［巻頭言］

放棄される土地
中里 実
東京大学教授日本社会における急速な高齢化の進展と人口の減少の中で、現在、深刻な問題となっているのが、所有者不明の土地や住宅の取り扱いである。
財産としての土地の難しさは、動産のように容易にそれを廃棄することができないという点にある。廃棄することができないが故に、土地所有権という名の、土地の所有「義務」（具体的には、管理義務や納税義務）が生じてしまう。そのために、土地は、マイナスの財産となる。管理費用や納税義務を考えた場合に、マイナスの財産となってしまった土地に対して、固定資産税の課税を続けるべきか否かは、相当に困難な問題である。
国や自治体も、納税や土地の管理を個人の責任として特定人に負わせてしまえば済むというような簡単な話ではなかろう。もちろん、所有者の責任と言えばそれまでではあろうが、逃れようのない義務を、たまたま当該土地を相続しただけの者に負わせることが、正義衡平の理念に合致しているとは必ずしも思えない。国や自治体が中心となって真剣に土地を管理し活用する手段を講ずる時期に来ているのではなかろうか。
現在、一般財団法人国土計画協会の所有者不明土地問題研究会（座長・増田寛也元総務相）において、長い間相続による登記等が行なわれておらず、権利関係が錯綜している（いわば、所有者不明の）土地について、どのようにしたらよいかを議論している。しかし、日本の不動産登記が対抗要件にすぎないところから、問題の解決はおそらく困難を極めるものと思われる。民法における真剣な議論が望まれる。

目次●2018年春季号 No.108［巻頭言］放棄される土地

中里 実［特別論文］応用都市経済学

1

安藤朝夫

［論文］狭小貸家建設と潜在需要

2

安井洋輔・江尻晶彦［論文］不動産競売データの利用による環境評価［論文］首都圏臨海部における工業等制限法の効果［海外論文紹介］空疎な住区
エディトリアルノート
センターだより

36

馬場弘樹

32

8
編集後記

36

10

中西勇人
小谷将之

16
23

特別論文

応用都市経済学

Alonso 型モデルの多様な都市問題への適用

安藤朝夫
これらの課題は、必ずしも積極的に取り上げ

はじめにられてこなかったが、その一因として、Alon-

W. Alonso が von Thünen の孤立国モデルを

so 型モデルでは均衡解の定性的性質を示すた

都市の文脈で再解釈し、新都市経済学（NUE）

めに、比較静学分析が伝統的に多用されてきたを創始してから半世紀が経過した。1970年代半ことが挙げられる。一般に基本的な単一中心型

ば以降この枠組みを用いた研究は、交通混雑にモデルからの逸脱は、比較静学分析による符号代表される外部性や CBD 内の経済活動、さら確定を難しくするが、現実的な設定では、パラには副都心の導入を含む多様な拡張により活況

メータの変化に伴って供給拠点数の変化や住宅を呈したが、基本的には単一中心の線形都市を地区の分離等の構造的変化が生じたりする場合

用いた静学的部分均衡モデルであることに限界も多く、限界的変化のみを対象とする比較静学1)があった 。そこで複数都市からなる都市シス

分析に馴染まない。このような場合でも、数値

テムモデル(Henderson 1982）や、地代収入を解析による分析は可能だが、数値解析の結果は住民に分配するだけでなく、交通費や農業地代

パラメータ依存であるため、どの程度の一般性の支払いも含めた完全閉鎖都市(Pines & Sadkaを持つかを判断することは難しく、したがって1986）等の拡張が試みられたが、単独で自給自理論的に洗練され難いからである。

足できる都市は非現実的であり、複数都市の枠

本稿は Alonso 型の都市経済モデルをいくつ組みでは、その地理的位置関係の導入が必要とかの都市問題に応用し、均衡解または社会的最なる等の問題もあり、全般的に NUE アプロー

適解の性質の検討を試みるものである。具体的

チを用いた研究に往年の勢いは見られない。

には、上に述べた①から③の各課題に関して⚑

しかし現代日本が直面する都市問題を分析す

次元軸上の静学モデルを定式化し、解の性質にるうえで、NUE の枠組みが応用できる場合はついて検討することが、第一義的な目的である。

少なくないと考えられる。例えば、①人口減少①の財・サービスの供給拠点の空間的配置に下で必要な財・サービスの供給拠点をどう配置関しては、人口均等分布の仮定の下で、⚒種類

すれば供給が維持できるか、特に複数財の供給の財・サービスがある場合の配置を論じる。特について考えること、②隣接する自治体においに⚒財の供給が同一地点に集積する傾向を、固て、いわゆる NIMBY 施設はどこに立地させ定費用や輸送費の節減効果との関連で説明する2)。

るべきか、単独立地と共同立地の場合の比較を②の NIMBY 施設に関しては、直線上で隣行なうこと、③都市近郊農家における兼業の必接する⚒都市のゴミ処理施設を例に、社会的に

然性と空間的性質を明らかにすること等の課題

望ましい立地について検討する。この種の施設が考えられる。

は、大域的には正の外部性を持つにもかかわら2

季刊 住宅土地経済

2018年春季号№108

ず、局所的には負の外部性を伴うことが問題を

著者写真複雑化する。ここでは⚒都市が処理施設を共同設置する場合の解を、個別設置の結果を踏まえて検討する。
③は、標準的な単一中心都市に農家を導入するものであるが、既存の類似モデル（Nerlove& Sadka 1991）のように、農家が農業所得のみ

あんどう・あさお
1952年愛知県生まれ。京都大学工学部卒。ペンシルベニア大学
大学院修了、Ph.D.。京都大学
博士（工学）。熊本大学工学部助教授、東北大学情報科学研究科教授などを経て、東北大学名誉教授。大都市圏の地価・人口
分布や空間 CGE モデル、国際共同研究等に関する論文がある。

で生活する前提だと、日本の近郊農業の実態を表現できない。本稿では、農家の兼業（CBD

心型ではないものの、基本的に Alonso 型モデでのパートタイム従業）を認めて、農家が都市

ルの拡張と言える。さらに、③は基本的な単一住民と等しい効用を得る条件の下で、兼業率や中心型都市に兼業農家という新たな主体を導入

営農面積の空間的変化を検討する。

し、職業選択を含む均衡を論じるものである。

問題を現実に近づける試みは、基本モデルかし た がっ て そ の 分 析 手 法 は、基 本 的 に はら遠ざかることを意味するから、比較静学分析

Alonso 型モデルと同様であるが、③は住宅地の適用を難しくし、仮に適用できたとしても、と農地の空間構造と兼業農家の就労構造に関す

定符号のように単純な結論が得られる場合は稀

る均衡解を求めるものであるのに対し、②のゴだと考えられる。その場合でも、例えば符号がミ処理施設の立地は政策的に定めるべきもので正になる確率を論じることは有用だと考えられあるため、施設の位置を所与として均衡地代をるから、定性的な性質を統計的仮説の形で記述求めるだけではなく、その設置方法および位置する方法の提案も本稿の副次的目的である。

に関する社会厚生上の最適解を考える必要があ

都市経済学に限らず、経済学分野の研究の多る。結果は単独設置と共同設置に関する固定費

くは、人口増加とそれに起因する経済成長を前用と限界費用、また人々の施設に関する嫌悪度提としてきたため、わが国のような人口減少社およびその距離減衰率に大きく依存し、共同設会では、既存の知見は現実の問題解決に有用と置の場合には、非立地自治体から立地自治体へは限らない。その意味で、理論・実証の両面にの補償金(所得移転)を伴う必要がある。①に関おいて、都市における人口減少問題に対する多しても、複数財の拠点を集積させる場合の固定様な分析が求められており、本稿はそのような費用や輸送費の評価に加えて、人口減少が生じ努力の一環として捉えることが可能である。

る場合には、供給体制の維持には内部補助が不

1 分析の枠組み

可欠になるという意味で、社会的最適化の視点が重要である。

本稿にいう Alonso 型モデルとは、「1次元軸

外部性のない Alonso 型モデルでは、市場均上の経済主体の空間分布を、付け値地代に基づ衡解と社会最適解が⚑対⚑対応することが知らいて決定する静学モデル」として類型化される。 れている。本稿の問題は、ゴミ処理施設の位置①の複数の財供給拠点を考える場合には、軸上や補償金額のような、政策的決定を要する変数の付け値地代は、各拠点を極大点とする山型がを含むため、単純な市場均衡問題とはならず、連担する形状になるから、副都心を持つモデル

解の離散性も強くなるから、③を除いて一般的

や、「都市システム」に線形空間を導入したモ

な比較静学分析は適用できない。したがって、デルと類似の枠組みとなる。②の隣接⚒都市の理論モデルを定式化した上で、主として数値解

ゴミ処理問題も、副都心の代わりに負の外部性

析的アプローチを用いて、都市問題解決のためを発生させる拠点があるという意味で、単一中の制度設計について検討を進める。その場合、
応用都市経済学3数値解析の結果に如何に一般性を付与するかが問題となるが、本稿では④交通施設整備の財源として各種の税制を導入する問題を例に、乱数

初期には、施設が空間的独占競争の結果としてで発生させたパラメータに基づく数値解に関す

財別に等間隔で配置されると仮定するなら、そる「統計的比較静学分析」を提案する。その場の数は施設利潤の最小値が非負に留まる最大の合に問題となる乱数の発生範囲については、解整数として定まる。

の同次性の検討が有用である。

い ま 市 場 の 長 さ L􀀽30,

以下の各節では、上の課題①～④について、
3)

その定式化と分析の概要について略述する 。

􀀽 の場合を考える。需要が非弾力的かつ各施設が 􀀽に関して対称に立地することを仮定するなら、特定のパラメータ下で5)、􎜀

2 複数財の供給拠点

􀀽

􎜐􀀽􎜀

􎜐

が Nash 均衡になる。この場合、世帯効用は拠基本的な Hotelling モデルは、消費者が均等点配置に影響されないため、社会厚生として供分布する⚑次元市場に唯一の非弾力財を供給す

給側の利潤と総地代収入 TDR の和を考る業者の立地点を定めるものであった。消費者

えればよい。その最大値は（4.5,15,25.5）での均等分布は宅地面積 s の固定を意味するから、 得られるから、施設 A の配置は均等に近づく。
土地以外の財が⚑種類なら、財需要も非弾力的財需要が弾力的である場合は、施設 B の立でなければ消費者の効用を均衡させることはで

地は施設 A の需要に影響するため、Nash 均衡

きない。しかし、財購入に伴う輸送費は立地点は􎜀により異なるから、消費者均衡の実現には地代設 B は市場の両端に立地する。この場合、消の導入が不可欠となる。このような観点から、

費者効用が施設立地に影響されるため、最適解

鈴木・安藤（2013）では、⚑財の場合におけるは等分割された市場のほぼ中央への立地になる。

供給者と消費者の均衡立地を求め、人口減少が次に最寄品の供給施設が、買回り品の供給施生じる場合の供給体制の維持可能性と政府介入設に集積する場合について考える。集積のメリの必要性を論じた。

ットは、供給者については の削減（合築によ本稿ではモデルを、土地以外に⚒財（例えば􎜐􀀽􎜀􎜐 と な り、施る施設 A の分担額減）、消費者については買回

最寄品 A と買回り品 B）がある場合に拡張す

り品の輸送費用の節約（最寄品との同時購る。この場合、消費者の均等分布が維持されて入による負担回避）等がある。結果的に施設も、⚒財の代替が可能なら需要が弾力的な場合

A に対する施設 B の引力圏が生じるが、それを論じることが可能になる。また需要が非弾力は固定費用の削減割合が大きいほど拡大するこ的であっても、供給側における設備費用節約、とが確認できる。施設 A の集積は、関与する

需要側における交通費用節約の意味で、⚒財の施設 B の市場拡大をもたらす一方、関与しな供給施設を集約するのが有利になる場合がある。 い施設 B の価格低下と利潤減少という負の外
いま、各財供給施設の限界生産費、固定費用、 部性を伴う。
施 設 数 は そ れ ぞ れ、 􂉤

であモデルの結果は、拠点数やパラメータの組合ると仮定し、消費者は同じ所得 W を得て各財せに依存するため、一般的な結論を導くことはを􎜀􎜐 だけ購入するが、それに伴う限界輸送

容易ではない。さらに鈴木・安藤（2013）で論

費は4)

じた、人口減少下の拠点整理を考慮した財供給

点

􂉥

􂉤

􂉥

であるとする 。この時 A 財を地から、B 財をから購入する地点 r の消費者の付け値地代は以下で与えられる。

4

季刊 住宅土地経済

2018年春季号№108の維持方策に関する展開も重要な課題である。

図⚑

3 連担都市の NIMBY 施設

施設立地点・補償金平面上の効用曲面

公共施設は運営者と利用者の近接性選好により⚓種類に分類される。NIMBY 施設は、運営者は近接を選好するが、利用者（住民）は遠隔を選好するもので、ゴミ処理施設が典型的である。運営者は日常的な運搬を担うが、住民は自ら施設を訪れないため、運営者と住民の利害が対立する。さらに運搬費用は税として住民が負担するため、あまりの遠隔地は困るが、自宅の近隣は避けて欲しいという、住民間の利害対立を伴う点で、図書館等の利便施設の立地とは、まったく異なる状況が生じる。
いま幅⚑の⚑次元軸上に隣接する⚒都市を考える。その境界は座標原点にあり、各 CBD はと表せば、処理施設の位置 s と補償金 M に関する効用曲面は、図⚑のように描ける。

