［巻頭言］

省エネを定着させる住宅支援を
畑中 誠

東京建物株式会社代表取締役社長

東日本大震災による原発事故は、日本のエネルギー政策を根本から再考させ、国民全体にも意識の変化をもたらした。節電意識の高まりとともに自然エネルギーへの関心が深まり、住宅においても LED 照明や太陽光発電設備などが普及しはじめた。
震災以降も住宅購入意欲の底堅さに変わりはないが、住宅選定のポイントに大きく変化した点がある。耐震性能や地盤状況、災害に対する備えなど、
安全・安心への関心と省エネに対する意識とがいっそう高まったことだ。
マンションや戸建などの住宅は、震災時には生命や財産を守るシェルターの役割も果たさなければならない。われわれディベロッパーは堅固で耐久性が高く大震災にも耐えられる住宅供給が大きな使命であると認識し、供給を続けてきた。
これからは、さらなる住宅の安全・安心に加え、省エネへのさまざまな配慮が必要とされる。住宅においては、複層ガラス（二重サッシ）などの断熱性能、節電型家電や節水機器などの省エネ仕様設備以外にも、自然通風を促す間取り・建物や家族が一緒にいる時間が多くなるような室内空間の創造など、居住者が省エネを苦痛に思わない仕掛け造りが必要だ。
居住者が年間を通して継続的に省エネに取り組むことは、CO2削減に寄与することにもなり、結果、地球温暖化対策にも繋がる。したがって、個々のライフスタイルに応じたさまざまな省エネ対策にも対応できるよう、住宅版
エコポイント制度やフラット 35S 金利優遇拡大措置などの継続実施のほか、省エネに貢献する造作設置や設備更新などいわゆるリフォームに対して、行政からの補助金・低利融資が積極的に行なわれることが、住宅の省エネ定着には必要である。
目次●2011年秋季号 No.82［巻頭言］省エネを定着させる住宅支援を

畑中 誠

1

［特別論文］不動産取引価格情報提供制度

山野目章夫

2

［論文］住宅価格ヘドニックモデルにおける時間効果、年齢効果および世代効

果の分離 唐渡広志・モヴシュク-オレクサンダー・清水千弘［論文］戸建て住宅地における形状からみた典型敷地の推定手法

12

浅見泰司・丹羽由佳理

21［論文］欧米の金融規制改革が本邦不動産市場等に与える影響

小林正宏

28

［海外論文紹介］空間分位点ヘドニックモデルを用いた農業地価の分析

村上大輔
エディトリアルノート
センターだより

40

10
編集後記

40

36

特別論文

不動産取引価格情報提供制度

その導入論議を顧みる

山野目章夫
ある政策を実現しようとするとき、それをめ

いま、不動産が実際に取引される際の当事者

ぐって賛否があり、利害も錯綜するとき、たしが授受した代金の額を政府が広汎に調べ、そのかに反対意見の説得を省いて政策の採択を強行調べた成果を公衆に情報として提供しよう、とするということが可能である局面も、ないではいう政策の採用が問題提起されたとしよう。

ない。たとえば、増税の適否を争点にして総選

これには、反対意見が出る。あるいは、賛成

挙をし、増税賛成の党派が一議席でも反対派を意見もあるが、そのニュアンスも同じではない。

上回るならば、増税反対論への説得を略して、

また、賛成か反対か、よくわからない議論もみ

増税策の採択を達することができる。

られる。たとえば、こうである。

しかし、私たちが向き合っている政策課題は、
ふつう、それのために総選挙をして欲しい、とＡいうような社会的なコストを要請する環境に恵のでは、不動産流通の業がしにくくなり、反まれることはない。もっと地味で、しかし社会対である。

生活において重要なイシューについて政策を実Ｂ現するためには、反対意見との対話に相当のエない場合に比べ投資家からみて市場が透明にネルギーを用いなければならないし、それもたなり、不動産投資が促進される。

だ一所懸命にするという気概だけではダメで、Ｃ

説得の技術を要する。それは、公共性を実現す事情が影響する変則的なものもあり、それをる技術であるといってもよい。そう、「近代以

開示することは、取引関係者に誤解を生じさ降の統治は、宗教にかわって政治のはたらきをせ、市場を混乱させる。

統合力の主軸に据えて進められるようになった。

Ｄ

共同的な信念にもとづく自然的な一体性・同質るイメージをもっており、マイホームを買う

性ではなく、複数の異なる（しばしば対立の火際などに、その不透明感が不安や悩みをもた種となる）共同性のあいだに人工的な関係をうらしている。

ちたてるはたらきのことを『公共性』と呼ぶな

Ｅ

らば、それ以外に、『社会』を積極的に支える価格を一般に晒して知られることには心理的ものはない」（那須耕介「政治的思考という祖抵抗感を抱くのではないか。

型――政策学的思考はどこから出てくるのか」Ｆ

足立幸男編著『政策学的思考とは何か――公共

れを活用し加工するなどして不動産情報を提政策学原論の試み』第 8 章、勁草書房、2005年、供する新しい産業が生まれると予想される。

313頁）のである。

2

季刊 住宅土地経済

2011年秋季号№82

実際取引価格を公衆が知ることになった

実際取引価格が開示されるならば、され開示される価格のなかには、取引の個別

市民は、不動産市場が不透明なものであ取引をした当事者は、自分たちが決めた取引された価格が開示されるならば、そやまのめ・あきお
1958年福島県生まれ。東北大学などなどと、甲論乙駁となったら、さて、どうしらよいか。悩みますね。守らなければならな(山野目章夫 氏 写真)

法学部卒。現在、早稲田大学大学院法務研究科教授。国士審議会特別委員、マンション管理センター理事。著書：『物権法 第いルールが一つあり、どれ一つとして、ある意આ版』（日本評論社）、『不動産登記法』（商事法務）など。

見を何も理由を添えないで斥けることはできない。それができるのは、私たちが強力な政治権力を手にしているときに限られ、そのようなことは想定することができない、という前提であであるとする論議も、一様ではなかった（後述る。そして、もう一つルールを加えましょうか。

2-2）。2006年に導入されたこの制度が 5 年を経

上記のＡからＦの列挙は、閉じられた集合であた今、それらを回顧しておくことは、この制度り、これら以外の論拠を他から注入して説得をそれ自体の今後の展望を可能とするほか、賛否することはできない、ということにしましょう。

のある制度を導入する際の論議の進め方や、導以上の前提で、さあ、サロンでの談論が始ま入した後に政策遂行上留意すべき点などについります。

て、一般的な教訓も恵むにちがいない。

序／取引価格情報提供制度とは何か

1 制度の概要と制度実現の前史

国土交通省のホームページを「土地・建設産

不動産取引価格情報提供制度の実現に向けて業」→「不動産取引価格情報」と進むと、「土の可視的な動きとして、たとえば立法府におけ

地総合情報システム」の「不動産取引価格情報るものを拾うならば、そのクロノロジーは2004

検索」の画面に辿り着く。そこから入ってゆく

年に求められる。同年春の通常国会において、と、日本の地図にクリックして、関心のある地

不動産鑑定制度の見直しを含む「地価公示法及域を次第にズーム・アップしてゆくことができ

び不動産の鑑定評価に関する法律を改正する法る。やがて、目的とする地域で実際に取引をさ律」を審議して議決した衆議院国土交通委員会

れた価格の一覧表示を目にすることが可能となが、「地価の個別化の進行等による不動産市場る。

の変化に伴い、実際の不動産取引価格に関する

これが、不動産取引価格情報提供制度である。

情報の提供が求められていることにかんがみ、

その特徴は、何よりも実際に取引がされた価格

取引価格情報を提供する仕組みの構築を含め、の情報を提供しているところに見出される。そ

地価公示のあり方についての検討を行うこと」

こが、地価公示とも都道府県地価調査とも異なを政府に求めた（同年 5 月21日附帯決議）。

るところである。

もっとも、この動きは、立法府において卒然導入されるまでに論議があった制度でありと始まったものではない。行政府における伏線（後述 1-1）、その成果として今日は一定の輪郭の動きは、まず、その前の年に見出される。

をもつ制度として安定的に運用されている（後2003年の国土審議会土地政策分科会の建議であ

述 1-2）。論議があった、というのは、とりわる。そして、そこに至るまで、じつは意外に長け誰のために導入されるものであるか、言い換

い歴史があって、そのゴールが、むしろ2003年

えると何のために導入する制度であるか、につと翌04年であった。

いて大きく分けて二つの方向がみられた（後述
2-1）。そしてまた、制度導入に慎重であるべき

不動産取引価格情報提供制度

3

1-1

そして、これが、この制度の具体的な実現に直制度実現の前史

取引価格情報の開示に向けての具体の提案が接の決定的な契機を与えた。

なされるまでの前史を思い切って少し大きく時間の幅をとるならば、まず、土地基本法（1989

1-2

年）において「個人の権利利益の保護に配慮し実現した不動産取引価格情報提供制度は、ま導入された制度の概要

つつ、国民に対し、土地の所有及び利用の状況、 ず登記申請を契機として価格情報を収集する。
地価の動向等の土地に関する情報を提供するよ

収集された価格情報は、たとえば「みなもと市うに努めるものとする」という規定が設けられ

とくがわ［17番地］の土地が5300万円で売られた（17条 2 項）。

た」という仕方で開示される。カギカッコで包ついで1997年に閣議決定された新総合土地政策推進要綱においては「有効利用に向けた土地

んだ地番は開示されないし、売買当事者の氏名は明らかにされない。

取引の活性化のためには……土地情報の整備・

これは、上述の国土審議会土地政策分科会の提供等を進める」とされ、さらに1999年の土地建議が、「物件が特定できないように配慮した「実売価格の開示に関して
政策審議会答申は、情報提供が、現時点では、最も国民の理解が得は、まず、一般に存在するプライバシーや守秘られやすい方法であると考えられる」としてい義務に関する懸念を払拭することに努めるべき

たことによる。具体的には、まず、更地であるである。その上で、売り手側に偏在する実売価

土地の場合には、位置の概要、地目、取引時点、格に関する情報を集約して、売り手買い手のど面積および取引価額（土地価格）の諸情報を収ちらにも偏らない中立的な形で、取引の関係者

集して、一般に提供する。また、マンションからの要請に応じて提供できるような仕組みを（区分建物）の場合は、位置の概要、地目、取検討すべきである」（「土地政策審議会意見とり

引時点、取引価額（総額）、上物の床面積およまとめ」1999年 1 月13日）と提言している。

び種類について、同様の手順がとられる。さら今世紀に入り、2003年 3 月に閣議決定されたに、戸建の建物（非区分建物）が上物として所「規制改革推進 3 か年計画（再改定）」において、 在する建付地の場合は、やはり位置の概要、地都市再生分野における重点計画事項として、不目、取引時点および面積を明らかにするほか、動産市場の透明性確保のための不動産関連情報

取引価額を示すものとされるが、これは、総額の一層の開示ということが掲げられ、また、住を示すことを原則としつつ、分離可能な場合は宅・土地関係の分野別措置事項として、インデ

土地価格および上物価格を分けて提示し、さらクスを作成する民間の主体などが取引事例情報に、上物の床面積や種類も明らかにすることとを十分に活用することのできる態勢を調えるべされている。
これらの情報を収集する端緒は、上述のとおきことが謳われた。
やがて、このような伏線を経て、国土審議会

り、登記異動情報である。すなわち、法務大臣

土地政策分科会には、土地情報ワーキングが設の所管の下に置かれる法務局または地方法務局

けられ、不動産取引価格情報提供制度の実現にに配される登記官は、売買を原因とする所有権向けての具体的な方策の検討が本格化した。この移転の登記の申請を受理してこれを実行したのワーキングの報告を受けてなされたものが、場合は、これを登記異動情報として、土地鑑定

上記紹介の国土審議会の建議にほかならない。

委員会に提供する。同委員会は、異動情報の提4

季刊 住宅土地経済

2011年秋季号№82

供を受けた不動産の取引の当事者に対しアンケ

いを致すことが有益である。2003年 8 月に国土ートを実施し、これに対し回答のあった者に対交通省が実施した世論調査では、不動産取引にしては、さらに専門家を派遣して調査に当たら対して「難しそうでわかりにくい」「何となくせ、情報の正確を期する。専門家は、ふつう不不安」という人の合計が約 8 割にも達している

