらには、近隣の自治体の行政サービスとの横館、教育施設などの公共施設を立地させ、改修

並び・模倣や行政サービスの競争により支出さや維持管理を行なう必要があり、コスト増大のれる費用が増大する可能性もありうるので、近要因となる。また、介護などの行政サービスを

接する複数の都市の影響を考慮する必要がある。

行なうには、多くの移動コストを要する。

こうした都市の人口の集中や近隣の都市がもこうした都市構造の問題に対応するため、従たらす地方自治体の歳出額への影響がどの程度

来の周辺地域に分散した市街地を中心部に集約

で、どのような目的の歳出額（たとえば、公共

し、経済活力を強化するとともに、公民館、図事業、教育、社会福祉など）について効果的で書館等の公共施設の統合等によって行政コスト

あるかについての実証的分析はこれまで十分さ28

季刊 住宅土地経済

2015年秋季号№98

れているとはいえなかった。市街地の人口の集中の状況を見る指標としては、国勢調査に示されている人口集中地区のデータがあり、この地
区の人口の集中度を元に地方自治体の歳出額へ

著者写真

くつざわ・りゅうじ
1963年、東京都生まれ。東京大学法学部卒。国土交通省入省後、内閣府政策統括官付参事官（社会基盤）などを経て、現在、政策研究大学院大学教授。著書：の影響を分析することが可能である。また、地『住宅・不動産金融市場の経済

方自治体と周辺自治体との距離をウェイト付け分析』（日本評論社）。

した周辺自治体の財政支出額が与える影響を計測することで、近隣の都市が相互にもたらす財
政への効果を把握できる。

づけ（カウンティの面積、雇用率、政府の平均

本稿では、「市町村別決算状況調」をもとに

賃金、大都市かどうかなど）を説明変数とし、把握された市町村の歳出状況に与える影響を、

スプロール現象による人当たりの地方政府の近隣の市町村の歳出が与える影響も含めてパネ

歳出額の与える影響を分析した。

ルデータ分析を通じて分析した。

日本においても、90年代以降の地方財政の急本稿の構成は次のとおりである。第節は、速な悪化に対応して、財政支出の要因を分析す

地方自治体の歳出額に与える影響を分析した先る研究例が見られる。土居（2000）は、地方公行研究を詳述し、第節では使用するデータと共団体の公共財への財政支出が近隣の地方公共地方自治体の人当たり歳出額の関数モデルを団体の便益を高めるスピルオーバー効果や地方提示する。第節は、分析結果を示し、第節

財政において国の補助金により地方公共団体のでは結論と今後の課題を述べる。

財政支出を助長するフライペーパー効果を明ら

1 先行研究かにした。都道府県相互や単独の県内の町村間の歳出決定への影響の研究例としては、菅原・地方自治体の歳出構造を分析した研究として

國崎（2005）や斎藤（2013）の研究例がある。

は Bruckner（2003）が定式化したスピルオー

また、林（2002）は、人口規模が大きな自治

バーのモデルがある。このモデルは、周辺自治体が人当たりの財政規模の削減に寄与するの体の歳出とその自治体自身の属性が財政の歳出ではないかとの観点から、混雑度を加味しつつ、に影響するとの考え方による。その要因として人口規模を説明変数として地方財政関数の推計

は地方自治体相互の行政サービスをめぐる競争を行なった。この推計に関しては国内にも多くや模倣、相互の補完などが考えられる。

の研究例が見られ、いずれも人口規模の増大にこうしたモデルに基づき、複数の実証分析が向けて、人当たりの歳出規模が U 字型の軌行なわれている。アメリカの州レベルの分析で跡を描く帰結が示されている。すなわち、人口は Case et al.（1993）の 例 が あ り、Ladd

規模の増大が市町村にとって「スケールメリッ（1992, 1994）、Solle-Olle（2006）、Carruthers

ト」が生じ、人当たりの財政規模を削減でき

and Ulfarsson（2006, 2008）により、地方政府るとの帰結も予想され、現実に2000年代には地単 位 の 分 析 が 行 な わ れ て い る。特 に、Car-

方公共団体の合併が大規模に行なわれた。

ruthers and Ulfarson（2008）では、①市街地

ただし、人口規模に止まらない都市構造や隣の環境（市街地の人口密度、市街地の人口割合、 接する市町村の影響についてまで踏み込んだ分
資産価値）、②行政単位の構造、③成長と人口