􂉤 􂉤 に固定されているとする。⚒都市の総

左側都市の CBD のほうが境界から遠い設定

人口は N に固定されているが、居住地点 r とであるため、最適な立地は左側都市の外縁部と通勤先 􀀽

は自由に選べる。世帯は通勤先かなる。立地都市への補償金の増加と共に効用もら賃金を得て、合成財 z と宅地 q の地代を増加するが、その変化は緩やかである。共同施

支払い、居住都市別に定まるゴミ処理に関わる設を両都市の境界⚐へ立地する場合の効用は極税を負担する。安藤（2005）では、⚒都市

めて低いが、右側都市の外縁部への立地は代替が住民のための処理施設を個別に設置し、独立案となり得るから、NIMBY 施設の押し付け合

採算で運営する場合の立地を論じたが、本稿でいが生じる余地があることが読み取れる。

は⚒都市が共同処理する場合の広域施設の立地について検討する。

個別設置の場合は、⚒つの施設立地点に関して多数の局所最適点が競合する結果が得られた。
共同設置では施設数が少なくなる分、地区間の⚒都市でのゴミ処理費用は、係争が整理される傾向にあるが、両者の比較には固定費用 F と嫌悪度 􀎳 の設定が問題となる。
で与えられる。ここに s は施設位置、F は固定

共同施設のパラメータは単独施設の値より大き

費用、 􎜀 􎜐 は人口密度、 は1人当たりゴミ処理

くなることは確かだが、例えば個別施設の固定

単価、􀏃 は運搬限界費用、費用

は居住地区左右の境界を示す。M を施設非立地自治体 B(人口）から立地自治体 H(人口）への補償金とすれば、各都市の税額は以下で与えられる。
􀀽

􂈒

􀀽

とその距離

を用いて、
􀀫

􎜀 􂈒

は別途実証的な検討が必要になる。

4 兼業農家モデル⚒財を生産・消費する⚑次元都市における土地

成財 z、処理施設に対する嫌悪度
􀀽の何倍が適当か、に関して

都市と近郊農村が連担し、工業財と農業財の􀀫

宅地面積 􀀽 とする場合の効用関数を、合減衰率を表す、嫌悪度

利用を検討する。単独の都市が財に関して自給自足的であることは期待できないため、工業財の余剰で農業財の不足を調達する形で収支均衡􎜐􎸒 􎞀 􎸒 􎞀を図るものと仮定する。宅間・安藤（1999）で応用都市経済学

5

は、専業農家のみを考えたため、営農規模が過図⚒

兼業農家を含む都市の地代形状

大になる等の問題があった。農地の集約化に伴って、わが国の農家の専業率は上昇傾向にあるが、それでも67％は兼業農家であり、54％は非農業所得が勝る第⚒種兼業である（2015年）から、兼業農家を明示的に考慮した定式化を行なうことは現実的である。
簡単のため幅⚑の線形都市を考える。農家が労働時間の割合 􀎸 を農業に費やすならば、都市

応用し、意味のある示唆を導くことは今も有用

世帯の賃金が W の時、農家は農業所得に加えだと考えられる。しかし、定性的性質を解析的て􎜀 􂈒 􎜐

を賃金として得ることができる。まに導くことは一般に困難であり、もっぱら数値

た都市世帯の通勤費が 􎜀 􎜐 なら、兼業農家のそ解析を用いて解の性質を探る方法が採られてき

れは 􎜀 􂈒 􎜐 􎜀 􎜐 になる。都市世帯と農家は、工た。数値解析が関数やパラメータの特定化に基

業財

づく以上、得られた性質が採用した特定化に固、農業財、宅地面積 q から成る共通の効用関数の下で効用水準 􀀽 􎜀􎜐 を達有のものか、一般性を持つかの判断が付かない。

成することから、都市世帯と農家の数逆に確定的な性質が得られるように、ad hocと、その居住区の外側境界な仮定を設ける場合もあるが、これも結果の解は内生的に定まる。

釈に誤解を招くため望ましいとは言えない。

農家は農業財を、出荷に伴う輸送費を控除した元値

本稿では、数値解析に一般性を持たせるため􂈒 􎜀 􎜐 で購入できるが、宅地以外に営の方法として、「統計的比較静学分析」を提案

農地を含む面積 􀀾 の地代を負担する必要がする。例えば、高速鉄道の導入は都市を発展さある。実際には 􀀾 となる可能性が高く、幅せるとは限らないが、結果はパラメータ依存で⚑の線形都市では⚑農家が有限区間を占用するあって、単に「符号が確定しない」と言うより結果になる。農家を CBD 側から付番し、i 番

も、「70％の確率で発展するが、衰退の確率も目の農家住宅は占用地 の最も都心寄りの地点30％ある」等と記述できるほうが望ましいと考に立地し、営農地内 􎜠􀀫 􎜐 の輸送には費えるからである。

用を要さないと仮定すれば、通勤や出荷に関わAlonso 型都市における交通施設整備の効果

る輸送費はすべて で評価できる。この場合のを 論 じ た 文 献 は、Wheaton（1974）以 来 多 く

地代曲線は、図⚒に見る連続・離散型になる。

存在する。例えば、閉鎖都市において交通施設

Cobb-Douglas 型の効用・農業生産関数に加整備が何の負担もなしに実施されれば、均衡効

えて、輸送費関数等の形状に関する仮定を設け用の上昇をもたらすことは自明であるが、その6)

ると、以下の命題が導かれる 。
［命題］

􀀾

ような整備の費用は税金によって負担されるのが一般的である。Ando & Kakimoto（2017）􀀾

では整備費用を、人頭税

すなわち「農家面積と農業労働比率は郊外へ、固定資産税

通行税, 消費税の⚔種の税によって賄う場合

向かって増加する」という、日本の近郊農業のの空間構造を例として検討している。交通整備

現状に照らして納得できる結果が得られる。

部門の収支均衡は、地点 r に住む世帯の税負担
􎜀 􎜐 に人口密度 􎜀 􎜐 を掛け、都市全体 􎜠

5 統計的比較静学分析

積分して得られる税収が、左辺の整備費用と一

上述のような都市問題に Alonso 型モデルを
6

季刊 住宅土地経済

2018年春季号

􎜐で№108致することで達成される（ここに R は地代、

は道路面積、c は建設費で都市は単位幅）。

Cobb-Douglas 効用と線形通勤費 􎜀 􎜐􀀽 を仮定すると、問題は以下のように要約される。
􎜀

􎜐􀀽􂄱􎜀

􀁼

􎜐

左辺は内生変数であり、Πは総地代収入、Uは均衡効用である。右辺は外生変数であり、は所得、農業地代、人口、􀎱 は効用関数のパラメータである。このうち 􀎱 とは上下に有界(0, 1)であるが、他の⚕変数は上界を持 た な い。し か し 解 の 性 質 を 調 べ る と、に関して は⚐次同次、Πは⚑次同次であり、U は Affine（線形部は⚐次同次）であることが示せる。さらに税率に関しては、通行税と固定資産税が⚐次同次、人頭税が⚑次同次、消費税は Affine（線形部は⚑次同次）になるから、N 以外の外生変数については、⚐を下界とする適当な領域で得られた内生変数

derson & Strange（2015）を参照されたい。
⚒）同様の枠組みは、人口減少が進む地方部における医療機関の配置にも応用できる。小規模な診療所を多く配置して⚑次医療への移動費用節約を図るか、⚒次医療を重視して総合病院への集約による救命率向上を図る、のいずれが厚生上優位かはパラメータ依存になる。
⚓）①は鈴木一輝氏、②は柳嫣氏の東北大学修士論文（いずれも2014）に基づいている。
⚔）添字 a, b はそれぞれ最寄品 A、買回り品 B に関するパラメータを示す。最寄品のほうが1回当たりの輸送費は安いのが一般的だが、購入頻度の高さから、単位期間当たりの限界輸送費は高いと想定される。
⚕）効 用 関 数 を 􀀽と し て、 􀀽
􀀽
􀀽 􂈒 􂈒
􀀽
􀀽
􀀽
􀀽
􀀽
􀀽 を 仮 定 す る。さ ら に 施 設 B の 立 地 を􎜀 􀀽􀀽􎜐に固定し，施設 A の立地点を0.5刻

みで動かす場合を検討する。
⚖）農業生産関数として、 􀀽􎜀 􂈒 􎜐􀀫 􀀼 ，距離逓増の輸送費 􀀾 􀀾 に加えて、 􀀾 を仮定する。
農家の立地点 は離散的であるため、厳密には差分を用いるべきだが、都市に比べて農家数が十分多ければ、微分で近似しても結果の本質には影響しない。
参考文献の性質は、領域を拡大しても成立つことになる。 Ando, A. and R. Kakimoto（2017）ʠA Statistical
Ando & Kakimoto（2017）では上の考察に基づき、乱数の発生範囲を適当に定めることで、外生変数と内生変数の大小関係に基づく Kendall の順位相関係数を計算する。これが漸近的に正規分布に従うことを用いて、帰無仮説（外
生変数は内生変数に影響しない）を片側検定することで、比較静学分析に代えることを提案して い る。内 生 変 数 と 外 生 変 数 の 間 の 同 次（Affine）性は問題ごとに調べる必要があるが、この性質が確認されれば、統計的仮説検定を通じて数値解析に一般性を付与することが可能になる。このようなアプローチが、Alonso 型モデルの多様な都市問題への適用に寄与できることを期待するものである。
＊本稿の作成に当たって，平成26～28年度基盤研究(C)26504001、平成29～32年度基盤研究(B)17H02515の補助を受けた。ここに記して謝意を表する。

Approach to Comparative Statics: An Example ofTransport Improvement and Taxationʡ, mimeo.
Duranton, G., J. V. Henderson and W. C. Strange eds.
（2015）Handbook of Regional and Urban Economics,
Vol.5B, Section IV.
Henderson, J. V.（1985）Economic Theory and the
Cities (2nd ed.), Academic Press, Chaps. 11-12.
Nerlove, M. L. and E. Sadka（1991）ʠVon ThünenʼsModel of the Dual Economy, ʡJournal of Economic
Theory, vol.54, pp.97-123.
Pines, D. and E. Sadka（1986）ʠComparative Statics
Analysis of a Fully Closed City,ʡJournal of Urban
Economics, Vol.20, pp.1-20.
Wheaton, W.C.（1974）ʠA Comparative Static Aanalysis of Urban Spatial Structure,ʡJournal of Economic
Theory, Vol.9, pp. 223-237.
安藤朝夫（2005）「隣接自治体による NIMBY 施設の個別整備と都市形状」『都市計画論文集』第40巻⚓号、151-156頁。
鈴木一輝・安藤朝夫（2013）「線形市場における人口減
少下のサービス供給施設配置」『都市計画論文集』第48巻⚓号、339-344頁。
宅間文夫・安藤朝夫（1999）「農家の行動を考慮した都市圏経済モデルによる農産物自由化の分析」『土木学会論文集』第632号、51-62頁。

注⚑）近年の各類型の展開に関しては、Duranton, Hen-

応用都市経済学7

エディトリアルノート

安井・江尻論文（「狭小貸家建ァミリータイプの貸家の供給より

来の環境評価に対する推定方法に

設と潜在需要」）は、比較的規模

も狭小貸家のほうが節税手段としついて批判的に検討したうえで、の小さい貸家（狭小借家）の建設てもっぱら使われているのはなぜ

新しい推定手法について説明し、とそれに対する潜在需要を、人口だろうか。こうした点についてもその実証例を紹介していて興味深

動態の変化に基づいて推計したもふれてほしかった。

い。従来の代表的な環境評価方法のである。近年は、相続税や低金

この点に関連して、政府の税制のひとつはヘドニック法である。

利の影響を受けて、狭小貸家の建改正大綱で示された税制改正では、 ヘドニック法とは地価に環境評価

設が急激に増加している。安井・相続開始前の⚓年以内に貸付事業が反映されることを考慮して、地江尻論文では、「狭小貸家の潜在用に供された宅地等について、貸価を環境の質を示す変数に対して需要を、狭小貸家ストックの建て家建付地としての特例から除外す

回帰させることで、さまざまな環替え需要と、狭小貸家に居住するることになったようである。つま境の質を地価の変化によって明ら世帯数の変動の和と定義し、それり、相続が発生する⚓年以上前にかにしようとする方法である。

ぞれを推計して統合することで、建てられた貸家については特例の各年の潜在需要を算出する」とし対象となるが、⚓年以内に作られ環境の大規模な変化に対してはバている。

たものについては節税目的である

イアスのない推定値が得られない

ヘドニック法の決定的な問題は、

また、狭小貸家に対する主たると認識されて対象からはずされ、点である。これを補完するために居住者は若年世代の単身者である課税されるということである。節さまざまな改良が進められている点に着目して、人口動態の変化に税の是非はともかくとして、⚓年が、十分に満足のいく推定法はこ基づいて狭小貸家に対する潜在需以上前であれば節税目的でないとれまでのところ提示されていない。

要を推計しているが、ここでは固する判断は奇妙である。こうした

とくに、準実験アプローチと呼ば定係数モデルが用いられ、価格弾改正では、⚓年以上前から節税対れる方法は、ヘドニック分析の欠力性や所得の影響は考慮されてい策をする人々が増えるだけである

点を補おうとしているが、あくまない。こうしたモデルのほうが、と予想される。

で仮想的な実験であることから、マクロ的な貸家の建設や潜在的なところで、安井・江尻論文のな

需要を推計するためにはフィット

かでは、地価の下落が負の外部性が良いことはたびたび指摘される。 をもたらすといった記述が散見さ十分な改善策にならないことが指摘されている。
そこで中西論文では、新しい推さらに、相続税の効果にも言及れる。しかし、どのような外部性計法であるシミュレーションモー