動産鑑定士が充てられる。

（頭書のＤ）。このことからも、不動産市場への2 導入賛成論と導入反対論の論理構造

不安感を軽減することが、市場活性化に不可欠であることは明らかであろう。ここで、全国にこれが、導入された不動産取引価格情報提供

地点が設けられた場所についての地価公示に加制度の概要であるが、その導入に至るまで、どえ取引価格情報が開示されることになるならば、のような論議があったか、それを次に概観する

個人・事業者を問わず、市場参加者は多くのメこととしよう。

リットを享受することになる。
個人の居宅であれ、事業用の事務所や店舗で2-1導入賛成論の論理構造

あれ、実際に不動産を売買しようとする市場参不動産の取引価格情報を収集して、それを公加者で、値付けや購入の参考に公示地価のみを衆に提供する制度を導入することの効用につい頼りにする人はいない。売り手も買い手も、リては、いくつかのことが指摘された。

アルタイムの価格情報を欲しいと感ずるのは当

まず、いうまでもなく、この制度が今まで存然のことである。その際、不動産業者にアドバ在しなかったまったく新しい情報提供であり、イスを求める前に、あらかじめ得ておく必要の市場参加者にとって非常に有益であるというこあるセカンド・オピニオンに当たるものが、実とがある。バブル崩壊以降、不動産市場は所有際の取引価格情報にほかならない。

よりも利用を重視する実需中心に変化し、これこのように考えてくるならば、なぜ実売価格

により地価の個別化が進んできた。このような情報の開示が必要であるか、それは、ヒトコト変化に伴い、商業地では収益性を、また、住宅で言うならば、国民生活の基盤である土地につ地では利便性を考慮し合理的に判断しようとす

いて、情報の偏在を是正して、消費者が市場動る購入希望者や投資家が増えており、取引の際向を適切に把握して取引に臨むことができる環の判断材料として、より幅広く、詳細な不動産

境が調えられるべきであるし、また、そのようの価格情報が求められるようになってきた。

にして消費者の不動産市場への関心・信頼が喚

ここで考え込んでおかなければならないこと

起・醸成されることは、土地取引を活性化し、は、市場にとっての効用とは、どの範囲の人を社会と経済の全体に良い効果をもたらす、とい念頭に置いてのものであるか、という問いであ

うことにある。国民が不動産を危険なものと思る。そして、この問いに対する答えは、すべてっている限り不動産市場は活性化しない。地価の人ということでなければならない。不動産にの下落傾向が終息したときにも、そのことの市

投資する人たちのために、という視点は、たし場による認知が遅れるといったことも危惧されかに重要である（頭書のＢ）けれども、それのる（公示地価によったのでは判然としない地価

みでは視点として足りない。

の動向を知るうえで実売価格〔原文では実勢地

すべての市場参加者のために、という理念を価〕把握の重要性に焦点を置くメディアの論調

確かめておくうえでは、つぎのような事実に思として、「公示価格ではわからない伸びる駅・

不動産取引価格情報提供制度

5

沈む駅／首都圏 389 駅実勢地価」『週刊朝日』
2003年 5 月30日号、およびその批評、「『伸びる正解であるかは、自ずと明らかではないか。
つぎに、地価公示の制度との関係も問われる。

駅』と『沈む駅』／亀和田武さんのマガジンウ

地価公示は、都市計画区域を対象として、全国

オッチ」『朝日新聞』 6 月 1 日附）。

の数万地点の毎年 1 月 1 日時点の価格を年 1 回

なお、やはり制度導入の利点として説かれて公表するものであり、即時性がないけれども定いることとして、不動産業界への影響というこ点について価格提示をしている。半面において、とがある。不動産実売価格が明らかにされるこ

取引価格情報は、実勢価格をほぼリアルタイムとによる影響ないし業界の変化として、不動産に公表することができるが、取引がなければ情の流通を扱う業は、国民が実売価格情報を手に報は得られない。地価公示の制度があるから実していることを前提として、情報の解釈や、よ売価格情報提供が不要である、とか、両者の役り充実した情報を補充することに業務の中心が割分担が不明瞭であるという批判に対しては、

移り、情報産業への構造転換を促されることでどのように応えてゆくべきであろうか。

あろう｡公的に提供される取引価格情報に加工

筆者は、この違いをよく胃の検査に喩えて説や解釈を施して、個別・特殊な情報需要に応え明してきた。年に一度の定期検診でバリウムをてゆくことは、まさに民間の智恵にこそ期待さ

飲み、健康状態をチェックするのが地価公示。

れる（頭書のＦ）｡

全体像の把握や過去との比較には適しているものの、これだけでは精密なところはわからない。

2-2

対するに取引価格の情報は、まさに胃カメラに導入反対論の論理構造

不動産取引価格情報提供制度の導入に対するよる診察のようなものであり、ある地点の状況

反対論のなかには、まず、提供される実売価格

をピンポイントで掴むことができ、地価公示と情報が、かならずしも正常に形成された価格ではその役割が大きく異なっている。したがって、あるとは限らないにもかかわらず、正常価格とこれら両方を利用することで、さらに正確な不誤解される弊害がある、という意見がある（頭動産情報の把握が可能となる。

書のＣ）。しかし、正常価格とは限らない、と実際のところ、実売価格情報の提供が始まっいう事実は、いったい、この制度に反対する側

たことにより、ほぼ特性が同一と目される不動から出されることが自然な論議なのであろうか。

産の価格が大きく異なって提示されたり、公示

この事実に向かい合うとき、解決の方向は、二地価と実勢価格の乖離が明らかになったりする

つある。一方において、提供される取引価格情といった可能性は否定することができない。さ報が、かならずしも正常に形成された価格でな

らにいえば、まったく同じ不動産であっても、いことがあるから、制度導入を見送り、不動産

時期や売買の状況によって価格は変化してゆく。

流通業の体質を温存したまま、国民に対し、業

たしかに、複数の価格情報が存在することから、者の助言により取引をするのがよいと説く、とそれらをどのように判断するかという解釈の必いう方向がある。他方において、取引価格情報

要性は増えるであろう。しかし、解釈の手間が提供の制度改良を求めつつ、構造転換を果たしあるから情報が豊富になるのをやめよう、といて情報産業に脱皮した業者が、専門的な見地かう議論はおかしい。これは、実売価格が正常価

ら、その土地の特性に即した価格の理解を消費格と誤認されるという指摘に対しても同様であ者に提供する、という在り方とであり、なにがる。

6

季刊 住宅土地経済

2011年秋季号№82

不動産取引価格情報提供制度に関しては、不される。不動産取引価格公開制度は、こうして、動産の流通に関わる産業に従事する人々などか

不動産業界を情報化するきっかけになるかもしら、「仕入れ値がわかると、売るときに買いたれない。

たかれてしまう」という反対意見が聞かれた

また、いままで論じてきたものとは少し異質（頭書のＡ）。制度導入時も今も、厳しい経済状であるが、実売価格情報を開示することはプラ況であるから、今日、明日の取引に支障を来す

イバシーの侵害にならないか、という議論もきと心配する人も、たしかにいる。しかしその先かれた（頭書のＥ）。しかし実売価格情報が、に、市場拡大効果が生まれるとしたらどうか。

個人の人格的内面に関わる情報であるプライバ

どちらがプラスなのかを、少し長いタイムスパ

シー固有情報に当たるとは考えられない（横浜ンで見守るよう求めてゆくことが必要であるか

地判平成11年 1 月25日『判例タイムズ』1026号

もしれない。一般の人たちが価格情報を通じて

182頁参照。また、公共事業買収用地のための不動産を身近なものに思う世の中にならなけれ

不動産鑑定評価書の情報公開に関する東京高判

ば、市場に将来はない。

平成13年12月20日『判例時報』1802号49頁）。

国民のなかには、不動産市場の仕組がもつ

なお、実売価格情報が地番などにより土地を特“わかりにくさ”を糧として商売がなされてい定する仕方で提示される場合には、個人識別情る、という印象を抱いている人が多い（頭書の報に当たると考えられるところ、個人識別情報

Ｄ）。こうした印象を払拭するため、不動産業

は、その開示について、秘匿を求める利益を凌の側には、正面から、不動産取引価格情報提供

駕する公益が認められるときに、これを相当な制度をめぐる論議に立ち向かい、その安定的な手段で開示することは、一般に許容されている。

実施に協力や理解を恵むことがあるならば、不この制度を導入するにあたり政府が行なった

動産業という産業も自体も、前向きに発展する

意識調査の結果においても、 6 割の人が不動産と想像されるが、どうか。公示価格ばかり参考

取引価格情報提供制度の導入に賛成している。

にしてマイホームを探す市民は、イメージする

ふつうの市民は、自分が取引をした不動産の価ことができない。したがって、市民に提供され格を知られて困る、とは感じない。

なければならないものは、不動産業者にアドバむしろ注意をしておきたいことは、この論点

イスを求める際にあらかじめ得ておく必要のあに背負わされた政治的意味である。というのは、るセカンド・オピニオンに当たる情報でこそあ

不思議であることとして、前述 1-1 の土地情報る。

ワーキングの中間とりまとめ→同最終とりまとまた、不動産業界では、今後、市民が実勢価

め→国土審議会建議、と進んだ一連の経過のな

格情報を手にしていることを前提として、そのかで、この論点については、繰り返し検討の内

情報の解釈や、より充実したデータを補填する

容を提示しているにもかかわらず、それらと正ことに業務の重点が移り、情報産業への構造転面から向き合うことがなされないまま、これも換が促されることになるであろう（頭書のＦ）。

また繰り返し、プライバシーの論議が不足してそして、構造転換を果たし脱皮した業者が、プいるとか、軽視しているとかいう挙証責任を回

ロフェッショナルとしての専門的な見地から、避する態度の論議がされた｡

その不動産の特性に即した価格の理解を消費者

土地情報政策の歴史のなかで、私事を暴くもに提供するという在り方に変化することも期待のである、という論難は、常に障害となってき不動産取引価格情報提供制度

7

た。ルイ王朝末期に、土地が担保に入れられてい。業界の反対といっても、世代が交代してゆいる様子が不鮮明であるため不動産の流通が妨くならば、情勢は変化する。やがて若い世代がげられている実状を案じた開明派の官房官僚た台頭するならば、ふるくからの価格情報の開示

ちが、土地抵当の公示を導入することの必要を忌避の感覚から脱皮し、むしろ価格情報が開示説いたが、借財が明らかになることを嫌う家政されていることを前提として、それを活用し加上の理由から貴族が抵抗し、これが実現してゆ工するなどして不動産情報を提供する新しい産

くのは、革命を経てナポレオン法典成立の時期

業が生まれるということは、期待し難いことでからあとを待たなければならなかった。今日、はない。

登記された抵当権から借財が露わになるから登

つぎに、不動産取引価格情報提供制度に対す記制度を廃すべきである、と唱える者はいない

る反対論として、頭書のＥ、つまり、取引をしだろう。

た当事者が、自分たちが決めた価格を一般に晒仔細に観察するならば、一般の市民のなかにして知られることには心理的抵抗感を抱くのでも、自分がした取引の価格を露骨には知られたはないか、ということは、ひとまず丁寧に対応

くない、という素朴な秘匿欲求意識があることしておく必要がある。ひとまず、というのは、は、たしかである。しかし、それは、裏返してこの論点は、じつは、やや政治的な文脈で提起言うならば、露骨でない仕方で開示をするといされた疑いが濃い。不動産取引価格情報提供制

う工夫で克服することができる問題である。

度の導入が論議された当時、一般の市民から、

結／取引価格情報提供制度をめぐる論議は何であったかプライバシーの観点で苦情や抗議が寄せられたことはない。この論点は、奇妙なことに、市民
ではなく業界から出された。ふだん人権に関心

不動産取引価格情報提供制度に対する反対論を抱いて何か活動をしているようにはみえない

は、まず、頭書のＡ、つまり、実際取引価格を業界から提起された問題提起は、そこで、しば公衆が知ることになったのでは、不動産の流通

しば言葉遣いが洗練されていない文章で語られ業がしにくくなる、ありていに言うならば、元た。一夜づけで勉強した受験生が書いた答案の値を晒しては商売にならない、という議論としような生硬な表現が散見されるのは、このためて提出される。これに対しては、何よりも、同である。実際には、導入論議の当時に実施した