析は、あまり多いとは言えない。特に、都市の構造（人口の変化、人当たり所得など）、④

中心部に人口が集中してコンパクトな都市構造

歳入源（人当たり連邦政府の歳入、人当たとなることが、どの程度それぞれの都市の歳出

り州政府の歳入）、⑤カウンティの規模や位置額に影響を与えるかについての分析を行なった
コンパクトシティが都市財政に与える影響

29

研究例はない。内閣府（2012）も、人口規模に

京23区と政令指定都市は、他の自治体と制度上止まらず、人口密度と人当たり財政規模とのの取り扱いや権限の範囲が異なることから分析

関係を分析しているが、人口密度は人口を都市の対象から除外するほか、大都市圏の市街地にの面積全体で割ったものであり、コンパクトな

連たんし、DID 地区の面積が可住地面積の

都市構造を実現できているかどうかの分析とは割を超える都市は都市の集中の密度が財政支出なっていない。

に与える影響を分析する本稿の趣旨にそぐわな

本分析では、都市構造が地方自治体の財政支いためサンプルから除外した。

出に与える影響を分析するため、人口集中地区

歳出額については、それぞれの市町村がそれ（DID：Densely Inhabited District）の 面 積 割

ぞれの年度で行政サービスを提供するために必合を踏まえた人口の集中度や隣接自治体の財政要とする金額を元に算出する。したがって、公からの影響を元にした地方財政の関数形を推計

債費は除かれる。また、本分析では、「市町村

し、都市構造が人当たり財政支出に与える影

別決算状況調」に示された①総務・議会費、②

響を分析するものとする。

民生費（社会福祉費、老人福祉費を含む）、③
衛生費、④商工・労働費、⑤農林水産費、⑥土

2 分析モデル

木費（道路費、下水道費、住宅費を含む）、⑦

本節では、都市の構造に関係が深い人口集中

教育費、⑧消防費から構成される目的別歳出額地区（DID 地区）への人口集中度を示す指標

や性質別歳出額を構成する建設事業費の数値をとして、DID 地区への人口の割合から同地区

用いて、それぞれの行政分野ごとの支出額に与の面積割合を除いた数値を「DID 地区の人口える影響も分析する。

集中度」として、人当たり歳出総額に影響を与える説明変数に採用するほか、それぞれの自⑵人口集中地区への人口の集中度

治体固有の属性を説明変数として位置付けた。

人口集中地区（DID 地区）は、国勢調査でさらに、周辺の地方自治体からの行政サービス

位置付けられた概念であり、市区町村の区域内のための財政支出による便益が生ずることも考で人口密度が4000人/㎢以上の基本単位区1) が慮し、地方自治体間の距離をもとにウェイト付

互いに隣接して人口が5000人以上となる地区あけしたモデルを採用している。

るいは、空港、港湾、工業地帯、公園など都市的傾向の強い基本単位区に設定される。
DID 地区の例として、図に富山市の地図

2-1 データを掲げているが、DID 地区は面積の面では全⑴人当たり歳出額
被説明変数である人当たり歳出総額のデー体の約4.5％をカバーしているに過ぎないのに

タは、総務省が毎年度取りまとめている「市町対し、人口の面では、全体の約52.9％をカバー

村別決算状況調」の中の歳出総額、目的別・性している。本研究は、こうした地域での居住の質別の歳出額を対象とする。今回の分析では、集中の状況が財政支出額に与える実質的な影響

1996年度、2001年度、2006年度、2011年度につを分析するために、都市の中で従来から人口がいてパネルデータを作成している。ここで注意

集積しているこうした地域にいかに人口が集中を要するのは、1996年以降日本の地方公共団体

し、コンパクトな空間を形成しているかの指標

では、市町村合併が相次いでいる点である。そとして、DID 地区内の人口割合、面積割合をこで合併前と合併後の財政状況を正しく分析す

算出し、人口割合から面積割合を除いた数値をるため、合併前の地方自治体の歳出額を合算し「DID 地区の集中度」と位置づけ、説明変数のて合併後の状況に置きなおしている。また、東一つとした。

30

季刊 住宅土地経済

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図ઃ表で報告している。

人口集中地区(DID 地区)の例：富山市2-2 モデル

本研究では、市町村の DID 地
区の集中度、人口規模その他の市
町村独自の属性のほか、周辺地方
自治体の財政支出の影響を市町村間の距離でウェイト付け、人当たり地方自治体の歳出額を推計する。こうした周辺自治体の影響によるスピルオーバー効果を考慮した空間モデルは、Anselin（1988）
が提示しているように、以下の式
注）富山市の人口は42万1953人。人口集中地区内の人口は22万3250人（全人
口の52.9％）、人口集中地区内の面積は55.56㎢（全面積の4.5％、可住地面積の11.7%）。