しているが、今後も相続税の節税なのかは明らかにされてはいない

メ ン ト 法（MSM）を 用 い て、効果を目的とした貸家の供給が増点が気になるところだが、仮に、人々の価値関数を推計している。

えることが予想される。もちろん、 地価下落が空家の増加をもたらし、 MSM とは、不動産競売の入札方
相続税は狭小貸家だけでなく、フその結果として周辺の治安や環境式を前提にして、理論的に求めらァミリータイプの貸家の建設に対に望ましくない影響を及ぼすといれた均衡概念を用いて、それを実しても効果を及ぼすものであるとうことであれば、この点について証分析が可能なように改良した推考えられるが、ファミリータイプ

は議論があることを付け加えてお定モデルである。

の貸家については議論されていな

きたい。

一般に、最も高い価格を入札しい。富裕な資産家にとっては、フ◉た人が落札するという第一価格競ァミリータイプの貸家も有効な節

中西論文（「不動産競売データ

売方式が用いられているが、この税対策であるにもかかわらず、フの利用による環境評価」）は、従方式では真の価値が正しく表明さ

8

季刊 住宅土地経済

2018年春季号№108

れないという問題がある。そこで、 ものである。工業等制限法はすでや流入規制が、規制対象地域の工より望ましいセカンドプライスオに2002年に廃止された法律である

場等の生産や出荷にどの程度の影ークションといったものがすでにが、それ以前の1999年には部分的響を及ぼしたかについて検証して提案されているが、現状の競売制

な規制解除がなされている。小谷いる。具体的には、神奈川県の臨度はそうなってはいない。そのた

論文は、横浜市の臨海部を対象に海地域を対象に工業統計を用いて、め、実際の落札価格を人々の評価した規制の解除を自然実験として

DID 推定により、規制が事業所と考えると、無視できないバイア

とらえ、それが地域の生産活動に密度や事業所当たりの製造出荷額

スが含まれている可能性がある。

拡大的な影響を及ぼしたかどうかにどのような効果を及ぼしたかを

そこで、そうした難点を克服する

を統計的にとらえることによって、 検証している。そして、規制解除

ために、MSM では入札者が評価逆に規制が当該地域の生産活動にの前後⚔年間を比較することによする価値の平均値あるいはメディ

抑制的な影響を及ぼしたかどうかって、規制の解除によって生産活アンを推計する方法がとられておを検証している。

動が有意に増加することから、工り、それによって環境の質を評価することが可能になる。

工業等制限法は、大規模な工場

業等制限法による工場立地規制がの立地だけでなく、大学の新設も当該地域の生産活動を有意に抑制

中西論文では、MSM について対象にされていたことはよく知らしてきたとしている。

要領よく説明されており、今後のれた事実であり、人口や産業の東

ただし、規制解除の対象となっ研究にとって興味深い多くの論点

京一極集中を望ましくないとする

た金沢区を含めると、その効果のが提示されている。また、論文中理由から生まれたものである。最有意性は低くなる。その理由のひでも指摘されているように、人々

近、文部科学省は再び東京23区内

とつとして、この法律が大規模なの選好が異なるケースへの拡張がの私立大学の新設を規制しはじめ工場を対象としたのに対して、金今後の課題である。選好の異なるようとしている。また、諸外国の沢区は小規模の自動車関連事業所

主体の平均値やメディアンを集計

規制の例としては、例えば中国政が多いことが規制の効果を弱めた

して、公共財の評価を求めること

府は、激しい混雑を理由に北京市と指摘している。

を期待したい。

や上海市における出稼ぎ移民を排公共財の評価については従来から支払い意思額の集計に関する問

こうした点を改善するためには、除するといった強硬な対応をして規制の対象となった地域と属性のいる。

似通った地域を選んで比較するこ題が指摘されており、環境も含め

そもそも人口の集中による混雑とである。地域の属性が顕著に異てこの推計値である平均値やメデに対しては、混雑料金制等のよりなれば、その潜在的な成長力も異ィアンについて、分布を用いて集望ましい対策があるにもかかわらなるものと考えられる。そのため、計値を求めることができれば、意ず、副作用の大きい人口流入規制

規制によって生産力が抑制された義深いことである。

を課すことは、都市の成長にとっのか、他の要因によって成長が阻◉て望ましくない。流入規制はすで害されたのか識別できなくなって

小谷論文（「首都圏臨海部におに立地している工場や大学の既得しまう。今後の課題としては、ス

ける工業等制限法の効果」）は、権を保護する結果、都市内の新陳コアマッチング等の統計的手法を

1956年に制定された首都圏整備法

代謝を阻害し、ひいては経済の生用いることによって、推定の精度のもとで施行された工業等制限法

産性にも望ましくない影響を及ぼを向上させる必要があると思われが、当該地域の生産活動にどのよす可能性が高い。

る。

うな影響を及ぼしたかを検証した(Ｆ・Ｙ)

小谷論文は、こうした立地規制

エディトリアルノート

9

論文

狭小貸家建設と潜在需要
安井洋輔・江尻晶彦のインセンティブが歪み、潜在需要を踏まえな

はじめにいものとなっているのであれば問題である。

貸家の着工戸数は2014年後半に増加に転じて供給超過の状態が継続すれば、空室率が高まから、2016年半ばには消費税率引上げ前の駆込り、ひいては賃料も下落するため、建設コスト

み期の水準を上回り、その後も高水準で推移しを負担する貸家オーナーの採算が悪化する。同ている（図⚑）。このうち、床面積が30㎡以下

時に、空室が目立つ狭小貸家が林立する地域での狭小貸家の割合をみると、2014年初には10％

は、地価下落など「負の外部性」が生じるほか、程度であったが、2017年⚖月には20％近くまで

地域住民の経済厚生を高め得る他の有効な土地高まるなど、近年、急速に上昇している。

利用が阻害される懸念がある。

こうした狭小貸家の増加は、東京や埼玉など

本稿では、こうした問題意識に立ち、狭小貸の首都圏だけでなく、関西圏や名古屋圏、⚓大

家建設の潜在需要を試算し、これを実績値と比都市圏以外の地方都市でも顕著であり、全国的較する。そのうえで、供給過剰となっている背な現象となっている（図⚒）。

景を分析する。

最近の狭小貸家建設が潜在需要に見合ったものであれば経済的に望ましいものと言えるが、節税目的や低金利などによって、貸家オーナー
図⚑

季刊 住宅土地経済

ここでは、まず、2023年までの居住世帯数の図⚒

貸家着工戸数

2018年春季号

地域別にみた狭小貸家着工戸数の推移

注）季節調整値。後方⚓カ月移動平均。首都圏は埼玉、千葉、東京、神奈川、名古屋圏は愛知、三重、関西圏は京都、大阪、兵庫、奈良。
出所）国土交通省をもとに筆者作成。

注）季節調整値、後方⚓カ月移動平均。
出所）国土交通省をもとに筆者作成。

10

1 潜在需要の推計

№108

著者写真

著者写真

やすい・ようすけ
1980年東京都生まれ。東京大学経済学部卒。コロンビア大学国
際公共政策大学院（SIPA）修了。日本銀行、内閣府を経て、現在、株式会社日本総合研究所
調査部マクロ経済研究センター
副主任研究員。

変動や老朽化などに伴う建て替え需要を考慮しえじり・あきひこ
1989年茨城県生まれ。京都大学理学部卒。京都大学大学院理学研究科数学・数理解析専攻修士課程修了。厚生労働省入省後、現在、内閣府政策統括官（経済財政分析担当）付参事官（総括
担当）付。

た。

た狭小貸家の潜在需要について、その推計方法

残存率の算出にあたっては、2008年調査におを整理し、続いて、これと着工戸数の実績値をける「2006～2008年⚙月」の狭小貸家ストック比較する。

戸数を60/33倍（⚕年÷⚒年⚙カ月）に調節した。なお、計算された残存率が⚑以上となる場

1.1 潜在需要の推計方法

合には、残存率を⚑に再設定した。加えて、建狭小貸家の潜在需要を、狭小貸家ストックの築時期が2011年以降の狭小貸家ストックについ

建て替え需要と、狭小貸家に居住する世帯数のては、2006年の「住生活基本法」や2009年の変動の和と定義し、それぞれを推計して統合す「長期優良住宅普及促進法」を踏まえ、2023年

1)

ることで、各年の潜在需要を算出する 。

までは建て替え需要が発生しないと仮定した2)。

①狭小貸家ストックの建て替え需要の推計に、上述の残存率を直近2013年時点の狭小貸家

次に、住宅の所有の関係別および建築時期別
狭小貸家ストックの建て替え需要の推計は以下のような手順で行なった。

ストック数に乗ずることで、2018年の狭小貸家
ストック数を推計する。さらに、2023年の狭小

まず、総務省「住宅・土地統計調査」におけ

貸家ストック数を、建築時期を⚑期間（10年る住宅の所有の関係別および建築時期別に、間）分古くした残存率を2018年の狭小貸家スト

2008年調査から2013年調査までの狭小貸家スト

ック数に乗ずることで推計する。これは経年劣ックの残存率を算出する。ここで、残存率とは、 化が一層進み得ることを配慮した措置である。
同一時期に建築された貸家ストックが、⚕年間続いて、こうした⚕年ごとに推計された狭小でどの程度維持されたか示す比率である。また、 貸家ストックの動きに合うよう、各年の狭小貸住宅の所有の関係は、「公営の借家」、「都市再

家ストック数をスプライン関数によって補間す

生機構（UR）
・公社の借家」、「民営貸家木造」、

る。

「民営貸家非木造」の⚔区分がある。さらに、

さらに、2013年において、狭小貸家に居住す

建築時期は、2013年調査では「1950年以前」、

る世帯数と狭小貸家ストック数が一致するよう、「1951～1960 年」、「1961～1970 年」、「1971 ～

狭小貸家ストック数を定数倍する。倍率として、

1980 年」、「1981～1990 年」、「1991～1995 年」、

2013年の狭小貸家居住世帯数（596万世帯）を「1996～2000 年」、「2001～2005 年」、「2006 ～

狭小貸家ストック数（427万戸）で割った1.40

2010年」、「2011～2013年⚙月」の10区分があるを使用した。なお、統計上、狭小貸家ストック

が、10 年 と い う 期 間 で 統 一 す る た め、は世帯の居住が確認できるストックであり、空「1991～1995 年」と「1996～2000 年」、お よ びき家は含まれていない。

「2001～2005」と「2006～2010 年」は、そ れ ぞ

最後に、上で求めた狭小貸家ストック数の前

れ「1991～2000年」、「2001～2010年」に統合し年差を計算し、これを毎年発生するフローの建
狭小貸家建設と潜在需要

11

図⚓

図⚔

狭小貸家の潜在需要と実績値

民営貸家ストック

出所）総務省、国立社会保障・人口問題研究所をもとに筆者作成。

出所）総務省をもとに筆者作成。

て替え需要と定義する。

ては、スプライン関数によって数値を補間する。
最後に、各年における前年差を算出し、これ②狭小貸家に居住する世帯数の変動の推計

を狭小貸家に居住する世帯数変動と定義する。

狭小貸家に居住する世帯数の変動については、以下の手順で推計する。

1.2 潜在需要の動きの背景

まず、総務省「住宅・土地統計調査」により、

こうして推計した狭小貸家の潜在需要（狭小世帯形態別および世帯主の年齢階級別に狭小貸

賃家ストックの建て替え需要＋狭小貸家に居住

家 居 住 率 を 算 出 す る。世 帯 形 態 に は、
「単 独する世帯数の変動）をみると、2016年以降、振（単身）世帯」、「夫婦のみ世帯」、「男親又は女れを伴いながらも減少トレンドで推移している

親と子供から成る世帯」、「その他世帯」の⚔形（図⚓）。この理由は建て替え需要が相応に発生態がある。また、年齢階級には、「25歳未満」、するものの、その増加テンポを上回って、世帯「25～29 歳」、「30～34 歳」、「35～39 歳」、「40 ～