じく頭書のＤ、つまり、市民が不動産市場に対意識調査を見る限り、国民意識は、この問題にし不透明なものであるイメージをもっており、ついて頑強な抵抗感を示すというものではなか

マイホームを買う際などに、その不透明感が不った。

安や悩みをもたらしている、ということを指摘

そして、このことは、むしろ制度導入を推進

して応接してゆかなければならない。実売価格

する側に対し、いったい不動産取引価格情報提の情報を躊躇しないで開示することにより市場供制度を導入するのは、だれのためであるか、の透明性を向上させることによってこそはじめということについての省察を促す契機を恵む。

て、市民が安心して不動産市場を利用するようだれのためであるか、についての議論の立て方になり、市場が活性化する、という議論の進めは、Ｄが主軸でなければならず、Ｂは、補助的方である。

な理由として位置づけられなければならない。

また、補助的な理由として、Ｆを掲げてもよ8

季刊 住宅土地経済

2011年秋季号№82

市民のために、という、より政策的通用力が広大であるほうの説明を選んでこそ、この制度は、 出てくるが、これは、制度の具体的な仕組み方
安定した趣旨啓発が可能である。

というテクニカルな問題で克服してゆくことがこれらのうち、Ｄについて言うならば、筆者できる。現在においても、きわめて変則的な異は、しばしば、このことをヨーロッパの街角の常要素を希釈・除去して開示するための一定のある光景を喩えで持ち出して説明している。あ工夫が行なわれているし、また、抜本的には、

まり日本ではみかけないが、デパートのエント

多少の変則的な要素があっても情報自体は率直ランスなどで、建物に入ろうとすると、前に入に開示し、あとは、民間において、それを活用った人がドアを少し開けていてくれる。そして、 し加工するなどして不動産情報を提供する新し
自分が入ったならば、やはり後の人のためドアい産業が育つこと、つまりＦの契機は、今後、を閉めないでおく。不動産取引価格情報提供制

おおいに期待されてよい。そのような産業の育度は、これと同じ市民の互助にほかならない。

成に向けての研究は、単に期待されているのみ

自分がマイホームを買うときに、国土交通省のならず、その魁に当たるものが見られること1)

ホームページで取引価格情報を得て助けられたなども想起するならば、ここまで導入論議を検のであるとするならば、自分が買ったときの情討してきた不動産取引価格情報制度のこれから

報も同省を通じて後の人の参考に供しようではは、けっして悲観すべきものではないと感ずる。

ないか、というメカニズムが期待される。
これとは異なり、投資家のため、というＢの要請は、存外に脆い。制度導入論議の過程においても、いろいろな企業にインタビューすると、
各社とも抱えている事情が複雑であり、同じ企
業のなかで、不動産の開発を実際に手がけている部門は情報開示に消極的であるのに対し、不動産投資部門は、当然のことながら賛成に与す

注1 ）東京都不動産鑑定士協会研究研修委員会「不動産取引価格情報を利用した日本の環境配慮型不動産の経済価値／東京のマンションによる実証」（共同研究シリーズⅢ-1、2011年）、また、同委員会「不動産の取引価格と公的地価指標の比較による情報提供法の検討／ Web サービス『井上・TAREA 地価情報提供
シ ス テ ム』の 開 発」（共 同 研 究 シ リー ズ Ⅰ -1、2011
年）

る。結局、
「弊社としては、まとまりませんでしたから、態度留保という記録にしてください」とか、「うちにインタビューしたこと自体なかったことにしてください」とか言う始末である。
こうした状況を見るならば、制度導入を安定的な説明を支えとして進めるためには、やはり国民の全体のために導入する制度である、ということを力説してゆかなければならない。なるほど実売価格として開示される価格のなかには、取引の個別事情が影響する変則的なものもあり、それを開示することは、取引関係者に誤解を生じさせ、市場を混乱させるということが、あるかもしれない。そこから、頭書のＣの反対論が不動産取引価格情報提供制度

9エディトリアルノート

本号の 3 本の論文は、住宅価格

そ こ で、唐 渡・オ レ ク サ ン ダ◉のヘドニックモデルにおける新推ー・清水論文では、一般化加法モ

浅見・丹羽論文（「戸建て住宅計方法を提示した論文、敷地の形

デルを、独立変数の一部をスムー

地における形状からみた典型敷地状を厳密に推計する方法を提示しジングしたセミパラメトリック法の推定手法」）は、敷地形状に関た論文、欧米の金融規制改革が日によって推計している。すなわち、 する分析の基礎として、敷地形状

本の不動産市場に与える影響を分

時間効果、年齢効果、世代効果を距離という敷地形状を判断する場

析した論文と多岐にわたる。

表す変数のうちの複数を、未知パ合の基礎概念を述べ、さらに、敷◉ラメータに対して非線形な項にし

地形状距離の値を用いて、戸建住

唐渡・オレクサンダー・清水論ている。その計算には、Wood が宅地における典型的な敷地形状を文（「住宅価格ヘドニックモデル

提案している一般化交差確認法を求める手法を構築している。

における時間効果、年齢効果およ改 良 し た Modified Generalized

この手法を応用することによっび世代効果の分離」）は、これま

Cross-Validation (MGCV) ア ル ゴて、形状という点から敷地と街区での先行研究では、注意深く識別

リズムを利用している。

の関係、さらには敷地と地域の関されてこなかったヘドニック回帰

利用されているデータは東京都係性を分析することが可能になっ式における時間効果、年齢効果お目黒区、大田区、世田谷区、中野た。これまでの先行研究では、敷よび世代効果を、疑似パネルデー

区、杉並区および練馬区で、1990

地の形状が経済的要因や社会的要タを用いて、それに一般化加法モ

年から2008年までの期間に取引さ因などと関連していることが示唆

デルを適用して、識別している。

れた戸建住宅である。掲載されたされている。ゆえに、敷地と関連

ここで、時間効果とは、取引時情報のうち、成約事情によって情する要因に基づいて形状を分析す点の価格への効果を指す。年齢効報誌から抹消された時点の価格情ることは極めて意味のあることで果は、建築後年数の価格への効果

報を用いている。疑似パネルデー

あり、ここで構築された手法を、を指す。世代効果は、特定の竣工

タは、各区ごとに作成されている。 敷地形状の比較や、標準宅地を定時点において生じる価格への影響推定結果として、一般化加法モめる際に利用することができる。

である。この 3 効果は、取引年次

デルの推定において、スムージン

具体的には、例えば、長方形の典=建築後年数+竣工年次という関グした世代効果は古い世代ほど高型敷地が多いという事実があると係が成立しているため、通常の線

く、徐々に減少していく傾向があしたら、長方形の敷地のほうが不形のヘドニック回帰モデルでは、ることが示されている。また世代

整形敷地よりも経済的利点を享受

完全な線形関係になっているゆえ効果を除外した価格指数は、そうしているとみなせるので、敷地のに、多重共線性によって、識別すでない価格指数に比べて下方にバ

不整形度は典型敷地からの図形距ることが困難である。それゆえ、イアスをもつことが明らかになっ離に基づいて算出可能なので、よ

これまで、多くの論文では、世代ている。さらに、結合効果を含む

り精緻な敷地評価をすることがで効果は、無視されることが多かっモデルは、そうでないモデルに比きることになる。

た。しかしながら、竣工年次が古べて統計的に好ましく、古い物件

敷地とは、街区の細分化されたい物件の多くは、修繕やメンテナほど修繕や改築などによって価値土地単位である。敷地には様々なンスが十分に行なわれており、取が高まっている可能性が示されて形状があり、形状によって敷地自引される価格は、その影響を反映いる。

体の価値は大きく変化する。そこしていると考えられる。そのため、今後、本研究で得られている興で、敷地形状の表現を理論的に検竣工年次に関する固定効果を識別

味深い結果が、東京都以外の地域

討する必要性が出てくるが、そのして価格を推計することが重要とでも得られるかどうか、研究が拡ために、浅見・丹羽論文では、形なるのである。

張されることを期待する。

状比較の基本、すなわち、形状の10

季刊 住宅土地経済

2011年秋季号№82同一性や類似性に着目する。浅響」）は、国際金融情勢という観入と、②自己資本の量と質の改善

見・丹羽論文では、二つの敷地形

点から、欧米の金融規制改革が日が柱となっている。一方、流動性状が同一であるということを、平本の不動産市場に及ぼす影響を分規制については、③30日間の厳し

行移動して二つの敷地が一致する

析した示唆に富むものである。

い流動性ストレスへの対応を可能場合と定義している。次に、二つ「サブプライム問題」と呼ばれとする流動資産の保有を求める流の敷地形状が異なる場合の形状のる第 1 フェーズと、リーマン・ブ

動性カバレッジ比率と、④運用資差異に関する表現を考慮して、最ラザーズ破綻による世界的な金融

産の流動性リスクの度合いに応じ

終的に、敷地形状が同一である場危機という第 2 フェーズに大別さて調達側の安定度を求める安定調

合には 0 、大きく異なる場合でもれる今回の金融危機の反省を踏ま

達比率の導入が予定されている。

1 以下の値を取る敷地形状距離とえて、欧米では、その再発を防止

これらの金融規制改革においていう概念を考案し、解説している。 し、納税者を守るために、金融機

は、個別の金融機関の経営状態の

次に、敷地形状から見た、敷地群の中での典型的な敷地を特定す

関の規制を強化する改革が進行中

みならず、金融システム全体の健である。

全 性 を 見 る「マ ク ロ プ ルー デ ンス」政策の重要性が、強調されてる方法について述べている。まず、欧米の金融規制改革では、金融一つの典型的な敷地形状を、中央機関の財務体質の強化、監督体制

値の考え方に基づいて、他の敷地の刷新、巨大な金融機関が破綻し小林論文では、欧米の金融規制

形状との距離の和が最小になるよてもそれがシステミックリスクに改革が、我が国の不動産市場に与うな敷地形状と定義している。次

つながらないような措置が検討さえる影響は、金融規制改革を通じに、それを拡張して、複数の典型れている。これは、金融機関と規て、欧米の実体経済がどのように的な敷地形状を求める方法も、考制当局のリスク管理の甘さと、金反応し、それが日本の実体経済に案している。

融機関のバランスシート（資本、

どう作用して、最終的に日本の不流動性）が問題だったという反省

動産市場の動向を左右するかとい

最後に、東京の戸建住宅の住宅地で、異なる特性を持つ六つのエいる。

に基づいて提言されたものである。 った間接的な経路のほうが、直接

リア、大田区田園調布、世田谷区

代 表 例 が、ア メ リ カ の「ドッ的な経路よりも、強いと述べている。

梅が丘、世田谷区深沢 1 、中央区

ド・フランク法」と、国際決済銀

日米の住宅価格を、実質値、名月島、世田谷区深沢 2 、世田谷区

行（BIS）のバーゼル銀行監督委

目値の両方で比較しているが、小代田を対象として、各エリアから

員 会 の「バー ゼ ル Ⅲ」で あ る。

林論文では、アメリカの住宅バブ

それぞれ五つの典型敷地を推定し 「ドッド・フランク法」の柱は、ルの崩壊のほうが、より深刻であ①「大 き 過 ぎ て 潰 せ な い（Too

るという見方が可能であると述べ

big to fail）」金融機関の終焉、②ている。

た結果が示されている。
浅見・丹羽論文で言及されているように、図形間距離を用いるこ 「ボルカー・ルール」やデリバテ

また、金融システムの安定性ととによって、不整形度が十分測定

ィブ規制等のリスク管理の強化、いう観点から、バーゼルⅢにおけ可能になれば、敷地形状を組み込③消費者保護の強化、④規制・監るカウンターシクリカルな資本バ

んだ従来とは異なる新しい都市経

督体制の刷新と考えられる。

ッファーの導入は画期的であると、済学の発展が可能となるであろう。 「バーゼルⅢ」では、資本と流評価している。

今後の一層の研究の進展を期待す

動性の強化がクローズアップされ小林論文は、国際金融情勢を見る。

ており、資本については、①リス据えて、今後の日本の不動産市場◉

クベースの自己資本比率規制を補に関連する政策の方向性を示唆し小林論文（「欧米の金融規制改完することを目的としたレバレッており、きわめて興味深い。

革が本邦不動産市場等に与える影ジ比率規制（資本／総資産）の導(Ｍ･Ｓ)