⑶「DID 地区の集中度」以外の説明変数で示されている。
e =Re , X ⑴

ここで地区 i の人当たりの歳出額をe とすこの他には、説明変数には、大きくつの要

れば、この額は、周辺近隣の自治体 j の人当素を入れている。つには、地方公共団体の財

たり歳出額 e  とそれぞれの自治体の属性 X に政支出が、行政サービスの模倣、競争等によりよる影響を受けることになる。ここで、数式に近隣の地方公共団体の財政支出を助長したり、特定すれば以下のとおりとなる。

近隣地方公共団体への便益から財政支出を抑制したりする可能性から、近隣地方公共団体の歳

e =β∑ ω e +X Γ+u ⑵

出に影響することが考えられる。そこで地方自ωijはその自治体 i における人当たり歳出

治体相互の直線距離を元にウェイト付けを行な

額に影響を与える近隣の地方自治体の影響のウ

い、それぞれの隣接する自治体との位置関係がェイト、β は近隣自治体の人当たり歳出額がその自治体の歳出額に与える影響を計測する。

影響を与えるパラメータ、Γは、その地方自治

地方自治体相互間の直線距離は、それぞれの市

体の属性に係るパラメータとなる。

町の役所、役場間の距離を緯度、経度の差異をもとに GIS を用いて計測した。
もうつは、それぞれの地方自治体の人口規模のほか、それぞれの都市が有する属性が人

ただし、この推計式では、以下のような誤差項間の空間的な相関が予想される。
u =ρ∑ ω u +ε ⑶

当たり歳出額に与える影響を明らかにするため、誤差項が空間的な相関を有するため、仮に⑶国勢調査において示されている人口、年齢層別式で β が有意な係数を示したとしても見かけ上

人口の人口全体に占める割合（15歳未満の年齢の相関でしかない空間的自己相関が生ずる。

層、65歳以上の年齢層）、第次産業、第次

また、本分析の説明変数である e  は内生変産業の就業者の全就業者に占める割合、昼夜間数であり、OLS による推計では不偏性も一致

2)

人口比率 、財政力指数、住民人当たりの公性も持たない。こうした同時性の問題や多重共債費の割合を説明変数としている。

線性の課題を考慮し、パネルデータ分析を実施

これらの被説明変数、説明変数の記述統計をすることとし、⑶式を以下のように変形した。
コンパクトシティが都市財政に与える影響

31

表ઃ

記述統計



e =β∑ ω e +∑ Γ X +u ⑷

ここで、e  は i 自治体の歳出額であり、e 法）によって、⑷式を推計する。

3 分析結果は i 自治体の周辺の j 自治体の歳出額である。

分析結果は、表、表のとおりである。

j 自治体の歳出は、後述の地域ウェイトを用い

DID 地区の集中度でみると負の係数を示し、て変換される。X  は t 期の i 自治体の属性をその割合の増加につれて人当たりの歳出額が示す説明変数（DID 地区の集中度や i 自治体の低減し続ける傾向を示している。こうした傾向

人口規模など）である。u は誤差項である。

への説明として、人口集中地区への人口の集約

地域ウェイトは、隣接する地方自治体からのやそれに伴う行政の施設やサービスの集約が進

直線距離の逆数を元に算出した。直線距離が近むことで、限定された地域に効率的に行政サー接するほど、その隣接地方自治体の行政サービ

ビスが提供されることによると考えられる。

スの影響を受けやすいと考えられるためである。

また、隣接する地方自治体の人当たり歳出

本分析では、Kelejian and Prucha（1998）が提額が与える影響について、距離の逆数を加重平示した GS2SLS（一般化空間的二段階最小二乗

均してその影響を推計したところ正の係数を示

32

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表઄

DID 地区の集中度等が人当たり財政支出額に与える影響の推計結果

え、行政サービスの競争(competition）や模倣（emulation）の結果、自身の行政サービスを増加させた結果ではないかと推察される。
さらに、第次産業従事者の割合が高いことは、第次産業の割合と異なり、行政コストの低減要因として有意に作用している。15歳未満人口は行政コス
トの低減要因、65歳以上人口の比率は行政コストの増加要因となっているが、これは高齢者向けの医療・福祉関係の行政需要の増加に影響するものと考えら

注）*は対数値
）Moranʼs I 検定の P 値は 0. LM Error. LM Error(Robust). LM Lag. LM Lag(Robust)の P 値はいずれも 0. LM Error(Robust)の検定統計量が大きいことから空間エラーモデルを選択。
）Bresh-Pegan 検定とハウスマン検定の P 値は 0. よって変量効果モデルを選択。