数が減少していくためである。

44歳」、「45～49歳」、「50～54歳」、「55～59歳」、

建て替え需要が2018年まで縮小した後、2023「60～64歳」、「65～69歳」、「70～74歳」、「75歳

年にかけて緩やかに持ち直す背景には、1970年

以上」の12階級がある。

代に建築された狭小貸家ストックの老朽化が進次に、国立社会保障・人口問題研究所が公表

むことがある（図⚔）。なお、民営貸家ストッしている将来世帯数に、上で求めた狭小貸家居

ク 以 外 に も、公 営 の 借 家 や 都 市 再 生 機 構

住率（一定と仮定）を乗ずることで、2010年以（UR）・公社の借家ストックもあるが、それら降の狭小貸家居住世帯数を推計する。なお、国が全体に占める割合は小さい。

立社会保障・人口問題研究所の将来世帯数は

ただし、建て替え需要全体が緩やかな増加に

2013年⚑月推計であるが、2016年に公表されたとどまるのは、最近建築された住戸ほど残存率

総務省「平成27年国勢調査」における2010年おが高くなる傾向があることが影響している。民よび2015年の世帯数と比較しても大差なかった

営貸家の残存率を建築年別にみると、1981年かため、将来世帯数に対する水準調整は実施しなら2010年の間に建築された木造住宅では他の年かった。

代に建築されたものよりも高くなっている。ま続いて、将来世帯数が未公表の年（2021～
2024年、2026～2029年、2031～2034年）につい12

季刊 住宅土地経済

2018年春季号№108

た、非木造住宅では、いずれの建築年においても80％を超えていることがわかる（図⚕）。

図⚕

民営貸家の残存率

図⚗2013年から2023年にかけての年齢別狭小貸家居
住世帯数の変化幅

出所）総務省をもとに筆者作成。

資料）総務省、国立社会保障・人口問題研究所をもとに筆
者作成。

図⚖

図⚘

狭小貸家居住世帯数の推移

狭小貸家の潜在需要と実績値

出所）総務省、国立社会保障・人口問題研究所をもとに筆者作成。

出所）総務省、国立社会保障・人口問題研究所、国土交通省をもとに筆者作成。

次に、狭小貸家に居住する世帯数が減少する

際の狭小貸家着工戸数の動きをみると、消費税のは人口動態が主因である。当該世帯数は、率引上げ後の2014年には潜在需要を⚒万戸程度

2013年には600万世帯近くあったものの、2014

下回ったが、2015年には急激にその差を縮め、年以降一貫して減少を続け、2023年には約580

2016年には潜在需要を⚓万戸弱上回った（図万世帯まで縮小する姿となっている（図⚖）。

⚘）。2017年も11月までのペースを勘案すれば、この背景には、狭小貸家への居住率が高い若⚔万戸以上上振れて推移している。

年単身世帯数が、少子化・人口減少によって大潜在需要はあくまで推計値であるため、相当きく減少することがある。狭小貸家に住む世帯の幅を持ってみる必要があるものの、狭小貸家

数を世帯主の年齢別にみると、2013年から2023

は少なくともここ⚒年程度は供給過剰となって年にかけて、60歳代を除き45歳以上は増加する

いる可能性が高い。

一方、44歳以下は減少する見込みであり、特に実際、こうした動きを反映してか、近年の空

年齢が若いほどマイナス幅が大きくなっている

室率の動きをみると、ファミリー向け貸家ではことがわかる（図⚗）。

低水準で安定的に推移している一方、狭小貸家

次に、こうした潜在需要の動きに対して、実では2016年頃から、はっきりとした上昇基調と狭小貸家建設と潜在需要

13

図⚙

増加しているのであろうか。背景には以下の⚒空室率の推移点が考えられる。
第⚑に、金利低下や建設資材価格の下落等に伴う貸家オーナーの採算の改善である。2015年以降の建設資材価格の下落や2016年⚒月以降の日本銀行によるマイナス金利政策等による利払
い費も含めた建設コストの減少によって、貸家
建設のインセンティブが向上したことが考えられる。もっとも、これは狭小貸家オーナーだけ
でなく、ファミリータイプなどの床面積が大きい貸家を建設する貸家オーナーにとっても当て

注⚑）部屋タイプの単純平均。
⚒）シャドーは景気後退期。
出所）㈱タスをもとに筆者作成。

図10

はまることである。
実際、貸家建設の採算性指数4) をみると、2013年から2015年半ばまで、主として建設資材

賃料指数の推移

価格の上昇により、悪化傾向で推移していたが、2015年半ば以降、建設資材価格が下落に転じる
なか、2016年⚒月のマイナス金利政策に伴う借入金利の低下によって、改善傾向が続いていた（図11）。これが、2015年以降の貸家増加の一因になったと考えられる。
もっとも、2016年末以降から足元まで、採算性指数は急速に低下している。この背景には、先に見たように2016年頃から空室率が上昇基調にあることと、2016年末からの建設資材価格が注⚑）部屋タイプの単純平均。
⚒）シャドーは景気後退期。
出所）㈱タスをもとに筆者作成。

上昇に転じたことなどがある。したがって、足元では採算要因は一巡していると考えられる。
3)

なっていることがみて取れる （図⚙）。

第⚒に、2015年⚑月の相続税の課税強化5)にこれに対して賃料指数をみると足元では狭小よる貸家建設による節税効果の高まりと相続税

貸家、ファミリー向けともに、緩やかに上昇し制における小規模宅地等の特例がある。土地やている（図10）。狭小貸家に関しては、今後も家屋の相続時には、その評価額に税率を乗じる

供給過剰の状態が続けば、いずれは需給調整かことで相続税額を算出するが、土地に貸家が建ら賃料が下落に転じるとみられるものの、賃料て付けられた場合には、土地と家屋の評価額が指数の過去の動きをみると、景気動向などに左減額され、節税効果が発生する。

右される傾向が見受けられることから、わが国

このように、2015年⚑月に相続税の課税強化

経済が緩やかな回復を維持する限りにおいて、によって貸家建設によって得られる節税効果が急激に賃料指数が下落する可能性は低いと考え以前より大きくなるなか、小規模宅地等の特例られる。

により、被相続人（亡くなった人）が貸付事業
用宅地6)として活用していた土地の評価額につ

2 貸家建設増加の背景

いて、200㎡を限度として⚕割減額される措置

それでは、なぜ近年、狭小貸家建設が急激に
14

季刊 住宅土地経済

2018年春季号№108

も、できるだけ低コストで節税効果を享受した

図11

狭小貸家採算性指数の推移

要に向かって抑制できるかどうか、今後の建設動向を引き続き注視する必要がある。
＊本稿の作成に関して、住宅経済研究会の参加者の方々や、内閣府（経済財政分析担当）および株式会社日本総合研究所調査部のエコノミスト諸氏から有益なコメントをいただいた。また、株式会社タスよりデータ提供を受けた。記して感謝の意を表したい。
ただし、本稿に残された誤りはいうまでもなく筆者の責に帰すものである。また、本稿で示された見解
は筆者の個人的なものであり、必ずしも属する組織の見解を示すものではない。

出所）㈱タス、国土交通省、（一財）建設物価調査会、みずほ銀行公表資料をもとに筆者作成。

いと考える貸家オーナーが狭小貸家を建設する誘因となったと考えられる。

まとめ
近年、相続税の課税強化や低金利などの影響を受けて狭小貸家建設が過熱している。その水
準は、足元、潜在需要を大きく上回って推移しており、このまま高水準の狭小貸家建設が継続すれば、いずれは地価下落など「負の外部性」が発生する懸念がある。
ただし、過熱状況の沈静化がいくぶん期待できる動きもある。
一つは、2017年末の時点では、狭小貸家建設に係る採算要因が一巡していることである。
もう一つは、2017年12月に閣議決定された平成30年度の政府税制改正大綱で、相続税に係る小規模宅地等の特例が見直されたことである。
具体的には、当該特例の対象となる貸付事業用

注⚑）推計方法については、貸家全体の潜在需要を推計した安井・江尻（2017）におおむね準拠。
⚒）多田出（2016）の議論を参考にした。
⚓）ここで用いた空室率および賃料指数は、狭小貸家
では「ワンルーム」と「1K」の単純平均、ファミリ
ー向け貸家では「2K」、「2DK」、「2LDK」、「3DK」、「3LDK」の単純平均とした。
⚔）年間の家賃収入／返済額。家賃収入は賃料×稼働率、返済額は建設コスト×年賦償還率で算出。
⚕）主として①基礎控除の引下げ（従来：5000万円＋1000万円×法定相続人の数→今回：3000万円＋600万円×法定相続人の数）と、②相続による取得財産が高額の場合、相続税率引上げ（取得財産⚒億円超⚓
億円以下の場合、従来：40％→今回：45％、⚖億円
超の場合、従来：50％→今回：55％）がある。詳細は国税庁（2015）を参照。
⚖）貸付事業とは、不動産貸付業、駐車場業など。
参考文献
国税庁（2015）『相続税及び贈与税の税制改正のあらまし』多田出健太（2016）「今後の住宅市場をどうみるか①」『みずほインサイト日本経済』みずほ総合研究所
安井洋輔・江尻晶彦（2017）「貸家建設と潜在需要」経
済財政分析ディスカッション・ペーパーシリーズ、
内閣府政策統括官（経済財政分析担当）

宅地等の範囲から、相続開始前⚓年以内に貸付事業用に供された宅地等（相続開始前⚓年を超えて事業的規模で貸付事業を行なっている者が当該貸付事業の用に供しているものを除く）を除外するというものである。今後の相続を睨み、相続人が純粋に節税目的で貸家アパートを建設
しようとする動きをある程度抑制する効果が期待できると考えられる。
こうした最近の変化が狭小貸家建設を潜在需
狭小貸家建設と潜在需要

15

論文

不動産競売データの利用による
環境評価
中西勇人
を持たないことから、特定の選好を持ったグル

はじめにープが回答を拒否した場合には得られたデータ

環境質の経済評価は環境経済学における主要な研究テーマの一つであり、さまざまな環境評

は調査母集団のランダム標本としての正当性が保証されなくなる。

価法が開発されてきた。環境評価法は、データ

顕示選好法による環境評価では、ヘドニックの入手方法により表明選好法と顕示選好法の⚒法とトラベルコスト法が広く利用されている。

つのグループに分類される。表明選好法では、これらの方法は、実際の行動あるいは経済デー

研究者が被調査者に質問票を用いて仮想的な市

タから環境質の価値を推定するので、表明選好場においてどのような経済行動をとるのか回答

法と比較するとデータの信頼性が高い。トラベ

させ、データを得る。一方、顕示選好法では、ルコスト法では、環境財が提供される地点への財の価格や消費量など実際の経済行動の結果を

訪問コストと訪問頻度から環境のレクリエーシ

データとして用いる。本稿では、不動産競売デョン価値を推定する。しかし、トラベルコストータから得られる情報を用いた、ミクロ経済理

法はレクリエーション価値以外への適用が不可論と整合的な環境財の経済評価法について議論

能である。

する。

ヘ ド ニッ ク 法 に よ る 環 境 評 価 は Rosen

仮想評価法などの表明選好法は、直接的ある（1974）によるヘドニック価格の理論に基づく

いは間接的に政策に対する選好を被調査者に尋方法で、不動産価格を不動産の属性の関数としねる。被調査者が調査票に回答することでデーてモデル化し、価格関数の推定から環境質の評タが得られ、質問文の工夫により柔軟な調査デ価を行なう手法である。Rosen（1974）は、ヘ

ザインが可能であることから、非限界的な環境

ドニック価格関数は消費者の付け値関数の包絡変化を伴う政策の仮想的評価において表明選好線であるあることを示し、付け値関数を推定す

法は広く適用されている。しかし、表明選好法

るための⚒段階推定法（構造的ヘドニック分で収集されたデータの信頼性については Haus-析）を提案した。⚑段階目では価格関数を推定

man（2012）らにより問題も指摘されている。

し、⚒段階目では操作変数法を用いて限界付け

回答者に、仮想の政策に対する投票や、仮想の値関数を推定する方法である。しかし、⚒段階

財に対する購買行動を回答させることに起因す

推定は関数形の選び方や妥当な操作変数の選びる仮想バイアスが重大である。特に、調査票の方といった技術的・実用的問題点があり、実際設計などのサーベイデザインの差異によって推の環境質の経済評価では⚑段階目の価格関数の定される支払意思額が変化することも報告され推定のみが行なわれている。⚑段階目の価格関ている。さらに、調査票調査への回答は強制力数の推定によって環境質への限界支払意思額を

16

季刊 住宅土地経済

2018年春季号

№108

著者写真

識別することは可能だが、環境変化が限界的でない場合には環境評価が不可能であるため⚒段階目の推定が必要となる。もし⚒段階目の推定が可能であれば、推定された付け値関数を用いて仮想的な政策評価が可能である。
構造的ヘドニック分析の代替として不動産価格に対する準実験法の適用が広まっている。不動産価格が不動産属性の関数であるというヘドニック法の見方を前提とすることで、不動産属

なかにし・はやと1988年愛知県生まれ。東京工業大学工学部卒。博士（学術）東京工業大学。日本学術振興会特別研究員 PD を経て、現在、神奈川大学経済学部助教。論文：
Nakanishi, H. (2017)ʠQuasiExperimental Evidence for the
Importance of Accounting for
Fear When Evaluating Catastrophic
Events,ʡ Empirical
Economics, Vol.52(2).