エディトリアルノート

11

論文

住宅価格ヘドニックモデルにおける時間
効果、年齢効果および世代効果の分離

セミパラメトリック法による推定

唐渡広志・モヴシュク-オレクサンダー・清水千弘
年齢、および生年に関わる効果を抽出するためはじめにに、同様の識別問題に直面している。また、経住宅価格は取引時点の市場の影響を受ける。

済学以外の分野（例えば疫学や公衆衛生学）で好景気のときには人々の所得が増えて住宅需要も三つの効果に関する研究は数多くなされておが増大し、価格が上昇する。また、建築後の時り、そ の よ う な 分 析 モ デ ル は Age-Period-

間が経過すると、住宅の素材や機器の物理的なCohort Model として知られている（例えば、劣化や新製品の登場による陳腐化が生じて、市嚆矢は Frost 1939）。
Coulson and McMillen（2008）は、データを場での価値が低下する。
ヘドニック・アプローチによって住宅価格を

疑似パネル化した上で、McKenzie（2006）で推定する場合に、上記のような取引時点の状況

提 案 さ れ た ノ ン パ ラ メ ト リッ ク 法 に よ るを表す経済変数や経年に応じた住宅の内部構造

second difference approach を利用して固定効を正確に示す変数を直接利用することは少なく、果としての時間、年齢および世代効果の識別を固定効果やトレンド変数で代理する場合が多い。

行なっている。ただし、この手法はそれぞれの

例えば、取引時点に関するダミー変数や建築後固定効果において、ある一時点だけ一定となる

年数によってこれらをコントロールする。

制約をおかない限り推定をすることができない。

これら二つの時間に関する効果に加えて、

実はこの制約に置き方にはさまざまな組み合わ

Coulson and McMillen（2008）は特定の竣工時

せが考えられ、その中からどの制約を選ぶべき点において生じる価格への影響（世代効果）をか、ということについて分析者の恣意性が残る。

考慮したヘドニックモデルを検討している。しFu（2008）は McKenzie の second difference

かしながら、同論文でも指摘されているように、

approach の結果は制約の置き方によって安定取引時点、建築後年数および竣工時点の間には、しないことを、モンテカルロ実験によって示唆「取引年次＝建築後年数＋竣工年次」という関している。

係が成立するため、線形のヘドニック回帰モデ

そ こ で、Karato, Movshuk and Shimizu

ルでは完全な線形関係が生じてしまう。したが（2010）は、Coulson and McMillen（2008）のって、多重共線性によって三つの効果（時間効

ように制約を置かず、疑似パネルデータによる

果、年齢効果および世代効果）を識別すること

ヘドニック回帰式に「一般化加法モデル」を適が困難になる。

用して、時間、年齢および世代効果の識別を行

人々 の ラ イ フ サ イ ク ル 仮 説 を 検 証 し たなった。一般化加法モデルは独立変数の一部をDeaton and Paxson（1994）や Paxson（1996）

スムージングしたセミパラメトリック法によっの実証モデルにおいても、消費者の観察時点、て推定される。同論文は東京都23区のマンショ

12

季刊 住宅土地経済

2011年秋季号№82

（唐渡広志 氏 写真)（モヴシュク-オレク
サンダー 氏 写真)（左）からと・こうじ／1971年東京都生まれ。大阪大学大学院経済学研究科博士課程修了。博士（経済学）。現在、富山大学経済学部教授。
（中）Oleksandr Movshuk ／1968年ルツク（ウクライナ）生まれ。ウクライナ国立キエフ大学卒。
（清水千弘 氏 写真) 大阪大学大学院経済学研究科博士課程修了。博士（経済学）。現在、富山大学経済学部准教授。
（右）しみず・ちひろ／1967年生まれ。東京工業大学大学院理工学研究科博士課程中退。現在，麗澤大学経済学部准教授。

ンを対象に分析を行ない、世代効果を除外した場合には、価格指数にバイアスが生じる可能性を示した。

可能性がある。
Y , A  および C  のうち一つを落とす場合、価格に対する効果がないのであれば問題ないが、本稿では分析の対象を戸建住宅とし、かつ意味がある場合には推定において除外変数バイ

Karato et al.（2010）では考慮しなかった地域

アスをもたらす。前節で述べたように取引時点別の固定効果を含めた一般化加法モデルに拡張や建築後年数に関する情報は言うに及ばず、竣して三つの効果の分離を行なう。

工時点に関する情報も重要である可能性がある。
例えば、竣工年次の古い物件の多くは、取り壊

1 識別問題されたり、新築住宅として生まれ変わったりす

例えば、次のような回帰モデルを考えよう。

る。しかし、一部の住宅は修繕やメンテナンスP =b +αY +βA +γC +Χ' b+u ⑴

が十分に行なわれているがために、市場で取引

ここで、P  は第 i 番目の住宅の対数価格、Y 

されうる住宅として生き残っている可能性があは取引年次、A  は建築後年数、C  は竣工年次、る。

Xは住宅の特性や地理環境要因を含むベクトル、

したがって、データとして観察される竣工年

b , α, β, γ, bは対応する未知パラメタである。

次の古い物件ほど、他の条件が等しければ、高⑴式において Y =A +C  であるから、未知パ

い価格で取引されている可能性がある。修繕やラメタを推定することはできない。この線形関

メンテナンスに関する詳細な情報が利用できな係を崩すには次の方法が考えられる。

い場合、このことは分析者にとって致命的であ［Ａ］定数項、Y , A  および C  のうち一つを落る。本稿は世代効果のコントロールが、このようなデータの悪条件を克服する上で役に立つことす。
［Ｂ］Y , A  および C  のうち一つまたは複数を
未知パラメタに対して非線型な項にする。
Sirmans et al.（2006）は約80本の米国を対象とを示す。

2 疑似パネルデータによる推定モデルとした住宅価格分析に関する論文をサーヴェイ

2.1 推定モデル

し、多時点のデータを利用した論文のほとんど

先行研究と同様に、データを疑似パネル化しで、建築後年数または竣工年次を表す変数のどて分析を行なう。取引年次が t、建築後年数がちらかを利用してはいるものの、両方を同時に

j の地域 h における第 i 番目の住宅の対数価格扱ったものや、なんらかの非線型性を仮定したを P    とし、平均値を次のように定義する。

文献は一つもなかったことを報告している。すなわち、［Ａ］の方法はヘドニック・アプロー

P =1  

∑ P   
n   ⑵

チを利用した多くの文献で見ることができるが、 ここで、n   は取引年次が t 年、建築後年数［Ｂ］による解決はほとんど行なわれていないが j 年の地域 h における住宅の数を示している。

住宅価格ヘドニックモデルにおける時間効果，年齢効果および世代効果の分離

13

取 引 年 次 を t=1, 2,⋯,T、建 築 後 年 数 をえる。また、地域の違いも⑶式と同じくダミー

j=0, 1,⋯, J とおくと、竣工年次のカテゴリー

変数でコントロールする。

番号は l=1,⋯, J+t−j, ⋯, L と書くことがで識別問題を解決するために［Ｂ］を考える。

きる。したがって t, j が与えられると、竣工年

関数型を理論的に決定するのが困難である場合、次のカテゴリー番号 l が自動的に決まる。

特定の仮定を置かずにノンパラメトリック推定

時間効果、年齢効果、世代効果および地域効
果を含む固定効果モデルを次のように書く。












⑶

+∑ γD + ∑ ξD +u 





案する。
P =α+sA  ; β+γC 






代替モデルとして、われわれはノンパラメトリ
ック項を含む次のような一般化加法モデルを提P =b +∑ αD +∑ βD 

を利用すると便利である。(4a)式、(4b)式の



ここで、D , D , D , D はそれぞれ取引年次、+Χ'b+ξ+u 

建築後年数、竣工年次および地域についてのダP =α+βA +sC  ; γ

ミー変数、α, β, γ, ξ は固定効果、u    は誤差+Χ'b+ξ+u 

(5a)
(5b)

項である（その他の住宅属性は省略している）。

ここで、sA  ; β は A  を三次のスプライン関

すべてのカテゴリーに対するダミー変数を利用数でスムージングしたノンパラメトリック項をすると、次のような「ダミー変数の罠」

示しており、sC  ; γ も同様である（スプライ









ン関数の特定化は次節で説明する）。β, γ はス









プライン関数を構成する未知パラメタ・ベクト∑ D =∑ D =∑ D = ∑ D =1に陥るため、それぞれのカテゴリーから一つルである。さらに、(5a)式、(5b)式の代替モ（例えば 1 番目の変数）を落とすのが一般的で

デルとしてP =α+sA  ; β+sC  ; γある。
しかしながら、Kupper et al.（1983）の定理+Χ'b+ξ+u 

3.1が示したように、そのような除外にも関わP =α+sA  ; β+sC  ; γ⑹⑺らず、取引年次、建築後年数および竣工年次の+sA , C  ; δ+Χ'b+ξ+u 

間の線型関係は崩すことができない1)。したがを考える。sA ,C  ; δ は A  と C  の結合効果をって、「ダミー変数の罠」を回避したとしても示した非線型のスプライン関数である2)。

推定量は計算不能であり、依然として識別問題は解決できない。

2.2 推定方法

多くの論文で用いられている回帰モデルは前

一般化加法モデルにおけるスプライン関数 s

節の［Ａ］のように変数を除外した形で与えらの代表的な推定方法は backfitting アルゴリズ

れる。それは次のように書ける。

ムである（Hastie and Tibshirani 1990）。しかP =α+βA +X'b+ξ+u 

(4a)

しながら、近年、Schimek（2009）は説明変数

P =α+γC +X'b+ξ+u 

(4b)間の相関が高い場合には、backfitting は安定

ここで、β と γ は未知パラメタ、X  は⑵式性に欠ける可能性があることを指摘している3)。

と同様に定数項を含む集計された住宅の属性ベ

そこで本研究では Wood（2004, 2006a）が提クトルである。時間効果α は住宅の質をコント

案 し て い る 一 般 化 交 差 確 認 法（Craven and

ロールした価格指数を計測するために、⑶式とWahba 1979）を改良した Modified Generalized

同様にダミー変数を利用する。A  や C  を二次

Cross-Validation（以下 MGCV）アルゴリズム

式や他の多項式で定式化したり、別の非線型項を利用する。同手法は説明変数間に強い相関がで特定化する場合もあるが、ここでは線型を考あったとしても、backfitting による推定より

14

季刊 住宅土地経済

2011年秋季号№82

−1

安定している。また、データに最適な自由度を選択させる。推定量はβ̂=Z'Z+λS Z'Pであ計測することができるので、より好ましいスプる。

ライン関数を推定することができる。

MGCV アルゴリズムにおいて最適な λ は次(5a)式、(5b)式、⑹式および⑺式の MGCVによる推定方法について、次の単純化されたノ
ンパラメトリック回帰モデルを用いて説明しよう。
P =sz  ; β+εi=1, 2, ⋯, n

の一般化交差確認基準を最小化するように求められる。
GCVλ=n P−Zβ̂'P−Zβ̂ n−υλ⑾⑻

ただし、υλ は有効自由度であり、ハット行列

ここで、s は変数 z  のスプライン関数、β はの ト レー ス υλ=trZZ'Z+λS Z を 示 し て

ス プ ラ イ ン 関 数 の 未 知 パ ラ メ タ、Eε=0、いる。⑾式において λ と υλ は相関している。

Eε=σ 、 Eεε=0 i≠j で あ る。 Woodλ0 のときペネルティ自体は何の影響も与え（2006a）によると s は三次スプライン関数で近ず、υ+∞ なのでスプライン関数は補間曲線似される。いま、M 個の結節点において連続と な り、λ+∞ な ら ば、υ0 な の で ス プ ラ