れる。
このほか、可住地面積、昼夜間人口比率や地方自治体の財政力指数が正の係数を示している。
可住地面積が大きいことは行政がカバーすべき領域の拡大、昼表અ

DID 地区の集中度、近隣の歳出額が人当たり
性質別、目的別の財政支出額に与える影響

夜間人口の上昇は人口移動に伴う行政コストの上昇を示していると推察される。
性質別、目的別歳出額ごとの結果でも、DID
地区の集中度は、一部を除き、人当たり財政
支出額を抑制する傾向が認められる。
性質別歳出額の中では、建設事業費が負の係数を示しているが、ここでいう建設事業は、道路、港湾などの土木施設だけでなく、福祉施設
や教育施設も対象となり、こうした施設の集積
が行政コストの圧縮に有効であることを示している。
目的別支出額については、おおむね例外なく
DID 地区の集中度に関して負の係数となり、注）枠内の数値は GS2SLS 推計の係数、（）内は t 値。

財政支出を削減する効果があることを示している。特に、総務・議会費、衛生費、教育費、消している。この数値は、土木費、民生費、商防費はその数値の幅が大きい。これに対し、土工・労働費で高い係数を示し、こうした分野で木費や商工・労働費については、有意とはなら

は、隣接地方自治体の行政サービスに対する行なかった。

政支出・投資の行動が周辺の自治体に影響を与

このうち、教育費に関しては、学校が郊外部
コンパクトシティが都市財政に与える影響

33

に分散して立地すれば、地方自治体は、施設の口が集積した地域と位置づけ、その地域への人整備、維持更新だけでなく、職員の配置などに口の集積や市町村全体の人口の中での集中の状費用を支払うことを余儀なくされることになる

況、近隣の地方自治体との接近状況が行政コス事情によると考えられる。消防費や衛生費につトに与える影響を分析し、中心市街地への人口いても同様の効果が認められる。

集中は、教育費、衛生費、消防費、老人・児童

土木費については、有意の数値を示していな

福祉費などを中心に人当たりの歳出額を抑制い。この背景として、例えば都市計画事業は、する効果があることを明らかにした。また、近市街地を中心に行なわれるものであり、その地隣の地方自治体の財政支出も、土木費、商工・域への人口の集積度が大きくなった場合、むし

労働費、民生費を中心に周辺の自治体へも影響

ろインフラ整備の必要性が増大し、行政コストを与えていることがわかった。

の増加要因になる可能性もある。また、河川費本分析から得られた係数をもとにすれば、や港湾費、空港整備費も地域的要因が大きく、DID 地区の面積が不変として、同地区の人口

市街地に人口が集約されたからといってただちが自治体全体の人口に占める割合が割上昇しに行政コストの抑制に資するものではないことた場合、人当たりの歳出額は1.7％程度削減も考えられる。

できることになる3)。こうした施策は、人口規

民生費全体の支出額は、DID 地区の集中度

模が平均的な都市（今回の分析対象となった地は有意に負の係数を示しているが、その係数は方自治体の人口総数の平均は約9.6万人）にお大きなものではない。民生費の中で、社会福祉

いて5.5億円程度の歳出削減の効果を生むようや老人福祉の費用は行政サービスやサービスがにも思われる4)。しかし、その場合でも、DID提供される施設が、市街地が分散しているより、地区に人口を集中させる施策を講ずるときのコ

集中しているほうが行政サービスを効率的に提ストが大きく膨らむ可能性も考慮する必要があ

供できると考えられることから、DID 地区のる。今回の分析で言えば、上記のようなコンパ

集中度は有意に負の係数を示しているが、生活クト化の効果を挙げるためには、DID 地区の保護費は、人口が集中する大都市においてより

人口割合を割引き上げることになり、10万人

額が多くなる傾向にあることなどから、全体との都市で言えば、約万人の住民を周辺部からしては係数が低く算出されている可能性が考え

DID 地区に移さねばならないことを意味し、られる。

引越し費用だけでも居住者には大きな負担とな

商工・労働費は、DID 地区の集中度は係数る。

も小さく、有意ではない。DID 地区への集中

一方で、日本の各都市の少子・高齢化は長期

は商工業の集積と発展を意味し、そのことが行的に進行することが予想され、65歳以上の人口

政需要の拡大をもたらす可能性がある。また、の占める割合は、人口問題研究所の中位推計に農林水産費が DID 地区の集中度に関して負のよれば、2010年の23.0％から31.6％に上昇する。