性の変化が不動産価格にもたらした因果効果のす。表⚑は既存の方法と本稿の方法の関係図で推定を通して、環境質の非限界的な変化の経済ある。

評価が可能になるからである（Parmeter and

以下、価値分布の推定を⚑節、価値分布に基Pope 2010）。例えば、環境質の変化によって引づく政策評価法を⚒節で議論する。実証分析にき起こされた因果的な不動産価格の変化を分析おける注意点を⚓節で議論する。⚔節で結論としたものとして Chay and Greenstone（2005）

課題を議論する。

や Greenstone and Gayer（2009）などがある。
準実験アプローチの利点は、構造的ヘドニック

1 シミュレーションモーメント法(MSM）による価値関数の推定法では価格関数の関数形の仮定が問題となりうるが、準実験アプローチではこれを仮定するこ

日本において、差し押さえ物件は封印入札第となく因果効果を推定できることや、構造的ヘ一価格方式で競売され、競売結果が公開されてドニック分析の⚒段階推定とくらべると計算がいる。ゆえに、封印入札第一価格競売の構造パ容易であることが挙げられる。しかし Heck-

ラメタの推定を通して環境質の経済評価が可能

man（2010）で指摘されているように、準実験法による分析は経済的な構造や意思決定を不問

表⚑既存手法と本稿手法の特徴にすることから、推定結果の解釈やそれを用いた政策効果の事前予測に関しては問題がある。
したがって、過去に経験したことのない新たな政策の効果を事前に予測するために準実験法を用いるのは困難である。
本研究では居住用途不動産競売データを用いた環境質の経済評価法を提案する。環境質が異なる不動産の落札額が観察できることから、環境質が異なる不動産に対して、競売における価値関数が推定可能である。さらに、価値関数の推定は競売に関するミクロ経済理論と整合的に行なえる（Paarsch and Hong 2006）。また、価値関数の推定が一度行なわれれば、仮想的な政策評価が可能であることを紹介し、提案された方法が構造的ヘドニック法や準実験法が直面する困難を解決する可能性を有していることを示
不動産競売データの利用による環境評価17である。封印入札第一価格競売についてはさま

不動産の価値、 は競売 の最高入札者の入札

ざまな結果が報告されているが、単純化のため

額、 は以下の仮定の下での推定を考える。

条件付き期待値 􎜠 􎜀 􀁼〈仮定⚑〉入札者はリスク中立であり、ために標本平均により⑶式の近似を計算するこ〈仮定⚒〉属性がベクトルで与えられるようとはできないため、直接⑶式の標本による近似な不動産の入札者にとっての価値 は分布を計算することはできない。しかし、パラメタ􎜀􂈙􀁼 􎜐 に従う独立な確率変数である。
を除いて同質的であることを意味している。入札者は以下の最大化問題を解くとする。
􂈒 􎜰（ が最高入札額）

額。入札者は、価値は入札者⚑の入札と自分以外の入札者に対して影響を与えることはできないので、⑴式
は戦略として入札額を選ぶ最大化問題である。仮定⚑と仮定⚒のもとで各入札者の入札􎜀 􀁼 􎜐􀀽 􂈒

􎜀 􀁼 􎜐
􎜀 􀁼 􎜐

􎸒

⚑．同一な分布 􎜀􂈙􀁼

􎜐に従う

個の乱数を

⚒．発生させた乱数の⚒番目に大きい要素を􎘦 􎜀 􎜐􎜀 􎜐とおき、さらに、これと最低落札価額からなる集合の最大の値を 􎘦 􎜀 􎜐􎜀 􎜐 とおく。すな
わち 􎘦 􎜀 􎜐􎜀 􎜐􀀽􎝀􎘦 􎜀 􎜐􎜀 􎜐 􎝐。
⚓．⚑と⚒を R 回繰り返し、􎘦 􎜀 􎜐􎜀 􎜐 􂋯 􎘦 􎜀 􎜐􎜀 􎜐を得る。
⚔． 􎜠 􎜀 􀁼􎜐􀁼 􎜰の近似として 􎜀
􎜐􂉡
􎘦
􎜀􎜐
􂈑
􎜀 􎜐 を 得 る。 􎜀􎜐が 各 競 売 物 件􎨽􂉤􎸒

ップでこの条件付き期待値を近似できる。
独立に発生させる。

⑴

ただし、 は入札者⚑にとっての競売にかけられる財の価値であり、

􎜐􀁼 􎜰 は積分を含むに対してシミュレーションによる以下のステ

仮定⚒は入札者同士が関係を持たず、撹乱項

􎜠を含む操作変数ベクトル。一般に⑵の組がベイジアン－ナッシュ均衡となる。ただし、 􎜀 􀀾 􎜐 は競売の潜在的な入札者の数、は最低落札価格である。⑵式は、封印入札第一価格競売において、入札者の付け値が価値と異􀀽 􂋯
􎘦がに対して計算されれば、 の推定量

􎜡 􂈑

􎘦􀀽

􎜡 􂈑

􎨽

􎜀 􂈒

􎨽

􎜀 􂈒

􎜀

􎜐􎜐

􎜀

􎜐􎜐

􎜱

􎜱

⑷

なることを意味する。実際、均衡での最高入札として得られる。MSM 推定量の漸近的性質に

額は最高入札者が自分の価値を所与としたとき

関 し て は Pakes and Pollard（1989）やの⚒番目に高い価値の条件付き期待値である

Gourieroux and Monfort（1997）が詳しい。特（例えば、Menezes and Monteiro 2005）。本稿に、シミュレーション最尤法と異なり MSM はでは、この事実を応用し MSM を用いて価値のシミュレーションの回数 R を固定した場合に従う分布を推定する方法を議論する。

も一致性と漸近正規性が保証されるという利点

推定量の構成において、すべての入札者は自がある。統計的推論においては共分散行列の計

らの入札額を⑴式に従って決定すると仮定する。 算のため標本目的関数の微分を計算する必要が
さらに、価値の従う分布 􎜀􂈙􀁼 􎜐 は有限次元パあるが、シミュレーションを行なうことからこ

ラメタ によって決定される関数族であり、その関数は解析的には微分不可能である。

の真値がであるとする。すなわち 􎜀􂈙􀁼 􎜐􂉡

しかし、Pakes and Pollard（1989）の示したに対して、⑶式左通り、適切な条件のもとでは数値微分でこれを辺の標本による近似が計算できれば、 のモー代用すれば漸近的に正当な共分散行列が計算可メント推定量が構成できる。

能である。

􎜀􂈙􀁼

􎜐。各競売 􀀽 􂋯⑶

各競売の潜在的入札者数が観測されている場

ただし、 は競売 の最高入札者にとっての合には、観測された数を とすればよいが、こ􎜠 􂈒 􎜠 􎜀 􀁼

18

季刊 住宅土地経済􎜐􀁼 􎜰􀁼 􎜰􀀽2018年春季号№108こでは観測されていない場合の実用的解決策を表⚒考える。物件の属性が似ているならば潜在的入パラメトリック価値分布の下での支払意思額と特性値

札者数もまた似ていると仮定する。具体的には不動産の属性ベクトルで条件付けたときの最大入札者数を属性ベクトルをもつ物件の潜在的入札者数とする。しかし、は一般に競売にかけられる個々の不動産の間で差異がある。この点に関しては、各不動産 から属性ベ
クトル に関するマハラノビス距離の意味で 近傍に属する不動産の中での最大入札者数を潜
在入札者数とおくことで実用上の解決がのぞめである。

る。Laffont et al.（1995）ではこの潜在的入札者数の問題に対して、潜在的入札者数を未知パ

仮想的政策評価

ラメタとして目的関数に組み込むことで対処し推定された価値関数を用いた政策評価の紹介ている。

は以下の手順により可能である。 􀀽􎜀2 具体的なモデルと仮想的な環境政策の評価法
前節の推定手順を用いて不動産に対する価値関数 􎜀􂈙􀁼

􎜐が推定可能である。指数分布と

とし、

􎜐

􎸒

を変化させる政策の経済評価法とする。ただし、を除いた不動産属性ベ
􎸒 を􎘦クトルとし、 􎸒 を対応する推定された係数ベ
クトル、􎘦 を推定された環境質の係数とする。
数値目標を達成することの便益の推定に際し、対数正規分布を不動産価値の従う分布とする場

例示のため⚒種類の量を考える。⚒種類の量を合の具体的な定式化を議論する。ただし、 は

ここでは条件付き平均支払意思額および条件付

切片と不動産属性からなるベクトルとする。

きメディアン支払意思額とよぶ。平均支払意思額は􎝀􂈒を所与としたときの現状と改善後のの値の違いによる価値 􀎽 の平均の差と定義

指数分布モデル􀁼 􀁾 􂈒􎸒􎝐 とし、 􀀽

􎜀のとき で条件付けした の期待値は􎜐。こする。条件付きメディアン支払意思額は􎜀を所与としたときの現状と改善後の

􎜐

となる。

􎸒

の値の

違いによる価値 の中央値の差と定義する。数値目標を達成することに対する条件付き平均支払意思額と条件付きメディアン支払意思額の定

対数正規分布モデル􀀽􀀫 とし、 を平均零、分散をとする同一な正規分布に従う独立確率変数とする。
このとき で条件付けした

の期待値は

である。

義は表⚒のように計算できる。

3 現実の競売データと政策評価の注意点
3.1 競売データ

指数分布、対数正規分布ともに、実証分析で民事執行法に基づき差し押さえ物件は定期的適用されている。例えば、Li（2005）で指数分に地方裁判所で競売にかけられる。競売にかけ

布モデル、Laffont et al.（1995）で対数正規分られる差し押さえ物件は、土地、農地、戸建て、布モデルが利用されている。分布の仮定の誤り

マンションで、封印入札第一価格競売形式で行は誤った政策評価につながるため注意が必要だ

なわれる。各入札者は他の入札者の入札額を未が、分布の選択には Li（2009）の方法が有効

知として入札を行ない、最高額を入札した入札
不動産競売データの利用による環境評価

19

者が落札し、自らの入札額を地方裁判所に支払表⚓

対数正規分布モデルによる推定結果

う。最低入札価額が各物件に定められており、それ未満の入札は行なえない。また、すべての入札者は価額の20％を返金される手付金として支払う。
競売物件の情報と、過去の競売の結果は各地

注）推定結果は Hoshino and Nakanishi（2016）による。

方裁判所から入手可能である。競売データの分析においては、私的利用が想定される場合と、大気汚染

そうでない場合で、適切な推定方法が異なる。

大気汚染度は不動産価格に影響を与える主要前節で、入札者間で不動産価値が独立であるとな環境質である。実際、さまざまな実証研究か仮定したが、土地や戸建てなど不動産の用途のら大気汚染の改善に対する不動産価値の上昇が自由度が大きい場合には転売目的での入札の可報告されている。例えば、Bayer et al.（2009）

能性が高い。この場合、入札者間で不動産価値

は小粒子状物質（SPM）が不動産価格に負のに相関が生じやすく、仮定が満たされない可能

影響を与えることを示した。SPM はぜんそく性がある。このことから、構造的ヘドニック分などさまざまな疾患の原因となることから、東析の代替として前節の仮定の下で競売データ分

京都都市整備局は SPM の濃度を観測している。

析を行なう場合には、居住用マンションのよう

SPM 濃度の速報値は⚑時間ごとに都市整備局

な、用途が比較的限定された不動産が適切だとのホームページに色で濃度を表した地図として考えられる。マンションに対しては、住所、最更新される。このため、住民や不動産所有者、

低落札価額、落札価額、入札者数、最寄駅への不動産購入予定者は大気の状況を容易に知るこ

徒歩時間、部屋数、構造、専有面積、築年数マとが可能である。Hoshino and Nakanishi(2016)

ンション全体の住居数、当該物件の所在する階

は、東京23区に関して競売データを用いて、各数についての情報が入手可能である。

マンションの最寄観測点の年間 SPM 濃度がマ
ンション価値に負の影響を与えることを示した。

3.2 環境属性

価値関数の推定を通して環境質を評価する際、

洪水リスク

価値関数の過小定式化は推定のバイアスにつな

洪水リスクも不動産価格への影響が指摘されがる。ゆえに、不動産か価値に影響を与える環て い る（例 え ば、Bin et al. 2008、Bin and境質はできるかぎり不動産価値の決定要因としLandry 2013）。また、気象庁によれば年間10て定式化に含むべきである。本節では大気汚染、 以上の台風が日本の周囲300km 以内に接近し洪水による浸水リスク、地震リスク、延焼によている。これらのことから、居住者にとって河る火災リスクに関して各環境質が不動産価値に

川の氾濫による浸水リスクは居住物件の価値を与 え る 影 響 に つ い て 議 論 す る。Hoshino and決 定 す る 要 因 だ と 考 え ら れ る。Hoshino andNakanishi（2016）は東京23区に関して各環境

Nakanishi（2016）は、東京23区に関して競売

質が不動産価値に与える影響を、不動産属性やデータを用いて、100年に⚑回起こると考えら周辺地域の社会人口学的特徴を考慮して検証しれている大雨に伴う堤防の決壊で引き起こされた。対数正規分布モデルで報告された主要な結る洪水によるマンションの浸水高（m）がマン

果は表⚓にまとめた。

ション価値に負の影響を与えることを示した。

20

季刊 住宅土地経済

2018年春季号№108

地震リスク

大気汚染度や浸水リスクとくらべると地震リ

4 結論

スクに焦点を当てた環境評価の報告は少ない。

本稿では顕示選好法による環境評価に関する

しかし、日本はしばしば地震に見舞われ、住民

課題を指摘し、競売データを用いることでこのも長くにわたり地震被害を受けてきたため、地課題を解決できる可能性を示した。構造的ヘド

震リスクは日本における居住地選択の無視できニック法において付け値関数の推定が困難であな い 要 因 で あ る。実 際、Nakagawa et al.

り、準実験法において仮想的な政策評価が困難（2007, 2009）や Naoi et al.（2009）は、日本のである。一方で競売データを利用することで不不動産データを用いて、地震の起こる確率が不動産価値の分布を推定可能であり、推定した分動産価格に統計的に有意な負の効果があること

布を仮想的にシフトさせることで仮想的政策のを報告している。Hoshino and Nakanishi(2016)

環境評価が可能である。さらに、Hoshino andでは、Fujimoto and Midorikawa（2006）で報Nakanishi（2016）の分析結果を踏まえ、実際告された表層地盤増幅率を地震リスクを表す変に日本の不動産競売データを用いて環境評価を数として用い、表層地盤増幅率がマンション価行なう際にさまざまな環境質を考慮する必要が値に統計的に有意に負の影響を与えることを示あることを確認した。環境評価の指標として条した。

件付き平均 / メディアン支払意思額の利用について議論した。これらの量は分布の仮定により延焼による火災リスク

具体的な表現は異なるが、さまざまな分布に適延焼による火災リスクが不動産価格に与える

用可能である。

影響は山火事についていくつか報告されている。

最後に、本稿の方法の問題点について触れて

例えば、Donovan et al.（2007）や Stetler et al.