な三次スプラインを次のように定義する。

イン関数は 1 次式に近づく。
その他のダミー変数や住宅属性変数を含む場

sz ; β=β+βz+βz +βz M⑼+ ∑ βz−κ 

ある⑺式のケースは、スプライン関数の数に応

ここで、κ は結節点の値であり、
z−κ=

じて制約条件が課される。詳細は Karato et al

z≤κ

0

z−κ z>κ（2010）の付論に示した。

である。所与の結節点に対して
Z=1 z zz

合も⑽式で示すこともできる。また、複数のス
プライン関数がある⑹式のケースや結合効果が

m=1

3 データ

z−κ ⋯ z−κ'



本研究で利用するデータは、株式会社リクルと説明変数ベクトルを定義すると、⑻式の行列ートの情報誌である『週刊住宅情報』および表示は P=Zβ+ε と書ける。残差 2 乗和 ε'ε を『住宅情報タウンズ』に掲載された物件のうち、定義して、最小 2 乗法を適用するとβの推定量

東京都目黒区、大田区、世田谷区、中野区、杉が得られるが、結節点の数がサンプル・サイズ

並区および練馬区において1990年から2008年まに等しい場合 M=n には、すべての観測点をでの期間に取引された戸建住宅である。掲載さ曲線で補間しただけになり、自由度はほとんどれた情報のうち、成約事情によって情報誌からなくなる。これを避けるために、最小化問題に抹消された時点の価格情報を用いている。情報s z dz を 課 す。た だ し、s z
は ⑼ の 二 階 微 分 で あ る。S= ∂ Z∂z '∂ Z∂z  dz と 定 義 す る と、s z dz=β' Sβペ ナ ル ティ



















と書けるので、対応するラグランジュ関数は
Q=P−Zβ' P−Zβ+λβ' Sβ⑽が不完全なものや異常値と思われるものを除いた物件数は16万3737件である。
表 1 に生データの記述統計を示す。ただし、
P：対数価格［万円］
X1：対数床面積［㎡］となる。すなわち、乗数λが大きくなると線型

X2：対数土地面積［㎡］回帰モデルに近づき、小さくなると補間曲線に

X3：対数都心までの時間距離［分］なる。したがって、残差 2 乗和の大きさとペナ

X4：対数最寄駅までの時間距離［分］ルティ項との間にはトレード・オフが生じるので、⑽式の最適化は関数 s の望ましい自由度をX5：対数全面道路幅員［m］である。また、建築後年数と竣工年の分布は表

住宅価格ヘドニックモデルにおける時間効果，年齢効果および世代効果の分離

15

表ઃ―記述統計表઄―建築後年数と竣工年の分布2 に示す。データの半数以上が建築後年数ゼロの新築であり、築20年以上の物件は全体の 7 %の世代効果を入れた(4b)式の結果である。世

と少ない。

代効果は有意に正であり、除外された(4a)式の2 節で述べたように疑似パネルデータを各区ごとに作成した。建築後年数の最大値が J=42、

年齢効果と同じ働きをしていることが予想できる。

取引年次番号の最大値が T=19 であることか

第 3 列目は線型の世代効果に加え、スムージら、竣 工 年 次 l=J+t−j は 1948 年 l=1 か らングした年齢効果を導入した(5a)式の結果であ2008 年 l=61 ま で 定 義 で き る が、実 際 に はる。(4b)式の結果と同様に世代効果は有意に

1948年、1949年、1950年のデータは欠損してい正であるが、年齢効果はスプライン関数に吸収る。疑似パネル化した後のデータサイズは、目されている。図 1 のスプライン関数は平均値で黒区578、大田区666、世田谷区700、中野区629、ちょうどゼロの値をとるように基準化されてお杉並区683、練馬区718であり、合計で3974になり、建築後年数の経過とともに年齢効果が下落る。

することが示されている。縦軸の sage, 7.71

以下の節では、一般化加法モデルによって、
時間効果、年齢効果および世代効果をすべて計

は有効自由度 υλ が7.71のスプライン関数であることを示している。
第 4 列目は線型の年齢効果とスムージングし測した結果を示す。

た世代効果を導入した(5b)式の結果である。

4 推定結果

年齢効果は(4a)式よりも大きく、有意に負であ

4.1 年齢効果と世代効果

るが、図 2 を見ると(5b)式の世代効果は正の

表 3 は(4a)から⑺までの推定結果を示してい

傾きを持つ(4b)式や(5a)式とは異なって、古る。どのモデルにおいても、時間効果はダミー

い年次で高く、新しい年次で低い傾向があり、変数の係数推定値で示されており、推定値はす

年齢効果の単なる代理変数にはなっていないこ

べて 1 % 水準で有意であった。また、変数のとがわかる。

スムージングが行なわれている場合「Yes」、

第 5 列目は年齢効果と世代効果をどちらもス

行なわれていない場合「No」と記している。

ムージングしたモデル⑹式であり、図 1 、図 2推定されたスプライン関数を図 1 、図 2 、図 3にその結果を示している。世代効果（図 2 ）はに示した。地域効果は練馬区を基準にしている。 (5b)式と比べて大きな違いが見られないが、
表 3 の第 1 列目は世代効果を除外した(4a)式の推定結果である。年齢効果や住宅属性変数の係数推定値は期待どおりの符号で推定されている。

季刊 住宅土地経済急である。
第 6 列目は年齢効果と世代効果をそれぞれス
ムージングし、その上で二つの結合効果を加え

第 2 列目は年齢効果を除外し、代わりに線型16

年齢効果（図 1 ）は(5a)式に比べて勾配がより2011年秋季号№82

た⑺式の結果である。年齢効果（図 1 ）は⑹式

表અ―推定結果

注）サンプル・サイズは3974である。カッコ内は標準誤差を示している。推定値はすべて 1 % 水準で有意である。変数のスムージングが行
なわれている場合「Yes」、行なわれていない場合「No」と記している。説明変数の定義は、X1：対数床面積［m2］、X2：対数土地面積［m2］、X3：対数都心までの時間距離［分］、X4：対数最寄駅までの時間距離［分］、X5：対数全面道路幅員［m］、目黒区、大田区、世田谷区、中野区、杉並区は地域ダミー変数（練馬区を除いている）。Dev. Expl は deviance explained、GCV score は(11)式の最適値、adj. R2
は自由度調整済み決定係数。

とほぼ同じであるが、世代効果は⑹式と異なりは(4a)式から⑹式までの値はほぼ同じであるが、ほぼ線型である。図 3 の結合効果は、築年の浅⑺式だけは異なっている。また線型の世代効果

い物件ほど年齢効果は高いが、世代の古い物件を持つ(4b)式と(5a)式は、他に比べて切片のもまた高い世代効果が観察できることを示して値が大きく低下する。

いる。すなわち、古い物件ほど修繕や改築の可
能性が高まること示している。
なお、住宅属性変数や地域効果の係数推定値

4.2 モデル選択(4a)式から⑺式までの変数の入れ子関係を利住宅価格ヘドニックモデルにおける時間効果，年齢効果および世代効果の分離17図ઃ―一般化加法モデルによる年齢効果

図઄―一般化加法モデルによる世代効果

用して以下の仮説検定を行なう。

18[4] H : 4b, H : 5b[1] H : 4a, H : 5a

[5] H : 5a, H : 6

[2] H : 4a, H : 5b[6] H : 5b, H : 6

[3] H : 4b, H : 5a[7] H : 6, H : 7

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2011年秋季号№82

図અ―年齢と世代の結合効果

表આ―モデル選択

注）H0には帰無仮説、H1には対立仮説となるモデルの式番号をそれぞれ記している。

図આ―ヘドニック価格指数（練馬区）

表 4 に結果を示した。例えば、[1]の検定はスプライン関数のパラメタに関して制約
β=⋯=β=γ=0 を帰無仮説とする検定である。[1]、[2]の検定より(4a)式が、[3]、[4]の検定により(4b)式がそれぞれ棄却される。その 対 立 モ デ ル で あ る (5a) 式、(5b) 式 は [5]、[6]の検定では、⑹式において γ=⋯=γ=0または β=⋯=β=0 の制約付きモデルが棄却される。最後に[7]の検定において、結合効果の係数がすべてゼロであるという帰無仮説は棄した(5b)式の指数は(4a)式の指数に比べて高却される。

い値であるが、それでも⑺式と比較すると平均以上のことから、世代効果を除外する定式化は好ましくなく、また年齢効果と世代効果をス
ムージングした上で結合効果を導入することは定式化として好ましいと主張できる。

で1.5%、最大で4.4% だけ下方にバイアスをもつ。

まとめ
多くの論文では、世代効果は無視されること

4.3 価格指数が多い。しかしながら、竣工年次の古い物件の基準年 0 に対するt年の価格指数は

多くは、修繕やメンテナンスが十分に行なわれI =exp P −P  か ら 計 測 で き る。図 4 にている。さもなければ、それは取り壊されて新1990年を基準年とした(4a)式、(5b)式、(6)式

築住宅や別の用途に利用されている可能性が高および⑺式の価格指数を示した。世代効果が除い。

外された(4a)式の指数は相対的に低い値であり、したがって、データとして利用する取り壊さ

仮に⑺式が真のモデルであるとすると、平均でれていない古い世代の物件ほど修繕や部分的な4.3%、最大で10.5% だけ下方にバイアスをも

改築の影響を反映した価格で取引されている可つ。(4a)式にスムージングした世代効果を追加能性がある。

住宅価格ヘドニックモデルにおける時間効果，年齢効果および世代効果の分離

19竣工年次に関する固定効果を推定するためには、取引年次に関する時間効果および建築後年
数に関する年齢効果との間で生じる線型関係を解決しなければならない。本研究は一般化加法モデルによる解決を提案した。
本稿は疑似パネルデータによるヘドニック回帰式に一般化加法モデルを適用して、時間効果、
年齢効果および世代効果の識別を行なった。一
般化加法モデルは独立変数の一部をスムージン
グしたセミ・パラメトリック法によって推定される。本研究は、その計算において Wood の
MGCV アルゴリズムを利用した。
一般化加法モデルの推定において、スムージ
ングした世代効果は古い世代ほど高く、徐々に減少していく傾向を示した。また、世代効果を除外した価格指数は、そうでない価格指数に比べて下方にバイアスをもつことがわかった。さらに、結合効果を含むモデルはそうでないモデルに比べて統計的に好ましく、古い物件ほど修繕や改築などによって価値が高まっている可能性を示している
注1 ）価格ベクトルをP、⑶式の各ダミー変数のうち一番目を除外した変数からなる（定数項を含む）デザイ
ン・マトリックスをW、対応するパラメタ・ベクト
ル を ζ と お く と、⑶ 式 に 対 応 す る 線 型 回 帰 モ デ ル
P=Wζ+u の推定量 ζ̂ は、正規方程式 W'Wζ̂=W'P
を解くことで得られる。しかしながら、W'W はフル・ランクの行列よりも階数が一つ少なく、逆行列が存在しない。
2 ）Wood（2006b）による tensor product を利用する。
3 ）本論文において、取引年次、建築後年数および竣工年次の間には完全な線型関係があり、スムージン
グを行なったとしても、強い相関関係は消えない。
また、backfitting は分析者が自由度を恣意的に固定するので、必ずしも最適なフィッティングを行なっている保証がない。
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20

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論文

戸建て住宅地における形状からみた典型敷地の推定手法
浅見泰司・丹羽由佳理
は、整形な敷地には価格プレミアムがつくこと

はじめにを 指 摘 し、ま た Asabere（1990）は 不 整 形 な

敷地とは、街区の細分化された土地単位であ形状の敷地の価値が整形な場合に比べて40％もる。敷地には様々な形状があり、形状によって低くなる可能性を示している。さらに Berliant