係数を示していることは、DID 地区への人口

各都市の人口構成がこの予測通りに移行し、65集中が農林水産業への行政需要の減少をもたら

歳以上の割合が ％上昇すれば、各都市の歳出していることによるものであり、コンパクトシ

額は約

ティ施策との関連は薄いものと考えられる。

コンパクト化による歳出削減だけでは容易に対％程度上昇する5)。こうした歳出増は応できるものではない。

4 おわりにこうした点から見れば、都市のコンパクト化

本 分 析 で は、現 行 の 国 勢 調 査 で 示 さ れ たは、コストに見合った便益をもたらすようにそ

DID 地区をそれぞれの地方自治体における人の手法を十分検討する必要があることになろう。

34

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また、本分析は人口集中地区の枠組みの中で、各都市の人口や諸機能の集中の状況を推定した。
この地域に人口が集中していることは事実であるが、人口集中地区が仮に市街地の中心部から離れた地域にも分散して存在する場合、その地域への人口集中が必ずしも行政コストの低減に作用する保証はない。こうした課題に対処するためには、都市の中で人口や諸機能が集積した中心点から人口や住戸（世帯）が距離的にどの程度離れているかを示す分散値を集計して都市のコンパクト化を計測する方法も考えられる。
こうした課題のなかでも、コンパクトシティ
化などの都市構造の形成が地方自治体の歳出に与える影響が大きいことは今般の分析でも明らかであり、今後の人口減少、高齢化のなかでも、歳出を抑制し、住民の過度な負担を抑制できる
最適の都市構造の実現を図っていくことが求められる。また、当然のことながら、コンパクト
シティの推進を検討する際には、それぞれの都
市における財政への影響は一つの側面にすぎず、都市の経済の活性化や環境負荷の低減あるいは今後増大する高齢者の暮らしやすさにどのように結びついていくかという観点も含めて議論されるべき課題であると言える。
注）基本単位区は、学校区、町丁・字など、市区町村を細分した地域についての結果を利用できるようにするために、平成年国勢調査の際に導入された地域単位。基本単位区の区画は，街区方式による住居表示を実施している地域では、原則として一つの街区としており、それ以外の地域では、街区方式の場合に準じ、道路、河川、鉄道、水路など地理的に明瞭で恒久的な施設等によっているとされている。
）これらの指標については説明変数と被説明変数の同時性を考慮し、1995年度、2000年度、2005年度、2010年度の数値を使用した。
）歳出額削減は次の式で試算できる。
1−e *≒0.01656
）都市の歳出削減効果は次の式で試算できる。
34.512(万円/人)×0.01656×96360≒5.5億円
）想定される歳出額の増大は次の式で示される。
e −1≒0.0661

参考文献
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コンパクトシティが都市財政に与える影響35海外論文紹介

住宅取引におけるプリンシパル・エージェント
問題
Levitt, Steven D. and Chad Syverson（2008）“Market Distortions When Agents are Better Informed: The
Value of Information in Real Estate Transactions,” The Review of Economics and Statistics, Vol.90,
No.4, pp.599-611.

重要な掲載された住宅の持ち主が、不動産仲介業者

はじめに（the real estate agent。以下、仲介業者）であるか

わが国の中古住宅市場は、欧米に比べて取引量が少ないことが指摘されており、その原因として情報否かが識別できる点である。
ただし、持主自身による売買（すなわち仲介業者の非対称性が挙げられている。中古住宅の取引では、 を通さない取引）は MLS に記載されない。また、情報の非対称は品質だけではなく、売買を委託する

登録情報は、仲介業者が入力するため、データの正仲介業者との間にも生じる。いわゆるプリンシパ

確性に課題があり、未入力の項目などもあるため、

ル・エー ジェ ン ト 問 題 で あ る。こ こ で 紹 介 す る

必ずしも完全な情報ではない点に注意が必要である。

Levitt & Syverson（2008）は、住宅取引において

Levitt & Syverson（2008）で は、1992 年 か ら

プリンシパル・エージェント問題が生じているか否2002年までにクック郡の物件として登録された新かを検証した論文である。

築・中古の戸建て住宅を分析対象としている。また、

日本では、中古住宅の取引において仲介業者を介分析に利用するデータについてはいくつかの処理をして住宅の売買を行なうことが一般的だが、売主と行なっている。そのうえで、最終的に利用するデー

買主の仲介業者が同一人物（もしくは、同一企業）

タ数は約万8000件となっており、そのなかで持ちになることが可能である。俗にいう「両手取引」の主が仲介業者であった物件は約3.4％（3330件）とことだが、この媒介契約はプリンシパル・エージェなっている。

ント問題を生じさせる可能性があるため、日本の住宅取引の問題点のつとして指摘されている。

表は、利用するデータの記述統計を表している。
列目・列目はフルサンプルの値であり、列目

以 下、Levitt & Syverson（2008）に お い て、住から列目はデータを取引年と所在地で分割しそれ宅取引におけるプリンシパル・エージェント問題をらを比較したもの、列目から列目はデータを街