おく。第一に、本稿では入札者の選好の異質性（2010）が火災リスクの不動産価格への負の影を考慮していない。推定手順は入札者の選好の響を報告している。東京において山火事のリス

異質性を考慮するのが困難である。異質性のあクは小さいが、地震が火災を引き起こすことにる入札者に対する競売の理論はそれ自体が複雑

注意すべきである。実際、阪神淡路大震災ではである。本研究の場合、不動産属性を所与とし地震によって大規模な火災が発生し、火災によたもとで、入札者の同質性、入札者間での不動る 死 者 も 発 生 し て い る。Hoshino and Naka-

産価値の独立性を仮定したことから⚒番目の価nishi（2016）は、延焼による火災リスク（街値の条件付き期待値のようにモーメント条件が区レベルでの空地と不燃建物の占める割合）が簡単なシミュレーションから計算できた。しかマンション価値に統計的に有意に負の影響を与し、入札者の選好の異質性を考慮するには、よえることを示した。

り複雑な仮定や詳細なデータが必要になる。こヘドニック価格関数の推定により、環境質が
不動産価格に与える影響が統計的に有意であるの点に関しては Campo et al.（2003）や Krasnokutskaya（2011）などが詳しい。

こ と は 示 さ れ て き た が、Hoshino and Naka-

第二に、観察される物件が差し押さえ物件に

nishi（2016）は不動産価値に対しても同様で限られることから、サンプルセレクションバイあることを数値的に明らかにした。ゆえに、競アスの懸念がある。また、競売参加者の選好の売物件の価値分布の推定をとおした政策評価の分布が市場全体の居住者の選好の分布と異なる

際には、環境質の影響を考慮すべきである。

可能性にも注意が必要である。
第三に、入札参加の費用が無視できない場合には、入札に参加するか否かの意思決定を推定
不動産競売データの利用による環境評価

21

の際に考慮して推定量を作らなくてはならない。 Heckman, J. J.（2010）ʠBuilding Bridges between
すなわち、まず入札に参加するか否かの意思決定が行なわれ、入札参加を決定した者が入札額を決定することをモデリングしなくては分布が正しく推定できない（Li 2005）。日本においては後に返還される手付金のほかには入札参加費用が設定されていない。しかし、取引費用や調査費用、機会費用は意思決定に影響を与える要素となりうる。これらは、本テーマに関する今後の課題としておく。
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22

季刊 住宅土地経済

2018年春季号№108

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論文

首都圏臨海部における工業等制限法の効果
小谷将之の生産活動に与えた影響を検証する。

はじめに

なお本稿は、工業等制限法の影響を実証的に

日本の人口は2008年をピークに減少局面に入検証した小谷（2017）をもとに、同論文の結果った。まち・ひと・しごと創生法にもとづいての頑健性を確認するための追加的な分析結果を2014年末に閣議決定されたまち・ひと・しごと紹介するものである。また分析の留意点につい創生総合戦略では、「人口減少と地域経済縮小ても追加で考察を加えている。再び東京一極集の克服」の方策として「東京一極集中を是正す

中に関心が高まるなか3)、工業等制限法の経済る」ことが掲げられ、「東京における大学の新的な効果を実証的に検証することを試みる。

1)増設の抑制」を検討するとの記載がなされた 。
人口や経済活動の東京一極集中に対し、特定1 工業等制限法による工場立地規制の場所に特定の施設の立地を規制することは過工業等制限法は、戦後の人口の東京一極集中去にも実施されている。その代表的な例が、によって高まった過大都市問題に対処するため

1959年に制定された、京浜臨海部の工業地帯をに制定された首都圏整備法を母法とし、1959年

含む首都圏中心部での一定規模以上の工場（おに施行された都心部における工場立地を規制す

よび大学）の新増設を規制する「首都圏の既成る法律である。具体的には、首都圏整備法で定市街地における工業等の制限に関する法律(以められる既成市街地内において、作業場面積が2)

下、工業等制限法）」である 。

500㎡以上の工場の新増設を原則禁止した。

工業等制限法は2002年にすでに廃止された法律であり、現在は同法による工場（および大学）の立地規制はない。しかしながら、都心部

図⚑

首都圏整備法による区域区分における施設の立地規制が再び議論されている
なか、過去の事例を事後的に評価することは意義があると考えられる。
本研究では、工業等制限法によって工場立地規制がなされていた地域で、生産活動にどの程度の影響があったのかを、定量的に評価することを試みる。具体的には、規制対象区域を含む
神奈川県横浜市の臨海部を対象とし、1999年の臨海部における部分的な規制解除を自然実験と見たてて、差分の差分法によって規制が製造業
首都圏臨海部における工業等制限法の効果

23

図⚒

業等制限法の規制区域と非規制区域における事

工業等制限法の変遷

業所数および従業員数の全国シェアの推移を表したものである。後述するが、工業等制限法の線引は町丁目レベルである一方、この図は市区町村レベルデータを集計しているため、規制・非規制区域を完全に区別していない。しかし、事業所数、従業員数のどちらについても、規制区域を含む地区においては全国シェアを低下させている一方、非規制区域においては横ばいな
いしはシェアを向上させていることがわかる。
工業等制限法によって規制区域に立地できない工場が、首都圏の非規制区域に立地を選択して出所）国土審議会（2001）第二回首都圏整備分科会資料を
基に作成。

図⚓

いる可能性があると言える。その場合、立地規制の解除によって首都圏臨海部において工場立
地や生産水準に変化が生じると考えられる。

関東⚑都⚓県の製造業のシェア

2 先行研究工場立地が規制されたのは、大量の雇用を生み出す工場が東京への人口集中の要因とされたからだが、長谷川（2000）や増田（2006）は工業等制限法の国内製造業に与えた負の影響について指摘している。しかしながら、同法の影響を統計的に検証している研究は少なく、また2002年に完全に廃止されていることからか、そ
注）首都圏は千葉県、埼玉県、東京都、神奈川県。制限区域は川口市、東京特別区、武蔵野市、三鷹市、横浜市、川崎市。ただし、横浜市瀬谷区、川崎市多摩区・麻生区
は非制限区域に含めた。

の後同法に関する事後的な検証も、筆者の知る限りほとんどなされていない。
工業等制限法に関する数少ない実証分析のひ
とつに各務・福重（2003）がある。同論文は、

図⚑は首都圏整備法による区域区分を示した

関西における工場三法の影響について、制限区ものである。工業等制限法によって、東京都の域と非制限区域における製造業の集積の経済を中心部および神奈川県川崎市・横浜市・埼玉県

推計し、工場等制限法によって工場の新増設が川口市の一部が指定されている既成市街地にお規制されたために、本来享受できるはずの集積

4)

いて工場立地が規制された 。また、法制定時の経済の効果を十分に生かすことができなった、には規制された工場規模が1600㎡であり、制限と結論づけている。

区域も23区と武蔵野市、三鷹市に限定されてい各務・福重（2003）は大阪圏を対象にしていた。その後、規制対象地区が拡大され、工場のるが、東京圏に関しては、工業等制限法の影響基準面積も1972年には500㎡にまで引き下げらを実証分析した研究はこれまであまりなされてれた（図⚒参照）。

こなかった。しかし、長谷川（2000）が指摘す

図⚓は、1979年以降の首都圏⚑都⚓県（東京るように、大規模な工業地帯である京浜臨海部

都・埼玉県・千葉県・神奈川県）における、工を擁する横浜市や川崎市などは、その影響は小24

季刊 住宅土地経済

2018年春季号

№108

著者写真

さくないと思われる。また、先行研究では、規制期間のデータを使用して分析されているが、規制解除後のデータを含んだパネルデータを作成することにより、政策そのものの効果を計測することが可能になると考えられる。
工業等制限法のような土地利用規制の効果を実証的に分析する場合に課題となるのが、規制

こたに・まさゆき
1981年神奈川県生まれ。明治学
院大学国際学部卒。経済学修士（日本大学）。現在、日本大学大学院博士後期課程在籍。論文：「工業等制限法による工場立地規制に関する実証研究――工業
統計パネルデータを用いた横浜
市臨海部における事例」『計画行政』（2017年）対象の割当てがランダムになされないことによる 内 生 性 で あ る。Quigley and Rosenthal

図⚔1999年の規制解除地区（2005）は土地利用規制にかかる内生性の問題を指摘し、その後の研究によりこの問題の解決が試みられてきた。例えば、Kok, Monkkonen,
and Quigley（2014）は規制対象の基準値を明確に観測できない代わりに、不動産価格に影響を与えると考えうる要因（地理条件や人口統計
要因、仕事へのアクセシビリティなど）を可能な限り考慮したうえで規制の有無に OLS 回帰
させる分析を行なっているほか、操作変数法を
用 い た 研 究 も あ る（例 え ば Lynch, Gray and
Geoghegan 2007や Zhou, Mcmillen, and McDonald 2008など）。

3 推定モデル

出所）国土数値情報「三大都市圏計画区域 第2.1版」首都圏データおよび国勢調査境界データをもとに筆者作成。

という観点から、本研究では既成市街地に含まれる横浜市臨海部⚕区に分析対象をしぼり5)、

本研究では、線引き規制の割当てから生じる

1999年に一部区域が先行的に規制解除された事

内生性を考慮したうえで、工業等制限法による実を自然実験と見立て、規制解除された区域と規制が工場立地を抑制してきた効果を定量的に規制が継続された区域を、それぞれ処置群と対把握する方法として、パネルデータ化した町丁

照群に設定した。

目レベルの工業統計を用いた差分の差分による推定（DID 推定）を行なった。

ここで問題となるのが、1999年における臨海部の規制解除は、解除の線引が境界をまたぐ町

DID 推定による政策効果の識別の鍵となる

丁目とすべて解除された町丁目が存在する点6)

前提は、政策介入のあるグループ（処置群）とである。この問題に対処するために、境界をま

政策介入のないグループ（対照群）のトレンド

たぐ町丁目と全域が解除された町丁目をダミーが「政策介入の有無以外は（平均的には）同変数で区別した（図⚔参照）。

じ」ことにある。具体的な推定方法の説明は小谷（2017）に譲るが、工業等制限法の場合、工以上を踏まえて、以下の線形回帰モデルを推定する。

場立地規制がかけられた区域（既成市街地）は􀀽 􀀫

首都圏のなかでも京浜工業地帯を含む都心部の

ここで、

􀀫

􀀫

􀀫

􀀫

は生産活動を表すアウトカム変中心であり、規制のなかった区域より工場立地数であり、本研究では事業所数を町丁目ごとのの誘因が高い可能性がある。

面積で除した事業所密度および⚑事業所当たり

処置群と対照群の属性をできるかぎり揃える

製造出荷額の対数について推定する。また、
首都圏臨海部における工業等制限法の効果

25

表⚑

記述統計量

は政策介入後に1を取る時間ダミー変数、

都市圏計画区域第2.1版」の地理情報データおが域内すべて規制解除された町丁目を表す政策

よび国勢調査の境界データを GIS で統合し、介入ダミー変数、

町丁目別の既成市街地の該当の有無を確認した。

は域内のうち一部規制解除された町丁目を表す政策介入ダミー変数であまた1999年の規制解除の該当の有無は、工業等る。

制限法施行令の別表第二によって確認した。

全域規制解除されている区域における政策介
入ダミーである以上の要領で作成した1995年～2010年までのと時間ダミーの交差項の係

町丁目パネルデータの記述統計量は表⚑のとお数である が、本研究で関心のあるパラメータりである。比較するグループごとに確認するたである。なお、 は観測できない町丁目ごとのめに、解除の区域ごとに集計した。標本サイズ属性である個別効果の平均値となる。さらに、は2911であるが、製造出荷額等についてはデー

インフラなどの町丁目レベルより広域的な差異

タが秘匿されている要素がふくまれているため、が時間によって変化することで生産活動に影響それらを除外した場合の標本サイズをカッコ内を与える可能性を考慮し、時点を考慮した区ごに併記している。

とダミー

を入れる。

推定では規制継続地区に属するグループを基準とする。関心ある処置群である全域解除地区

4 使用データ

における事業所密度の平均は31.7である一方、本研究では横浜市の工業統計について「横浜規制継続地区のそれは26.5と、極端に大きな開市統計ポータルサイト」より町丁目データを入きはないように思われる。しかしながら事業所

手した。また2001年以前のデータについては

当たりの製造出荷額等については全域解除地区「横浜市統計書」よりデータを作成した。分析が67億9603万円であるのに対し、規制継続地区

期間中に住居表示等により境界が変更になったのそれは⚔億8689万円と、約14倍の開きがある。

場合は、より広域な区画に一致するように町丁

すなわち横浜市臨海部⚕区においてはいずれも目を統合した。また、期間中に⚑事業所も存在

工場立地はあるものの、規制解除された町丁目しなかった町丁目は除外した。

は比較的大規模な工場が集まったエリアと考え

また、工業等制限法の規制区域については、られる。この違いは町丁目の解除地区への割当

国土数値情報ダウンロードサービスより「三大てに影響を与えている可能性があり、推定結果

26

季刊 住宅土地経済

2018年春季号

№108

図⚕

数および製造出荷額等は、平均的にはプラスの臨海部⚕区の事業所密度の推移

差が観測されている。この地域で実現しうる生
産活動が、規制によって抑制されていた可能性はある。とくに事業所立地は、その差が年々拡
大し、2007年をピークにその拡大傾向は止まっている。このことは、2002年に法律自体が廃止となり、両グループにおける工業等制限法による立地条件の差が消滅したためと考えられる。
しかしながら、いずれも統計的な有意差は観測されておらず、臨海部⚕区内での工場立地規出所）工業統計調査より筆者作成。