敷地自体の価値が大きく変化することはよく知and ten Raa（1988） は、敷地の形状に左右さられている。そのため、敷地形状は都市経済学

れる効用関数の問題を論じた。近年では、田的 に も 重 要 な テー マ で あ る。例 え ば Asami,

中・浅見（2006）が戸建住宅の最適な市場セグ

Fujita and Smith（1990）では、都市経済学を

メンテーションにおいて、敷地の形状が重要な敷地の配置と形状を含んだ、より現実的な空間要因となっていることを指摘している。

環境へと拡大することが望ましいと論じている。

敷地形状の問題は、これまでの研究において

しかし、敷地形状の重要性は広く認識されながも少ないながらも論じられてきた。例えば Col-

らも、本格的な研究はこれまで行なわれてこな

well and Scheu （1989）は、コブ=ダグラス型

かった。それは形状を分析することは経済学的関数をやや修正して、開発コストを表す複数のに難しいからである。

項を追加した関数を用いて敷地価値を予測する

敷地形状の分析については、都市部の敷地で関 数 を 導 き 出 し た。ま た、Maniruzzaman,はないが、農地については、興味深い研究の流Asami, and Okabe（1994）は、面積と周囲長にれがある。Lösch（1940）はその先駆的な研究

より定義され形状指標を用いて、東京都世田谷において、農地の形状の重要性を指摘し、六角区における敷地と街区の形状を分析した。また

形が最も効率的であるという結論を導いている。

Asami（1995）は、日本の土地区画整理事業で

Lee and Sallee（1974）は、農場の運営コスト用いられている評価方法に基づいた長方形区画を考慮に入れた上で形状の問題を再検討し、六の地価評価関数を提案した。Asami and Ohtaki

角形よりも長方形のほうが優れていることを明（2000）は、敷地の形状と隣接道路の方向性か

ら か に し た。さ ら に 近 年 で は、Morgan andら、敷地内に建てられる建物の形状を推定する

Bolton（2002）が均一に配置された生産の中心

モデルを開発した。その基本原理は、二つの敷地を定めるうえで、六角形のパターンが有効で地の形状が類似しており、隣接道路の方向が同あることを示している。

一であれば、各敷地の住宅の位置と形状は類似

敷地の形状は、不動産価格の重要な決定要因

するというものである。敷地の形状の類似指として捉えられてきた（Asabere 1990; Peter-

標1)を構築することにより、敷地の一部分が住son 1993; Wyatt 1997; Rinehart and Pompe

宅に占められる確率から、建物の形状を予測し

1999）。例 え ば Asabere and Harvey（1985）ている。ただ、上記の研究は長方形に限定し、戸建て住宅地における形状からみた典型敷地の推定手法

21

特定の形状指標を用いているだけで、すべてのしかし、敷地形状を考えた場合には、相似な敷地形状に有効な分析がなされているとは言い敷地が同じ機能を持つとは言えず、そのような難い。

形状同一性の概念は不動産評価においては有益

敷地の形状は地価に大きな影響を及ぼすものではない。敷地形状が同一というのは、敷地のの、これに焦点を当てた研究はほとんど行なわ持つ形に起因する機能性が同一と見なせる場合れていない理由の一つとして、一般的に受け入を言うほうが実際上有益である。そこで、あえれられる敷地形状を記述する方法自体が欠如して、敷地形状に限った形状同一性の概念を考えている点を指摘できる。例えば、土地評価におることにする。

いて、敷地形状は主な要因として理解されてい敷地というのは、一定の広がりがあり、その

るものの、
「整形」
、
「やや不整形」、「不整形」

中で特定の活動が行なわれることが想定されてといった質的な分類しか行なわれていないのがいる。その大きさが大きいほど、様々な活動を現状である。また、先行論文で用いられている

許容できる。そのため、大きさが違う場合には、敷地形状に関する指標は、極めて限定的であ

敷地形状は異なると考えたほうがよいだろう。

2)る 。間口と奥行の長さなどの形状指標は長方

また、敷地の方向は極めて重要であり、例えば、形の敷地にのみ適用でき、一般の形状の敷地に同じ長方形の敷地でも、南北に細長い敷地と東は適用できない。

西に細長い敷地は、その機能性においてかなり敷地形状の表現について、理論的に検討する異なる。そのため、敷地の規模および方向につためには、形状比較の基本に立ち戻ることが重いての情報は保持した情報を敷地形状とするほ要だろう。形状比較の基本は、形状の同一性やうがよい。以上のことから、二つの敷地形状が類似性に着目することである。どのような敷地同一であるというのは、平行移動して二つの敷同士は形状が同じなのか、あるいは似ているの

地が一致する場合を言うこととする。

かを検討するのである。本稿では、その取り組
みの出発点として、Asami and Niwa（2008）

次に、二つの敷地形状が異なる場合の形状の差異をどのように表せばよいだろうか。

で提唱された敷地形状間の距離の概念を解説す

まず、二つの敷地の敷地形状が同じならば、る。ま た、そ の 概 念 を 用 い て、Asami and

二つの敷地の重心を重ねた場合に、二つの敷地

Niwa （2008）で開発された、敷地形状から見は一致することに注意しよう。すると、重心をた、敷地群の中での典型的な敷地を特定する方一致させた場合にどのような差異があるかを見法を述べる。

ることで、二つの敷地形状の違いを表現できることとなる。

1 敷地形状間の距離

図 1 は実線で描かれた敷地 X と破線で描かどのような場合に二つの敷地形状が同じであれた敷地 Y の重心を点 G に重ね合わせた場合を示している。X と Y の積集合 X∩Y およびると言えるだろうか。
数学的には、形状が同一であるというのは、

和集合 X∪Y は図 1 の右側の灰色で示すよう相似な場合を言う。例えば、Small （1996）は、 な部分になる。
「データセットのうち位置、規模、方向に関す

X と Y が同一敷地形状であるならば、このる情報を除いた残りの情報をそのデータの形状

二つにずれはなく、X∩Y=X∪Y となる。一（shape）という。二つのデータセットが同じ般の場合には、X∩Y⊆X∪Y が成り立つ。よ形状であるというのは、剛体運動と拡大縮小にって、この違いの部分に着目すればよさそうでより、片方のデータセットが他方と一致する場ある。二次元の図形 X の面積を AX で表すこ合である。」（Small 1996, p. 6）と述べている。

とにすると、面積の違いは、

22

季刊 住宅土地経済

2011年秋季号№82

(浅見泰司 氏 写真)

あさみ・やすしにわ・ゆかり1960年東京都生まれ。東京大学

1979年愛知県生まれ。東京大学工学部卒。ペンシルヴァニア大学大学院地域科学専攻，Ph.D.。

大学院新領域創成科学研究科社会文化環境学専攻,博士（環境東京大学助手、講師、助教授を経て、現在、東京大学空間情報(丹羽由佳理 氏 写真)学）。柏の葉アーバンデザイン
センターディレクター、早稲田

科学研究センター教授・センタ

大学助手を経て、現在、東京理ー長。著書：『住環境：評価方

科大学理工学部建築学科助教。

法と理論』（編著。東京大学出

著書：『まちづくりの百科事典』

版会）ほか。

（分担執筆。丸善）

図ઃ―敷地Ｘと敷地Ｙの重ね合わせ

三 角 不 等 式 に つ い て は、Asami andNiwa（2008）で満たされることが証明されている。

2 典型的な敷地形状の意義
都市計画において、敷地は区画の基本単位であり、これに関する知見はさまざ
まな角度から蓄積されてきた。日本の敷AX∪Y−AX∩Y

地は一般的に長方形であり、この形状で戸建てである。この差は面積であるため、形状の異な住宅が効率よく配置される。例えば日本土地区

る二つの敷地の規模が大きくなれば、この差は画整理協会（1978）が提案した土地区画整理事

いくらでも大きくなる。敷地形状の特質として、 業における標準的な敷地は、奥行が間口の1.5
二つの異なる敷地形状があったとしても、都市倍である長方形の敷地である。間口の狭い敷地的な土地利用では、敷地規模が大きくなるほど

は、接道の長さが短いため、道路空間を節約で同じような活動を内包できるようになるため、き、住宅用の敷地により多くの空間を割くこと

形状の違いは敷地の経済価値ほどにきいてこなができるという利点を持つ。一方、間口が広い

くなるという現実がある。そのため、面積で表

敷地は、隣接道路からのアプローチやガレージ

現する関数よりは、相対的な面積の違いで表現

へのアクセスの自由度が高いという利点がある。

するほうが適切であると思われる。

奥行が間口の1.5倍という形状は、相反するこ

そこで、大きいほうの面積で割った

れらの二つの傾向の現実的な妥協から経験的に

DX,Y=AX∪Y−AX∩YAX∪Y

得られたものであろう。

を X、Y の敷地形状距離と定義する。この距

都市内地域の物的環境を説明する際には、典離は、敷地形状が同一の場合は 0 となり、大き型的な敷地イメージとその土地利用、建物、世く異なる場合でも 1 以下の値となる。

帯層などが用いられてきた。これらの要素は、

実際には、これを距離と呼ぶには、距離の公

当該地域の状況を説明するうえで重要な役割を理を満たす必要がある。距離の公理とは、距離果たす。例えば日本におけるミニ戸建開発は、関数が非負となること（DX,Y>0）、距離 0 の

小規模な戸建住宅、一般的には面積が50∼70㎡

場合に同一となること（DX,Y=0⇔X=Y）、程度の規模の区画に建てられた 2 階もしくは 3対称性を満たすこと（DX,Y=DY,X）、三角

階建ての戸建住宅の開発として説明される。こ不 等 式 が 成 り 立 つ こ と（DX,Y+DY,Z≥の場合、典型的な敷地は50∼70㎡の戸建住宅のDX,Z）の 4 条件である。このうち最初の 3 条

敷地ということになる。現実には、地域には件は定義より成り立つことはほぼ自明である。

様々なタイプの敷地が存在すると考えられるが、戸建て住宅地における形状からみた典型敷地の推定手法

23典型的な敷地は都市問題を明確に提示するもの

性値として、何らかの形状指標を用いることがとなる。

考えられる。例えば、敷地形状が何角形である

典型的な敷地は、税基盤の重要な決定要因でかというのは形状指標の一つである。四角形 4もある。日本では、公示地価に基づいて土地に個、五角形 6 個の集団の場合には、平均して関する固定資産税が定められる。税額を決める

4.6角形となる。しかし、平均値である4.6角形にはまず対象不動産の評価額を定めなくてはな

を敷地形状として表すことはできない。このよらない。評価額を判断するにあたり、まず「路うに一般に複数の形状指標を用いて、平均値を線価」を定める。路線価は、地域における標準求めた場合に、その平均値に合った敷地形状が的な宅地の単位面積当たりの地価である。地価得られるとは限らない。平均値操作として、ほは、標準的な宅地と評価対象となっている宅地

かには、形状を重ねていき、重なる割合をもっの比較から判断される。このため、標準的な宅て平均値とする方法がある。この場合には、敷地の特定が重要となるのである。

地形状が存在確率として表されることとなる。

また評価プロセスでは、地区の等級レベルが価格決定要因となる場合もある。他の要因が一しかし、具体的な敷地形状としては、定まらない。

定である場合、高級な地区の地価は高い傾向に

このように、平均という操作は、敷地形状のある。高級かどうかを判断するためにも、地区代表値を求めるという場合には、あまりふさわ

における典型的な敷地に関する情報は重要であしくない操作であると言える。
最頻値とは、集団に含まれる個体の中で、属る。
さらに住宅地開発では、街区を複数の敷地に性値の中で最も頻度が多いものを言う。四角形

細分化することがある。細分化する場合には、

4 個、五角形 6 個の集団の場合には、五角形が敷地形状は街区の形状に左右され、このとき異最頻値となる。敷地形状をより厳密に記述する

なる形状の街区における敷地形状がどうなるかには、形状指標も増やさねばならない。そうすという問題がある。街区が長方形であれば、細ると厳密に見れば敷地形状がすべて違うことが分化された敷地も長方形になる傾向が高く、街多く、最頻値自体を求めることが無意味となる。

区が不整形である場合には、細分化された敷地

そのため、敷地形状の最頻値という考え方にももまた不整形な形状となる可能性が高いと思わ問題がある。

れるかもしれない。これを検証するにも典型的な敷地形状を求めることが有効である。
そこで以下では、典型敷地を求める方法を提示し、それを実際の住宅地に適用してみる。

中央値とは、集団に含まれる個体の中で、他の個体との属性値の差が最小となるものを言う。
この概念の利点は、個体間の距離が与えられれば、それだけで中央値は求められるという点である。 1 節で敷地形状距離を定義したため、こ3 典型的な敷地形状の定義