どのように研究しているか紹介する。

区ごとに分割しそれらを比較したものとなっている。
表から明らかなように、売却価格（真数および対

1 データについて

数）は仲介業者の所有する住宅のほうが高くなって分析に利用しているデータは、イリノイ州クック

おり、売却までの期間についても仲介業者の所有す郡郊外のおよそ10万件の取引データであり、データ

る住宅のほうが長くなっている。この傾向は、街区

ソースは、イリノイ州北部をカバーしている Multi-

別の数値で見た場合も同様である。

ple Listing Service に掲載された住宅である（Mul-

ただし、仲介業者が所有する住宅の属性や立地が、

tiple Listing Service とは、仲介業者が売買希望住それ以外の住宅とシステマチックに異なっている可宅の情報を登録し、その登録情報を業者間で共有す能性がある。例えば、仲介業者の住宅は、同一市かるシステムのことである。日本の不動産物件登録シ

つ同一街区の住宅と比較しても大きく、豪華な作り

ステムであるレインズに該当する）。このデータのであるかもしれない。こうしたシステマチックな違

利点は、住宅の属性データ、売り出し価格と売却価

いが取引価格に反映されている可能性があるため、格、売り出し開始から売却までの期間等の情報が掲回帰分析ではこの点をコントロールすることになる。

載されている点である。また、この研究でもっとも

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季刊 住宅土地経済

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表ઃ

記述統計

2 実証分析ઃ表઄

分析結果の一部（説明変数「AGENT_OWNED」の係数）

実証分析のモデルは下記のとおりである。ここで、
h、t、c お よ び b は、そ れ ぞ れ 住 宅（house）、年（year）、市（city）、および街区（city block）を示している。被説明変数は、対数の売却価格または売却までの期間（日数）となっている。説明変数は、部屋の種類ごとの部屋数、車の収容可能台数、任意のアメニティの有無、家のスタイルに関する指標（21種類）、住宅の外装に関する指標（種類）、さらに販売時の宣伝広告におけるキーワードの有無（およそ100種類）、および住宅が立地する街区のダ
ミー変数などとなっている。
y =β*AGENT_OWNED +X γ+k +λ +ε 
表は推計結果であり、モデル

から

にかけて

説明変数を徐々に増加させたものを表している。また、表の上段は被説明変数を売却価格（対数値）として推計したものであり、下段は被説明変数を売却

仲介業者の所有する住宅がその他の住宅に比べて期間として推計したものである。なお、表中では説高価であるという結果は、内生性の影響が考えられ

明変数 AGENT_OWNED の推計結果のみを掲載しる（例えば、彼らの所有する住宅が、他の住宅よりている。

も、魅力的であったり、メンテナンスが充実したりモデル

から、被説明変数を対数の売却価格とししている可能性がある）。そこで、それらの影響をた場合、仲介業者が所有する住宅はその他の住宅に考慮するために、説明変数を追加して推計した結果

比べて4.8％の価格上昇が見られた。また、被説明がモデル変数を売却期間とした場合、仲介業者が所有する住デル宅はその他の住宅に比べておよそ17日間長くなるこなっているものの、有意な結果が得られている。モ

とが示されている。

デルからとなっている。モデル

およびモでは、価格と売却期間のパラメータが小さくでは、価格のパラメータの有意性が失われて海外論文紹介37

いるが、決定係数は大幅に上昇していることが確認できる。これは、モデル

システマチックに変化する点である。この点についで追加した街区ダミーは、 て Levitt & Syverson（2008）では種類の分析を

その地域の学校の質、犯罪、交通の利便性や公共イ

行なっている。分析結果は表に示している。

ンフラといった要素の代理変数であり、取引におい一つ目の分析は、仲介業者の所有する住宅とそのてそうした要素が同一市内であっても重要であるこ住宅が立地する街区のその他の住宅との差が大きいとを示している。

ほど、仲介業者のアドバンテージが大きくなる可能

このように、多様な説明変数を追加し、内生性の性について検証したものである。つまり、相対的に影響を小さくしたとしても基本的に分析結果は同様似通った住宅がある地域では、売主は周辺の売却事であった。モデルの結果を用いて評価すると、売例を通して売却可能なおおよその価格について学習