制が有効であったかどうか、この結果だけではの解釈において留意する必要がある。

断言できない。

DID 推定において、推定値が因果効果としての意味をもつためには、政策介入の効果を除いた場合の処置群と対照群のトレンドがほぼ等⑵解除前後の⚔年間をプールした⚒期間比較⚕区のケース

しいことが前提であった。この前提の妥当性を続いて、規制解除前の⚔年間（1995年～1998

確認するために、臨海部⚕区の規制（全部＋一

年）をプールしたサンプルと規制解除の2000年

部）解除地区と継続地区の事業所密度の推移を

以降の⚔年間をプールしたサンプルの比較を行示したのが図⚕である。

ない、中期的にトレンドの差が出ているかを確

臨海部の規制が一部解除されたのが1999年で認する。

あり、どちらもトレンドとしては近い動きを示

表⚓からは、解除前の⚔年間と比較して、解している。その後、規制解除地区が横ばいとな

除後に規制解除地区における事業所立地およびっている一方、継続地区は急な右肩下がりで事

製造出荷額等ともに、統計的にも有意な差が観

業所数が減少している。また2002年に法律が完測されている。とくに事業所立地に関しては解全廃止になっているが、2006年頃から両グルー

除後⚓年までで⚑㎢当たり約3.3事業所の差がプのトレンドが近い動きを示している。このこ生じている。すなわち中期的には両グループ間とから、両グループとも工場立地について近いのトレンドに違いが生じていると考えられる。

属性をもつと推察される。また、臨海部⚕区のまた、両者の差の拡大傾向が2004～2007年以降

事業所数の推移を区ごとに表すと、金沢区が他に止まっていることも、先述の1998年との⚒期の⚔区と異なる推移を示していることがわかる

間比較の際に確認された傾向と同様である。

（図⚖）。推定の頑健性を検証するために、臨海部のうち金沢区を除いた⚔区による推定も併せて行ない、推定結果への影響を確認する。

臨海部⚕区のうち、処置群と対照群のトレン
ドが他の⚔区と異なる金沢区を除いて推定を行5 推定結果⑴1998年を基準とした⚒年比較⑶金沢区を除く⚔区のみの推定なった結果が表⚔および表⚕である。1998年と⚕区のケースの⚒期間比較の場合、2000年時点で平均的に⚑最初に1998年を基準とし、規制解除以降の各㎢当たり2.541事業所のトレンド差が生じてお年との⚒期間で推定を行なった結果が表⚒であり、この差は金沢区を含めた⚕区の場合と比較る。

して大きな値となっている。ただし統計的に有規制が解除された翌年の2000年以降、事業所

意な差となるのは2003年以降である。
首都圏臨海部における工業等制限法の効果

27

図⚖

臨海部⚕区別平均事業所数の推移

出所）工業統計調査より筆者作成。

表⚒

推定結果①

注）主要な変数以外の結果は省略した。***p<0.01, **p<0.05, *p<0.1、カッコ内は t 値。

生産活動の規模を示す⚑事業所当たり製造出

なぜ金沢区では規制の解除が工場立地の増加

荷額等については規制解除地区にプラスの値がに有効でなかったのかについては議論の余地が拡大傾向にあるものの、統計的にゼロと違うとあり、さらなる検証が必要である。ただし、金までは言い切れない。一方、規制解除前後の⚔沢区は小規模の自動車関連事業所が比較的多く年間をプールした中期的なトレンドからは、と集まる地域であることが報告されている（藤原くに事業所数において明確な差が生じている。

2007）。特定の業種や規模の事業者が集中してその値は⚕区と比較しても大きいものであり、いることで、規制が与える影響が異なっている

金沢区以外の⚔区において規制の効果が強く働可能性が考えられる。

いていた可能性がある。
28

季刊 住宅土地経済

2018年春季号

№108

表⚓

推定結果②

注）主要な変数以外の結果は省略した。***p<0.01, **p<0.05, *p<0.1、カッコ内は t 値。

表⚔

推定結果③

注）主要な変数以外の結果は省略した。***p<0.01, **p<0.05, *p<0.1、カッコ内は t 値。

6 考察と課題

量的に把握することを試みた。分析においては、DID 推定を行なったが、処置群と対照群の条本研究では、戦後の都心部における工場立地件を揃えるため、横浜市の町丁目レベルの工業を規制してきた工業等制限法に焦点をあて、規統計データを用いて、1999年の臨海部の部分的制が生産活動をどの程度抑制してきたのかを定な規制解除を自然実験と見立てて、市内臨海部
首都圏臨海部における工業等制限法の効果

29

表⚕

推定結果④

注）主要な変数以外の結果は省略した。***p<0.01, **p<0.05, *p<0.1、カッコ内は t 値。

⚕区における規制解除前後の差を比較した。

意思決定があるはずであり、割当てが完全にラ推定の結果、平均的には規制解除後に工場立

ンダムとは考えにくい。データの制約もあり、地にプラスの効果が観測された。とくに⚔年単本研究では内生性を完全に克服したとは言いき

位で比較した場合の差は統計的にも有意となっれない。

ており、工業等制限法による工場立地規制が、

また、臨海部⚕区のうち、金沢区を除くと規横浜市臨海部の工場立地を有意に抑制してきた制の効果は大きく検出された。言い換えると金ことが確認された。すなわち、その土地をもっ沢区では工業等制限法の廃止による影響は小さとも高く評価する経済主体が利用することが効くなっていると考えられる。このような違いが率的な土地利用であるとすれば、工業等制限法生じる背景を詳細に検討できなかったが、金沢は効率的な土地利用を妨げていた可能性が高い。 区が自動車関連の小規模工場が比較的集積してとくに首都圏臨海部は、京浜工業地帯という大いるために、大規模工場を対象とした立地規制

規模な工業地帯が形成されていた地域である。

である工業等制限法の解除前後で変化が生じな

戦後の急激な人口流入の抑制という政策目的がかった可能性はある。ただし、工業等制限法があったとはいえ、工場立地規制を工業地帯にまあったために規制のかからない小規模工場が増で適用することは、土地の最有効利用という観加したとも考えられるため、規制の影響の波及

点からは望ましい政策だったとは言いがたい。

経路についてはさらなる検証が必要である。

ただし本研究における推定上の課題も残る。

最後に、本研究は生産面だけに焦点をあてた本研究では処置群と対照群の条件を揃えるべく研究であり、また分析対象とした地域も横浜市

分析対象を横浜市の臨海部⚕区に限定した。しに限定している。政策効果を計測するには消費かし線引による規制である以上、規制の割当て

行動や他の産業や地域への影響を考慮する必要

は規制主体（中央政府あるいは自治体）によるがあろう。さらに多面的な実証分析を重ねるこ30

季刊 住宅土地経済

2018年春季号№108

とで工場立地規制の政策評価はより含意の多いものになる。以上が今後の課題である。
謝辞 住宅経済研究会における発表に対して、金本良嗣先生、西村清彦先生、瀬古美喜先生、浅田義久先生、
中川雅之先生、倉橋透先生、行武憲史先生、直井道生
先生などから貴重なコメントをいただきました。ここに感謝します。
注⚑）2017年⚙月29日に文部科学省は東京23区内の私立大学と短大の定員増加を、一部の例外を除いて認めないことを正式に告示した（『日本経済新聞』電子版、
平成29年⚙月29日）⚒）工業等制限法が首都圏を対象としているのに対し、近畿圏における工場および大学の立地を制限した「近畿圏の既成都市区域における工場等の制限に関する法律」もある。後者は首都圏の工業等制限法と区別して工『場』等制限法と呼称されることが多い。
近畿圏の製造業の衰退の原因も工場等制限法が指摘されている（例えば、増田 2006）が、本稿では首都圏の工業等制限法のみを扱う。
⚓）例えば2017年12月⚘日に実施された内閣府「地方大学の振興及び若者雇用等に関する有識者会議」第14回会議で提出された最終報告案には、大学の立地に関連して工業等制限法への言及がなされている。
⚔）一方、首都圏整備法に基づいて併せて制定された「首都圏の近郊整備地帯及び都市開発区域の整備に関する法律」によって、既成市街地に隣接する近郊整備地帯、および群馬県前橋市や栃木県宇都宮市、茨城県水戸市などを含む都市開発区域への立地に対する優遇政策が展開された。
⚕）なお、本稿では分析対象として横浜市に焦点をあてているが、その根拠は、横浜市は東京都23区に比べて工業等制限法の影響を受ける大規模工場のシェアが高く、また川崎市と比べると事業所数自体が多いので、サンプルサイズが大きくなるという推定上の都合によるものである。
⚖）1999年の臨海部における規制解除地区は「首都圏の既成市街地における工業等の制限に関する法律施行令」別表第二から確認できる。

Quigley, J. M., and L. A. Rosenthal（2005）ʠThe Effectsof Land Use Regulation on the Price of Housing: What
Do We Know? What Can We Learn? The Effects ofLand Use Regulation on the Price of Housing: What
Do We Know? What Can We Learn?ʡA Journal of
Policy Development and Research, Vol. 8 (1), pp. 69137.
Zhou, J., D. P. Mcmillen, and J. F. McDonald（2008）
ʠLand Values and the 1957 Comprehensive Amendment to the Chicago Zoning Ordinance,ʡUrban
Studies, Vol.45, pp.1647-1661
各務和彦・福重元嗣（2003）「関西における集積の経済と工場三法」『地域学研究』34巻3号、251～260頁。
小谷将之（2017）「工業等制限法による工場立地規制に関する実証研究――工業統計パネルデータを用いた
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長谷川政男（2000）「京浜臨海部の再編整備と工業制限諸制度の見直し」『横浜市調査季報』142号、33～36頁。
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増田悦佐（2006）「『均衡ある発展』が歪めた日本経済――ポスト高度成長期の地域経済の盛衰」八田達夫
編『シリーズ現代経済研究24 都心回帰の経済学』日
本経済新聞社、41～84頁。

参考文献
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Economics, Vol. 81, pp.136-148.
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首都圏臨海部における工業等制限法の効果31海外論文紹介

空疎な住区 空き家構成概念を用いた管理不全空き家変容確率の予測

Morckel, V. C.（013）“Empty Neighborhoods: Using Constructs to Predict the Probability of Housing
Abandonment,” Housing Policy Debate, Vol.23, No.3, pp.469-496.

ータベースにおける ”vacant” という項目を用い、はじめにヤングスタウン市ではマホニングヴァレー共同組織

わが国では少子高齢化、人口減少を機に空き家の問題が顕在化している。空き家は健全な不動産市場（Mahoning Valley Organizing Collaborative）の空
き家・空き地調査からデータ収集を行なった。

の循環のために必要であるが、管理がなされない空

本論文は、恒常的空き家発生の主な原因は人口減

き家は次第に退廃し、外部不経済性、すなわち空き

少であると述べており、米国の人口減少都市では管家の存在が周辺環境に負の影響を与えるようになる。 理不全空き家の割合が高くなる傾向にあると報告さMorckel 論文（以下、本論文）は、このような状態れている（Cohen 2001）。都市が人口減少に陥るマに陥ってしまった空き家を管理不全空き家（hous-

クロな要因は自然災害、脱工業化、郊外化、広域的

ing abandonment）と定義して、オハイオ州におけ

地域再編、低出生率、グローバル化等さまざまである先駆的な分析結果を示している。

る。地域住民はこのような要因について対処するこ

本論文では地域住民が管理不全空き家について予期し、予防的アプローチが可能であるという仮定のとは難しいが、住宅性能等のミクロな要因について対策することは可能である。

もと、管理不全空き家を予測するための潜在的な構

理論モデル

成概念（construct）に基づいて分析を行なってい本論文は、どのような変数がモデルに含まれるべる。これまでに管理不全空き家の構成概念は明確にきかを検討し、既往研究から⚔つの構成概念、すな

定義されていないため、その定義を明確にすること

わち住宅市場条件（housing market conditions）、

から始めており、その後に得られた構成概念を用い

建 物 管 理 放 棄（physical neglect）、社 会 経 済 条 件て管理不全空き家の発生確率を回帰している。

（socioeconomic conditions）、経済的放棄（financial

対象としたオハイオ州の諸都市は人口減少に直面

neglect）を仮定した。注意すべき点として、所有しており、大都市⚘市では回収不可能な固定資産税

者の意思決定プロセスが挙げられており、本論文でが4900万ドル以上と見積もられている。コロンブス

は固定資産税滞納等を意思決定の代理変数として含市とヤングスタウン市はそれぞれ6100件、3200件のめている。

管理不全空き家が存在している。コロンブス市は全

住宅市場条件域で人口減少はしていないものの、1950年以前に形住宅需要の減少は管理不全を招くとされており成された住区（neighborhood）は人口減少に晒さ（Aalbers 2006）、住宅市場条件は住区ごとの住宅需れており、分析対象として相応しい。

要を捉えた要因を含む。住宅市場条件は固定資産価

利用データと構成概念の理論モデル

値、65歳以上居住者割合、前年に住宅市場に滞留している住宅割合、人口変化である。固定資産価値のデータ

下落は住区衰退の目印であり、管理不全空き家を予既往研究では米国国勢調査局のデータがしばしば期するシグナルとなる。65歳以上居住者割合は住宅用いられるが、上記データは売却用途や建設中の建市場の需要の有無を示唆し、管理不全空き家の発生