れを用いれば中央値は必ず求めることができる。

多くの敷地形状の中から、典型的な敷地形状を取り出すという操作は、集団の中から代表値

この点が他の代表値の概念と比して大きな利点となる。

を得る操作と類似している。統計的な代表値とそこで、以上の考察から、中央値の考え方にしてよく用いられる概念は、平均値、最頻値、

基づいて、求めた敷地形状を典型的な敷地形状

中央値の三つである。

と定義することにする。

平均値とは、集団に含まれる個体の属性値をすべて足して個体数で除した値である。これを敷地形状に当てはめた場合には、敷地形状の属24

季刊 住宅土地経済

2011年秋季号№82

n 個の敷地形状の集合（i=1, ⋯, n）の中で、典型的な敷地形状 k は、

図઄―複数の典型的な敷地形状（典型的な敷地形状を黒色で示す）を満たす k , k  と定義する。
この考え方は、 3 個以上の典型
敷地にも拡張することができる。
m 個の典型敷地の場合には、典型的な敷地形状 k , ⋯, k  は、
∑ min Dk , j, ..., Dk , j= min ∑ min Di , j, ..., Di , j   を満たす k , ⋯, k  と定義すればよい。
この考え方を実際に適用した例
を図 2 に示す。図 2 の左側に示す
26個の敷地形状を敷地形状が近い
ものからつなげて樹形図として表現している。各グループは、形状



特徴が似ている敷地で構成されていることが見∑ Dk, j=min ∑ Di, j







て取れる。四つの典型的な敷地形状を選ぶと、を満たす k と定義する。すなわち、他の敷地

敷地形状番号 3, 6, 12, 26 の四つとなる。それぞ形状との距離の和が最小になるような敷地形状

れ、グループ内では代表的な形状になっているである。

ことがわかる。

4 複数の典型的な敷地形状の定義

5 手法の適応事例

一つの典型的な敷地形状を求める方法を拡張

東京の戸建住宅が卓越した住宅地のなかで、すると、複数の典型的な敷地形状を求める方法

異なる特性をもった六つのエリアを取り上げ、が得られる。

典型敷地の推定を行なった。大田区田園調布、

例えば、あるクラスに男20名、女20名いたと

世田谷区梅が丘、世田谷区深沢 1 （深沢 3 丁目

して、性別の違いがある時に 1 、ないときは 0

他）、中央区月島、世田谷区深沢 2 （深沢 6 丁という性差で属性の違いを評価すると、典型的目他）、世田谷区代田を対象として、各エリア

な一人をどのように選ぼうと、クラスの半分はからそれぞれ五つの典型敷地を推定した結果を

異なった性になってしまう。もしも、その二人

図 3 に示す。上側の図は、五つの典型的な敷地を典型として、それぞれ性差の小さい方をたして和をとったものを最小化することを考えれば、
男女 1 名ずつを典型と選べばよくなる。
同じ考え方を敷地形状に当てはめると、敷地二つを選び、そのほかの敷地形状について、敷地形状が近いほうの和を最小化すればよい。
n 個の敷地形状の集合（i=1, ⋯, n）の中で、二つの典型的な敷地形状 k , k  は、
∑ min Dk , j, Dk , j=min ∑ min Di , j, Di , j




形状の位置を示し、下側の図はそれぞれの典型的な敷地形状に最も近い敷地をすべて重ね合わせたものである。
田園調布および深沢 2 は、長方形から隔たり、
極めて多様であるため、典型グループにおける敷地の向き（方位）も非常に多様となっている。
一方、梅ヶ丘、深沢 1 および月島といった計画
開発エリアでは、典型グループにおける敷地の乖離が小さく、敷地形状のバリエーションが限定されている。特に街区形状がほぼ長方形とな

戸建て住宅地における形状からみた典型敷地の推定手法

25図અ― 6 地区の典型的な敷地形状

おわりに敷地の形状は、土地の経済的価値を判断する際の重要な要因であるにもかかわらず、形状を適切に扱うことの難しさから、十分な分析がなされてこなかった。本稿では、敷地形状に関する分析の基盤として、敷地形状
距離という敷地形状を判断する
場合の基礎概念を述べた。また、
敷地形状距離の値を用いて、戸建住宅地における典型的な敷地形状を求める手法を構築した。
この手法を応用することにより、形状という点から敷地と街区の関係、さらには敷地と地域の関係性を分析することが可能となった。
先行研究では、敷地の形状が経済的要因や社会的要因などさ
まざまな要因と関連していることを示唆している。したがって、敷地と関連する要因に基づいて形状を分析することは有意義であり、本稿で開発した手法は、
敷地形状の比較や、標準宅地を定めるうえで用いることができる。例えば、長方形の典型敷地が多いという事実からは、長方形の敷地が不整形敷地よりも経っている梅ヶ丘および月島では、典型敷地との済的利点を享受していることが示唆される。そ乖離はかなり小さい。また、代田のように街区の場合、敷地の不整形度は典型敷地からの図形

内に不整形性をもたらす要因（北沢川の存在）

間距離に基づいて算出することができ、より精があると、敷地形状のバリエーションが大きく緻な敷地評価に用いることができるだろう。

なっている。このことは、街区の不整形度が典伝統的な都市の土地利用理論によれば（Fu-型敷地から数値化できることを示唆しており、

jita 1989）、住宅地が位置する場所（例えば中都市解析における街区の類型化に有用な手法と心業務地区（CBD）からの距離）に左右されなると考えられる。

ると仮定されている。しかし、敷地形状を考慮すると一般的な土地利用理論を大きく修正する

26

季刊 住宅土地経済

2011年秋季号№82

必要が出てくる。図形間距離を用いることにより、不整形度が十分測定可能になれば、敷地形状を組み込んだまったく新しい都市経済学を発展させることが可能となる。この方向性は、不動産科学の基盤を構築していくうえで、検討に値するものであると思われる。
注1 ）本稿で述べる敷地形状距離は、Asami and Ohtaki（2000）により開発された類似指標をベースにしている。
2 ）広く用いられている指標は、敷地の間口と奥行きの 長 さ で あ る。Colwell and Scheu（1989）、Asami（1995）、Asami and Maniruzzaman（1996）を参照さ
れたい。
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戸建て住宅地における形状からみた典型敷地の推定手法

27

論文

欧米の金融規制改革が本邦不動産市場等に与える影響
小林正宏の MBS と異なり、これらの証券化商品は流動

1 金融規制改革の背景

性が低く、かつ、優先劣後構造により、原債権

サブプライム問題に端を発した金融危機の結の信用リスクが投資家に移転する仕組みとなっ果、2009年の世界経済は戦後初めてのマイナスていた。2006年にアメリカの住宅バブルが崩壊

成長となった。先例のない大規模な金融・財政し、差押が急増した結果、サブプライムローン

政策の発動で、世界経済は回復の途上にあるが、を担保とした証券化商品の価格も暴落し、アメ

金融危機の反省を踏まえ、再発を防止し、納税

リカの住宅市場というローカルな問題が、世界者を守るため、金融機関の規制を強化する改革の金融市場の問題へと変質していった。

が欧米で進行中である。その代表例が、アメリ2008年 9 月のリーマン・ブラザーズ破綻に端カで2010年 7 月21日に成立した「2010年ドッドを発する世界金融危機の第 2 段階においては、-フランク ウォール街改革および消費者保護法

影の銀行システムを中心とした過小資本、その（Dodd-Frank Wall Street Reform and Consum-

裏返しとしての高いレバレッジを効かせた投資

er Protection Act of 2010、以下「ドッド・フラと市場性資金への依存の結果、流動性の蒸発がンク法」と表記）」である。また、国際決済銀

ソルベンシー危機、そしてカウンターパーティ

行（BIS）のバーゼル銀行監督委員会の資本・ーリスクの感染へとつながっていった。そして、

流動性規制についても、強化の方向で合意に至

金融仲介機能の不全が、実体経済を縮小させるっている（いわゆる「バーゼルⅢ」）。

結果となった。

今回の金融危機は、大別すると、「サブプラ

金融システムの安定化のため、大量の流動性イム問題」と呼ばれていたフェーズと、リーマ供給や公的資本注入等の対策が講じられたもの

ン・ブラザーズ破綻による世界的な金融危機との、アイルランド等の一部の国では銀行システいう二つのフェーズに分類できる。第 1 段階にムが経済規模に比較して巨大であったため、銀

おいては、2001年の同時多発テロ後の FRB に行支援が即財政悪化へとつながり、欧州の一部

よる金融緩和やグローバル・インバランス（世の国では金融危機がソブリン危機へと転化して界的な経常収支不均衡）による過剰流動性がアいった。欧州では国により事情は異なるが、本メリカの住宅価格高騰をもたらし、それが安易稿執筆時点では、欧州のソブリン危機はまだ収な審査と危険な住宅ローンを蔓延させ、消費者束していない。

保護の欠如、市場関係者のモラルハザードが問欧米における金融規制改革では、総じて、金題を増幅させた。サブプライムローンの多くは融機関と規制当局のリスク管理の甘さと、金融投資銀行等の手により証券化され、世界中の投機関のバランスシート（資本、流動性）が問題

資家に販売された。ファニーメイ等の Agency

だった、という反省のもと、金融機関の財務体

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季刊 住宅土地経済

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図ઃ―欧州主要国の財政収支対 GDP 比

こばやし・まさひろ
1965年福岡県生まれ。東京大学法学部卒。住宅金融公庫入庫後、海外経済協力基金マニラ事務所(小林正宏 氏 写真)

駐在員、ファニーメイ特別研修派遣などを経て、現在、住宅金融支援機構住宅総合調査室主席
研 究 員（海 外 市 場 担 当）。著
書：『通貨で読み解く世界経済
ドル、ユーロ、人民元、そして円』（中央公論新社）ほか。

出所）Eurostat より

図઄―欧米の住宅バブル

できる資産がある場合には、リコースが可能な州ではリコースを強化するよう、ファニーメイ
は金融機関に指示を出しており、従来のような安易な戦略的デフォルトは困難になる可能性も指摘されている。また、アメリカのノンリコー
スに対しては、ヨーロッパの金融界は非常にネガティブに捉えており、ヨーロッパではリコースだから住宅価格が下落しても延滞率はさほど上昇しない、とむしろリコースであることを前向きに評価する声が多い。

出所）EMF、FHFA

2 金融規制改革の内容

質の強化と併せて、監督体制の刷新も提言され前述のとおり、アメリカでは2010年 7 月21日ている。また、巨大な金融機関が破綻してもそにドッド・フランク法が成立し、大恐慌以来とれがシステミックリスクにつながらないようななる抜本的な金融規制改革が実現する運びとな措置も検討されている。

った。その中で柱となるのは、①「大き過ぎてなお、ややマイナーな論点ではあるが、アメ潰せない（Too big to fail）」金融機関の終焉、リカで住宅ローンのデフォルト率が高まった理②「ボルカー・ルール」やデリバティブ規制等

由の一つに、住宅ローンが実質的にノンリコーのリスク管理の強化、③消費者保護の強化、④スであった点も指摘されている。契約上、「住規制・監督体制の刷新と考えられる。

宅価格が債務残高を下回った場合に、担保物件

当時の上院銀行委員長と下院金融サービス委を放棄すれば返済が免除される」といった条項

員長の名前を冠しているように、民主党が両院があるわけではないが、一部の州では、抵当権で多数を占めたなかで成立したものの、法案成実行後に不足金（Deficiency）が発生した場合

立後の2010年10月の中間選挙で民主党が大敗し、でも、個人資産からの回収を禁止しているとこ

下院では共和党が多数を占めるに至り、実施細ろ（カリフォルニア州等）もあり、また、金融則の制定が遅れている。しかし、住宅バブル・機関においても、デフォルトした債務者から他