買価格が3.7％異なるということは、このデータのすることができる。他方で、その地域におけるそのその他の住宅の中央値で評価すると、およそ7600ド

他の住宅との異質性が高ければ、周辺の売却事例はル高くなることを意味しており、売却期間はおよそ

参考にならない。したがって、差が大きいほど、仲10％長くなっていることになる。

介業者のアドバンテージが高くなり、結果的に取引を有利に進めることができる可能性がある。そこで、

3 実証分析઄

MLS に分類されている住宅様式（21種類）の情報

上記のような分析結果が得られた理由として、情を利用して、異質性を表す指標を作成し、異質性の報の非対称性や仲介業者の手抜きといった要素以外

程度と仲介業者が所有する住宅価格（および売却期

では、以下の点が考えられる。第に、内生性が間）との相関について分析を行なっている。

残されている可能性である。第に、仲介業者の一分析の結果（表-A）、異質性が高い地域ほど、部に割引率が低い個人が含まれている可能性である。 仲介業者が所有する住宅の取引価格の差が大きくな
第に、仲介業者の一部に危険回避的ではない個人

り（4.3％）、異質性が低くなるほど取引価格の差がが含まれている可能性である。

小さくなる（2.3％）ことが示された。売却期間の

しかし Levitt & Syverson（2008）では、上記の差に関する分析でも、同様の結果が得られている。

説明では分析結果を十分には説明できないことが示

仲介業者は、異質性の高い街区において、他の住宅され、仲介業者の裁量によって取引に歪みが生じてよりも本人が所有する住宅の売却期間を長くしていいる可能性を検討している。仲介業者の裁量としてる。また、異質性の最も低い街区での分析は有意な

は、仲介業者の手抜きの可能性と情報に関するアド結果が得られていない。

バンテージの可能性が考えられるが、データを分析

二つ目の分析は、インターネットの普及と仲介業することで手抜きというより、情報の非対称性によ者のアドバンテージとの関係について検証したもの

る影響だと考えられるいくつかの根拠が挙げられてである。インターネットは、買手にさまざまな取引いる。

情報を提供することになり、売手との情報格差を急第に、仲介業者が手を抜いた場合、理論上は、

速に縮めている。つまり、インターネットの普及は、仲介業者以外が所有している住宅の売却期間が早ま

仲介業者のアドバンテージを弱めている可能性がある。そこで、分析データを期間のサブサンプル

ることは考えにくい点である。
第に、仲介業者が手抜きをする際に重要となる（1992年

1995年、1996年

1999年、2000年

2002のは、売主が仲介業者の努力水準を観察（または検年）に分割して、第節のモデル

証）できないことである。しかし、多くの場合、売いて推計している。分析結果は、表-B に示され主は広告の内容やオープンハウス・内覧の頻度などている。

から、仲介業者の努力水準を観察できる。

の定式化に基づ

表から、仲介業者の所有する住宅価格とそれ以外

第に、仲介業者の情報に関するアドバンテージの住宅の価格の差が最も大きいのは、いちばん古いが、仲介業者の所有する家とそれ以外の家との間で時期であることが確認できる（4.9％）。価格差は、

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季刊 住宅土地経済

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表અ

仲介業者の所有する住宅と取引の関係（買手の仲介業者と手数料を折半する必要がな
いため）。したがって、売手の仲介業者は、仲介業者を利用していない買手に売却する強いイ
ンセンティブを持つことになる。この点を分析するために買手に仲介業者がいるかどうかのダ
ミー 変 数 を 追 加 し て、AGENT_OWENED のダミー変数との交差項を用いて推計を行なっている。
推計結果は表-C に示されている。分析結果は、理論上予想される結果と適合しており、仲介業者が自身の持家を売却する時には、買手に仲介業者がいないことが取引価格を1.9％上
昇させることが確認できる。この結果は、仲介業者をもたない買手は取引に関する情報を十分に持っていないために、高値掴みをさせられやすいという解釈ができる。

まとめ
これまで見てきたように、米国の住宅取引においてもプリンシパル・エージェント問題は存在し、情報に関するアドバンテージをもつ仲介
インターネットが広く利用されるようになった1996

業者は自身の所有する住宅を、同質な他の住宅より年も長期間に渡って市場に公開し、高い取引価格で売1999年の時期になると、3.2％に下落している。

2000年以降では、価格差は2.9％であり、下落率は却していることが明らかになった。

小さくなっている。また、売却期間の差についても、

米国の住宅取引制度は、日本よりもさまざまな点

同様の動きを見せている。1995年以前は、売却期間で充実している。MLS にしても、全米を広く、細に週間以上の差があったものの、1996年から1999

かくカバーしており、売却依頼を受けた仲介業者が、年ではおよそ週間の差となり、2000年以降はおよ

自分の手元にその情報を留め置くことはできない仕そ2.5日の差となっている。ただし、この推計結果組みとなっている。

は有意ではない。

制度が整えられているアメリカであっても取引価

三つ目の分析は、買手に代理人がいるかどうかと格等に差が出るということは、日本でも同様の問題

いう事実と仲介業者のアドバンテージとの関係につが生じる可能性がある。いわんや、日本の住宅取引

いて検証したものである。ほとんどの取引では、売制度は米国に比べて未整備な状態であり、仲介業者

手と買手は異なる仲介業者を利用しているが、場合の恣意的な行動によって情報の非対称性が取引に影

によっては売主だけが仲介業者を利用していたり、響する余地は大きいと考えられる。日本国内ではデ売主と買主の仲介業者が同じだったりするケースもータの制約があり、同様の分析をすることは難しいある。こうしたケースでは、買手の立場を代理するが、日本の中古住宅取引においてこうした情報の問業者がいないことで、売主の仲介業者における情報