物を空き家と見なすため、本論文は対象市で独自に予測に役立つ。前年に住宅市場に滞留している住宅

データを収集した。コロンブス市では市の空き家デ

割合は住宅購入者にとって該当住区が魅力的でない

32

季刊 住宅土地経済

2018年春季号№108

ことを示唆する。人口変化、特に人口減少は供給に最低限の経済的責任に応えられなくなった際に発生対して需要が相対的に減少することを示し、管理不する（Hillier et al. 2003）。経済的放棄に関して、前全空き家を増大させると考えられる。

年に固定資産税滞納した住宅割合と前年に強制収用

建物管理放棄された住宅割合を指標としている。固定資産税の滞建物管理放棄は、所有者が建物内装や外装の維持納は最低限の経済的責任を果たせていないことを意を行なわなくなった際に生じ、所有者が遠くに居住味し、空き家の管理不全傾向を強めると仮定できる。

している場合や管理する手段を持たない場合が考え

また、強制収用された住宅も管理不全空き家と関連られる（Hillier et al. 2003）。建物管理放棄は放火割があるとされ、空き家や管理不全空き家の拡大を引合、建物解体割合、低水準な維持管理の建物割合、

き起こすとされている。

1945年以前に建築された建物割合の⚔つを指標とし以上より、都市ダミーと住区レベルでの管理不全ている。放火によって焼失した建物は管理不全傾向

傾向を合わせ、放火割合を外した16変数を分析対象が高く、新規居住者を見つけるのが難しい住区ではとする。本論文で用いられた変数は表⚑の項目にま建て直すのも躊躇される。また、建物解体割合が高とめられている。

い住区ではそもそも品質の低い空き家が蔓延っているため、管理不全空き家も多くなると仮定している。

方法

建物条例違反をするような低水準の維持管理を行な

因子分析

う建物は建物管理放棄を示唆し、管理不全空き家に住区レベルでの管理不全空き家予測因子間の関係

つながるとしている。さらに、建築年は建物の経年を調べるため、探索的因子分析が行なわれた。探索

劣化と相関があり、古い建物ほど維持管理に費用が的因子分析は変数に潜む共通因子を顕在化させるこかかるため、1945年以前に建築された建物割合は管とによって変数間の関係を理解する分析で、本論文

理不全空き家の増大を示唆するとしている。

の⚔つの構成概念が存在するかどうかを確かめるこ

社会経済条件とができる。

社会経済条件の悪い住区は概して治安の悪化や低探索的因子分析を行なうにあたり、多重共線性とい教育水準等の理由から魅力的ではないとされてい適切なサンプルサイズを設定することが必要となる。

る（Kromer 2010）。ここでは、学歴、失業割合、共線性がないことついては散布図によって確認して人種構成、貧困割合を加味して変数を設定する。学

おり、適切なサンプルサイズは⚑変数ごとに⚒から士以上の学位のない25歳以上居住者割合と高卒以上20と推奨されているため、16の変数で462の住区をでない25歳以上居住者割合が学歴に関する変数で、分析対象とする本論文はおおむね適切であるとしてどちらも居住者の潜在的な収入決定要因であり、空いる。

き家の管理不全傾向と関係があると仮定している。

階層線形モデル

失業割合はマクロな要因であるが、失業者が求職の続いて、構成概念が管理不全空き家の変容確率をために住区外に転居する場合、住区に空き家が発生予期するのか、どの構成概念が最も強い影響を与えし、管理不全空き家につながるとしている。人種構るのかを調べるため、階層線形モデルが用いられた。

成は住区特性の変化における主要な要因であり、特本論文は所与の住区について住宅が管理不全に陥るに黒人居住者の割合が高い住区では、管理不全空き

確率について予期するため、目的変数は住宅レベル

家が増大する傾向にあるとされている。最後に、貧で説明変数は住区レベルである。このように階層性

困層の居住者は住宅の維持管理や固定資産税の納税があり、目的変数が二値データであるため、ロジス等をできないため、管理不全空き家の増加につながティック階層線形モデルを採用した。当該モデルはると考えられる。

以下のような式で表される。

経済的放棄

経済的放棄は、所有者が住宅投資に失敗、または住宅レベル： 􀀽􎜁 􂈒 􎜑􀀽
海外論文紹介33

住区レベル： 􀀽
ここで

􀀫

􀀫

􀀫

􀀫􂋯

表⚑

軸回転後因子負荷量

は住宅 、住区 における管理不全オッズを表し、は住区 全体での管理不全オッズを表す。

は空き家の管理不全変容確率、は住区 における予測因子である。モデル適合度は対数尤度を用い、すべてのマルチレベル回帰分析にはベルヌーイ分布を仮定した最尤法が用いられている。
さらに、本論文は結果の一般化に興味があるとして、構成概念のコロンブス市とヤングスタウン市への影響差があるかを確認している。具体的には、それぞれの構成概念について都市ダミーを乗じて交互作用項が有意であるかを確認することで、有意である項について構成概念の影響差があるとしている。

結果
因子分析結果分析に際し、oblimin 法による斜交回転を行ない、固有値⚑以上の⚔つの因子を取り出した（表⚑）。
最初の因子は全体の30.79% を説明し、建物管理放棄や所有者が住宅の維持管理をできないことを示す。
⚒番目の因子は全体の10.33% を説明し、主に住宅高級化（gentrification）との関連を表している。⚓
番目の因子は全体の8.32% を説明し、住宅市場条件に対応しているようである。⚔番目の因子は全体

注）因子負荷量0.4以下は省略。

の6.15% を説明し、社会経済条件を捉えている。

比1.07であり、その影響が大きいとは言えない。

続いて、本論文は生成された⚔つの構成概念を階層
線形モデルに投入している。

構成概念の一般性

続いて、⚒都市間での差異に注目するため、都市回帰結果

ダミーに各構成概念を乗じた交互作用項が投入され

上記⚔つの構成概念と都市ダミー、住区レベルでたモデルが作成された。すなわち、表⚒のモデルにの管理放棄を住区レベル変数として回帰したところ、 加え、社会経済条件を除く⚓つの構成概念と住区レ
社会経済条件を除き有意となった。そこで、社会経

ベル管理放棄にそれぞれ都市ダミーを掛けた⚔つの済条件を除いたモデルを作成して前者のモデルとカ交互作用項がすべて投入された。このモデルにより、

イ二乗検定で比較、検定したところ、後者のモデル

高級住宅化、住区レベル管理放棄の交互作用項は有が採択された。表⚒によれば、都市ダミーはコロン

意でないために都市差がなく、住宅市場条件や建物

ブス市を⚑としており、係数が負値（－1.68）であ

管理放棄は有意であるために都市によって影響差がるため、ヤングスタウン市で管理不全空き家発生確あることが明らかになった。その後、有意でない交率が高いと示唆される。各変数の影響の度合いを表

互作用項を除いたモデルを作成し、前者のモデルとす オッ ズ 比 を み る と、都 市 差 は 影 響 が 大 き く

カイ二乗検定で比較して、後者のモデルが採択され（0.186）、構成概念について住宅市場条件（2.46）、

た。

高級住宅化（1.86）、建物管理放棄（1.31）の順に

住宅市場条件と建物管理放棄の交互作用項係数は影響が大きい。一方、住区レベル管理放棄はオッズ

それぞれ0.56と0.62で有意に正値であり、コロンブ

34

季刊 住宅土地経済

2018年春季号

№108

表⚒

推定モデル

表⚓

交互作用項投入モデル

注）パラメータ数＝7。**p<.001
注）パラメータ数＝9

ス市が上記の構成概念の影響を受けやすいことが示唆される（表⚓）。ただし、都市ダミーの影響が大が見られたが、影響度合いの違いであり、影響の正

きいため、構成概念がいずれの値をとっても、ヤン負の差異は見られなかった。この結果から、オハイ

グスタウン市の空き家管理不全確率がコロンブス市

オ州の他都市や人口減少に直面する住区において本よりも高い。

論文の構成概念が類似する影響を与えるのではない

おわりに
本論文は以下の⚓つの研究目的があり、結果と対応させて説明する。
第⚑は、多くの管理不全空き家と相関する変数をかと考えられる。
本論文は構成概念の解釈の仕方、モデルで因果でなく相関を推定している点等の課題はあるが、政策に利用しやすい形で管理不全空き家の概念化を行なったことは重要な成果である。

構成概念として集約できるか否かである。明らかになった構成概念は当初仮定していたものと少々異なるが、住宅市場条件、高級住宅化、建物管理放棄、
社会経済条件という⚔つの構成概念に集約された。
このことは管理不全空き家に関する政策において、少数の要因に特化して考えられる点で有用であり、定義の共有されていない管理不全空き家について、各構成概念を考察することでより良い定義を示すことができる。
第⚒は、明らかになった構成概念は空き家の管理不全変容確率の予期に資するのか、そしてどの構成概念の影響が大きいのかということである。住宅市
場条件は最も強い影響を与え、住宅高級化は予想されなかった構成概念ながら影響を与え、建物管理放
棄はわずかな影響を与えることが明らかになった。
第⚓は、構成概念の影響は⚒都市間で一般化でき参考文献
Aalbers, M. B.（2006）“‘When the Banks Withdraw,
Slum Landlords Take Over’；The Structuration of
Neighbourhood Decline through Redlining, Drug
Dealing, Speculation and Immigrant Exploitation,”
Urban Studies, Vol.43, pp.1061-1086.
Cohen, J. R.（2001）“Abandoned Housing: Exploring
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Hillier, A. E., D. P. Culhane, T. E. Smith, and C. D. Tomlin（2003）“Predicting Housing Abandonment with thePhiladelphia Neighborhood Information System,”Journal of Urban Affairs, Vol. 25(1), pp.91-105.
Kromer, J.（2010）Fixing Broken Cities: The Implementation of Urban Development Strategies, New
York, NY: Routledge.

馬場弘樹

東京大学大学院工学系研究科博士課程

るかどうかである。都市差について、ヤングスタウ
ン市のほうが管理不全空き家の傾向が強いものの、
住宅高級化や住区レベル管理放棄に関して都市差がなかった。また、市場条件や建物管理放棄で都市差

海外論文紹介35

センターだより◉調査研究成果のご案内「東日本大震災前後における建物倒
壊危険度が住宅市場に与えた影響の検証」
ホー ム ペー ジ 掲 載：http: //www.
hrf. or. jp/webreport/pdf-report/
pdf/higashinihon.pdf

は、さまざまな先行研究がある。

という傾向が明らかになった。こ

本研究では、震災前後における不の結果から、震災以前、人々は震動産市場の変化を捉えることで、災リスクを過大に評価していた可

東日本大震災によって、人々がど能性がある。つまり、震災以前にのように震災リスクに対する評価

おいて、人々はハザードマップ等を変化させたのかを定量的に検証の予測をもとに震災リスクを評価する。具体的には、ヘドニックア

していたが、実際に震災が起こっプローチを用いて、震災リスク指たことで、危険な地域では思って甚大な被害をもたらした東日本

標が不動産価格に与える影響を震いたよりも被害が小さかったため、大震災は、直接的な被害を受けた

災前後で比較する。さらに、持家

震災リスクに対する評価を下方に地域に限らず、非被災地域におい住宅市場と賃貸住宅市場を分けて修正した可能性がある。その結果、ても大きな影響を与えた。被災状分析することで、それぞれの住宅

危険な地域では不動産価格が上昇

況に関する連日の報道や、都市機市場において震災リスク評価の変したと考えられる。このように、能の麻痺など、震災によるリスク化に違いがあったか検証する。物

直観的には、震災によって人々のが顕在化されたことで、人々の震件データとしては、アットホーム

震災に対する意識は敏感になり、災リスクに対する評価は、大きく株式会社において登録された震災

危険な地域ではその震災リスクか変化したと考えられる。こうした前の2010年⚙月における物件デー

ら価格が下がると考えられるが、リスクに対する評価の変化は、

タと、震災後の2011年⚙月のデー

実態としては危険な地域ほど価格

人々の居住行動の変化を通じて、タの賃貸、中古マンションそれぞが上がるということが明らかにな

不動産市場にも大きな影響を与えれのデータを用いている。

った。

る可能性がある。

分析の結果、震災後には安全な本研究が、都市防災対策に関し

自然災害リスクやリスク情報が地域ほど家賃、取引価格は下落して、一つの知見を与えられたのな

不動産価格に与える影響についてており、危険な地域ほど上昇する

ら幸いである。

編集後記
今年の大学入試センター試験の地

一方で、この問題は思考力を試す

理Ｂのある問題が適切だったか議論問題であるという声もある。アニメ

編集委員
委員長
山崎福寿
委員
瀬下博之
隅田和人
宅間文夫

になった。

タイトルに含まれる「バイキング」

季刊 住宅土地経済

ノルウェーまたはフィンランドをはノルウェーに関係が深く、消去法

舞台とした二つのアニメとして、でフィンランドを選択できるという「ムーミン」と「小さなバイキングものだ。地理の問題はさておき、限

ビッケ」を挿絵とともに示し、フィられた情報から正解にたどり着く能ンランドに関するアニメを選ばせる

力は常に問われるのかもしれない。

ことを出題内容に含み、「ムーミン」

ムーミン谷がどこかは決着していを選ぶのが正解とされているのだが、ない。⚒月に来日したフィンランド

地理で問われる知識なのか、作者はのティモ・ソイニ外相は、記者クラフィンランド人だが作者自身も物語

ブでの会見時、ムーミン谷はどこにの舞台は明かしていないなど批判があるかの質問に、胸に手を当てて出た。

「心の中に」と答えている。 (T･N)

2018年春季号（第108号）
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季刊 住宅土地経済

2018年春季号№108