題の影響を検証することが必要だと思われる。

に関するアドバンテージが強くなると考えられる。
また、買手が仲介業者を利用していない場合、売手原野 啓の仲介業者は倍の手数料を受け取ることができる

公益財団法人日本住宅総合センター主任研究員

海外論文紹介39

センターだよりな内容は次のとおり。

◉新刊書のご案内①定期借家制度創設の背景と経緯、『定期借家を活用した新たな居住形態等に関する調査――定期借家制
度及び活用事例としてのシェアハ
ウスの分析』｢調査研究リポート」№13311
平成27年અ月刊
定価：定価1093円+税

定期借家制度は、「良質な賃貸住宅等の供給の促進に関する特別

創設後の変遷を詳述②定期借家制度の普及低迷の原因とも考えら え る「事 前 説 明 義②シェアハウスの事例分析
・主な運営事業者
・物件事例③シェアハウスの事業特性
・入居者特性（男女比、年齢層、務」「法定中途解約」「（普通借就業形態、入居動機）

家 か ら の）切 り 替 え の 禁 止」

・契約の形態および内容「賃料改定特約」「再契約」の各・賃料その他の費用論点について判例紹介もしつつ・運営（募集方法、入居審査、実務上の問題点を分析し、見直管理、トラブル対処、退去手しの方向性を提示

続など）処置法」（平成12年અ月施行）に③定借借家の活用に資するため、基づいて創設された制度であり、好立地な空き家への活用などの度の課題と可能性

施行以来14年が経過している。定活用例を提案・シェアハウスに定期借家契約

期借家によって、民間の市場で良第઄部「定期借家制度の活用事

質な賃貸住宅等が供給され、多様例の分析」では、一般賃貸住宅でな賃貸住宅の選択肢が増えること

定期借家の普及が進まないなか、が期待されたが、その普及率はઅ

定期借家契約が標準となっている

なお、巻末に違法なシェアハウ④シェアハウスに見る定期借家制が利用される要因
・定期借家制度の課題と普及可
能性％程度（「平成24年度住宅市場動シェアハウスについて取り上げてスに対する行政（国・東京都）の向調査報告書」）にとどまる。定おり、主な内容は次のとおり。

対応に関する資料を掲載している。

期借家の普及促進を図る視点で本①シェアハウスについて書はまとめられている。
本書は、઄部構成となっており、
第ઃ部「定期借家制度普及の分析」（吉田修平弁護士担当）の主・定義となり、また、シェエアハス事業

・普及の背景に携わる方々の参考となることが・シェアハウス市場（認知度の期待される。

推移、市場規模等）

編集後記
息子に「カブト虫とクワガタが欲しい」とせがまれた。ペットショッ
プで入手することもできるが、買ってくるのは癪なので、自分で捕まえることにした。しかし、カブトムシを採るのは子供の頃以来なので情報がまったくない…。ネットでいろい
ろと調べてみると、わずかだが近所での捕獲に関する情報が記載されている。それらの情報と、自分の経験を頼りに捜したところ、日中にもかかわらず雄と雌のカブト虫を一匹ずつ捕まえることができた。息子はとても喜んでくれ、父親株は急上昇である。

本書は、定期借家の普及の一助

息子への対応としてはこれで十分だったが、今回の捕獲が偶然の可能性もあるので、明け方に再度調べてみたところ、やはりカブト虫を見つけることができた。ざっと見ただけだが、ઈ匹はいたので周辺の雑木林で繁殖しているものと思われる。何十年ぶりかの挑戦だったが、子供時代の記憶が蘇り、自分にとっても楽しい時間だった。捕まえた場所は新宿からさほど離れていないため、居るはずがないと思い込んでいたが、身近な所にも知らないこと、見落としていることがたくさんあるのだと再確認させられた。
(K･H)

編集委員
委員長
中川雅之
委員
瀬下博之
直井道生
山崎福寿

季刊 住宅土地経済
2015年秋季号（第98号）
2015年10月ઃ日 発行
定価［本体価格 715円＋税］送料別
年間購読料[本体価格2860円＋税]送料込
編集・発行

公益財団法人

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