金融危機の再発を防止するという基本路線はなの資産を差し押さえて回収を継続することがコ

お命脈を保っており、逆に、それが不動産市場

スト対比で非現実的であったことから、「事実には重石となっている。特に、住宅ローンを巡上」ノンリコースであった。

る顧客説明の強化や、証券化商品に対する規制

ただし、今回の金融危機を踏まえ、他に回収の強化は、消費者向けの信用の再開を阻害して欧米の金融規制改革が本邦不動産市場等に与える影響

29

いるとの批判が根強い。
ドッド・フランク法はアメリカの国内法であ3 日本への影響

るが、金融システムが複雑化し、国際的に規制

これらの金融規制改革においては、個別の金の収斂（Convergence）が推進されているなか、

融機関の経営状態のみならず、金融システム全

他国にも同様の規制を導入する圧力となること

体の健全性を見る「マクロプルーデンス」政策は避けられない。実際、ガイトナー財務長官は、 の重要性も強調されている。資産価格変動のな
2010年 9 月22日の議会証言で、各国が同じ土俵

かでも経済に対する影響度の大きい不動産価格で競える（Level Playing Field）よう、他国には、今後、より注意深くモニターされる可能性も要請していくことを表明している。

が高い。その意味で、ホットマネーの流入が期

一方、いわゆるバーゼルⅢにおいては、資本待し難い環境になってきていると見られる。こと流動性の強化がクローズアップされている。

れは、アメリカの金融機関の米国内不動産市場

このうち、資本については、①リスクベースのに対する融資に限らず、かつてファンドが一棟

自己資本比率規制を補完することを目的とした買いで日本の不動産市場に資金供給を行なった

レバレッジ比率規制（資本／総資産）の導入と、 ような状況も再現し難くなることを示唆してい②自己資本の量と質の改善が柱となっている。

る。

自己資本については、損失の吸収力の高い普通

ただし、本邦不動産市場への影響を考えるう

株（Common Equity Tier1）を中核に据え、そ

えでは、欧米の金融機関が日本の不動産市場への比率を段階的に 2 ％から4.5% に引き上げ、のエクスポージャーをどう変動させるか、といかつ、資本保全バッファーとして2.5% が上乗

う直接的な経路よりは、金融規制改革を通じて、せされる（合計 2 ％→ 7 ％へ）。一方、流動性

欧米の実体経済がどのように反応し、それが日規制については、③30日間の厳しい流動性スト

本の実体経済にどう作用して、最終的に本邦不レスへの対応を可能とする流動資産の保有を求動産市場の動向をどう左右するか、といった間

める流動性カバレッジ比率と、④運用資産の流接的な経路のほうが強いように感じる。これは動性リスクの度合いに応じて調達側の安定度を計量モデルで分析した結果ではないが、仮に金求める安定調達比率の導入が予定されており、融規制改革が所期の目的どおり、金融システム

基本的枠組みについては2010年のソウル・サミの健全性の回復に寄与し、それが翻って実体経ットで合意済みである。さらに、2011年 7 月19

済の強化に貢献するような結果をもたらせば、

日には、地球規模で活動するシステム上重要なアメリカ経済の力強い回復に伴う対米輸出の増銀行（G-SIBs）に 1 ∼2.5% の追加資本を要求

加、そして日米金利差拡大による円安・ドル高する市中協議書が発出された。本邦メガバンク

により、輸出企業を中心とした本邦企業の業績を含む28行程度が対象となると見込まれている。

回復にも寄与し、心理面の改善が資産価格にもなお、証券化商品のリスクウェィトについても、

ポジティブな影響を及ぼす可能性はあると期待

従来より不利な扱いとなっている。

したい。

政治的な影響をもろに受けたドッド・フラン

なお、日本の住宅価格については、バブル崩

ク法はどちらかと言えば金融機関の行為規範を壊後は一貫して下落を続けたというイメージが是正する、定性的なアプローチを取っているのあるが、2005年頃から2007年頃にかけては、首に対し、バーゼルⅢはより実務的に、資本と流都圏を中心に、比較的堅調に推移した。また、動性という定量的な枠の中で、銀行の行動を型

不動産価格は名目値に注目されがちであるが、にはめることで、リスクテークを抑止しようと消費者物価指数で割り引いた実質住宅価格で見している、と評価できる。

ると、デフレが継続した日本においては、名目30

季刊 住宅土地経済

2011年秋季号№82

図અ―日米実質住宅価格

表ઃ―信用補完構造等

足下では日本（首都圏）の住宅価格のほうがア
出所）National Association of Realtors、米商務省、総務省統計局、
不動産経済研究所。

メリカよりも高い。
もちろん、アメリカの住宅が相対的に安いか

図આ―日米住宅価格（円換算）

らといって、日本人が日本の住宅を売却してアメリカの住宅を買うといった裁定行動に出るわ
けではない。住宅は不動産であり輸入できない。
福島原発事故を受けて、福島の人が首都圏へ、
あるいは首都圏の人が関西や九州へ避難することはあっても、アメリカに家を買って逃げるのはごく少数であろう。まして、アメリカの住宅
価格の先行き不透明感が強く、円高基調も根強
いなか、ドル建てのアメリカの不動産に円の金

出所）National Association of Realtors、FRB、不動産経済研究所。

融資産を投入するのには二重のリスクがある（逆に、反転すれば大きな利益となる機会でも値よりも堅調に推移したと考えられる。実際、ある）。しかし、資本の移動は自由であり、実1985年 1 月を100として指数化して日米の実質際、グローバル・インバランスがアメリカの不住宅価格を比較すると、日本（首都圏マンショ

動産バブルの一要因であったと FRB のバーナンの㎡単価）はアメリカ（中古住宅販売価格中

ンキ議長は主張している。ある意味、そのよう央値）よりも高いという結果になる。

な人、資本、財の移動の容易性の格差にこそ、逆に言えば、アメリカの住宅バブルの崩壊はインバランスの根源があるのかもしれない。ユより深刻であるという見方も可能である。アメーロ圏の問題も、本質的には、国際金融のトリ

リカの住宅価格は名目値でピークから 3 割程度

レンマが存在するなかで、言語という障壁が労下落しており、これ自体は大恐慌時と同じレベ働市場の弾力性を損ない、最適通貨圏が実現さルであるが、大恐慌時は消費者物価も25% 程れていない点にあるとも言える。

度下落したのに対し、今回は消費者物価が下落していないことから、大恐慌時よりも深刻だ、という論調も見られる。

4 証券化市場への影響
金融規制改革の証券化市場への影響としては、

物価上昇率の差は購買力平価を通じて外国為

リスク保持（Retention）の義務化や、バーゼ

替相場にも影響を及ぼすことに鑑み、より単純

ルⅢにおけるリスクウエィト等、投資家にとっな比較として、日米の名目住宅価格について、て 不 透 明 な 要 素 が ま だ 強 く、ア メ リ カ で も円換算して、同様に指数化すると、プラザ合意

MBS 市場は Agency が独占している状況が続後の急激な円高の影響もあるとは言え、やはりいている。証券化を信用補完構造で分類した場
欧米の金融規制改革が本邦不動産市場等に与える影響31

図ઇ―カバードボンドと MBS の市場規模（2010年末）査を行なうというモラルハザードを誘引したことに加え、真の債権者が証券化ヴィークルに移転しているため、返済困難に陥った債務者に柔軟な条件変更を行なうことができないという問題が指摘されるのに対し、カバードボンドはこれらの問題がない点が評価されており、アメリ
カ、カナダ、オーストラリアでも、カバードボ
ンド法制の導入が検討されている。アメリカで

注 1 ）為替は、 1 ドル＝87.7817円、 1 ユーロ＝116.4073円で換算。
2 ）日本の MBS 残高については、民間分の統計がないため、機構 MBS の残高のみを掲載。

は、2008年 7 月に米財務省と連邦預金保険公社（FDIC）がカバードボンドのガイドラインを出したが、2010年以降、共和党のスコット・ギャ

出所）ECBC、FRB、AFME、住宅金融支援機構

レット下院議員（現在は下院金融サービス委員

合、外部信用補完モデルである Agency MBS

会資本市場・GSE 小委員会の委員長）が数次の世界では、バブル崩壊でファニーメイ、フレにわたり、カバードボンドを法制化する法案をデイマックが巨額の損失を蒙り、2011年 2 月11

提出している。直近では、U.S. Covered Bond

日に米財務省が両社を段階的縮小・廃止する方

Act of 2011（H.R.940）が下院金融サービス委

針を発表したところだが、ポスト GSE の米住員会で 6 月22日に可決された（下院本会議、上宅金融市場の将来像を描いた 3 案の中には、実院での審議日程は未定）。

質的に現行スキームとあまり変わらない案も含

ただし、発行銀行が破綻した場合、預金者をまれている。一方、内部信用補完が主流だった含む一般債権者に比して、カバードボンドの投民間の証券化市場は壊滅的状態が続いており、資家に対して優越的な弁済を認めるものであり、さらに、融資時の書類審査等に係るレプワラ

過度の投資家保護とならないかが、アメリカを（表明保証）問題に端を発した Put-back（買戻中心とした新参国での議論の争点となっている。

し請求）問題により、信認がさらに低下してお欧州のカバードボンドの場合、多くは法律により、回復のメドが立っていない。

り、発行銀行破綻時は資産が分離され（Asset

そうしたなかで、カバードボンド（Covered

Segregation）、破綻前には発行銀行のバランス

Bond）に着目した議論が最近、日本でも沸きシートに計上されていた資産の倒産隔離が確保

あがりつつある。カバードボンドは欧州ではされる仕組みとなっているが、日本で同様の効

240年の歴史を持ち、住宅ローン等の資金調達

果を契約上措置しても、譲渡担保と看做され、手段として広く活用されている。銀行の信用力

会社更生法が適用となった場合に別除権を行使と資産の信用力という、ハイブリッドな性格をできなくなるリスクが完全には排除できない。

有し、銀行破綻時には、カバードボンドの投資

このため、制度的安定性を求める投資家の立場

家は、担保資産からの優先弁済を受けられるのからすれば、法的枠組みの整備が望ましいといに加え、万一不足が生じた場合は、残額についうことになろうが、一般法である会社更生法にて一般債権としてその他の債権者と同順位（パ「穴を空ける」のは相当にハードルが高い。個リパス）で配当参加できる点（デュアル・リコ

別法で措置する場合でも、法体系の整合性の観ース）が特徴である。

点から同様の問題がある。

サブプライムローンを中心とした証券化では、

また、カバードボンドも魔法の杖ではない。

住宅ローン債権がオフバランス化されるため、欧州では2009年 6 月に公表された ECB によるリスクが投資家に移転することから、杜撰な審600億ユーロの買い支えで市場が安定化した事

32

季刊 住宅土地経済

2011年秋季号№82

図ઈ―アメリカの住宅ローン残高対 GDP 比出所）FRB、米商務省。

図ઉ―日米の貨幣乗数

図ઊ―日本の企業部門の資金余剰

出所）内閣府。

従来、銀行は「晴れた日には傘を貸して、雨になると取り上げる」と批判されるように、融資行動には景気循環増幅効果（プロシクリカリ
ティー）がある点が問題視されてきた。今回の案は、スペイン中銀がダイナミック・プロビジョニングと呼ばれる、好況期には高い引当金を要求して、不況期に取り崩すメカニズムを導入したものがモデルになっているが、具体的な指出所）日本銀行、FRB。

針策定は各国の当局に委ねられている。
アメリカの住宅ローン残高の対 GDP 比を見

実を忘れてはならない。さらに、ソブリン危機ても、2000年代に入り、トレンド線から大きくが広がるなか、銀行を支える国の信用力に、カ乖離していったのは明白だが、どこまで乖離しバードボンドのスプレッドも影響を受けている。 たらどの程度の追加資本を要求するのか、とい
これまで、カバードボンドは240年の歴史のなうトリガー設定は容易ではない。早く引き締め

かでデフォルトの実績がないが、今後、銀行のて景気を冷やすと、必ず批判を浴びる。

破綻処理が一般化してくれば（Resolution Reg-

そもそも、銀行システムの金融仲介機能が先ime）、ク レ ジッ ト 物 と し て よ り、Rate Pro-

進国においては低下してきており、金融規制改

ducts として、より証券化に近い評価を受ける革を推進しても、資金がより成長力の高い分野

可能性もある。バーゼルⅢでも、一定に有利なに適切に配分されるか、という点については懐扱いとはなっているものの、国債よりは低い扱

疑的な見方もある。日米とも貨幣乗数は長期的いとなっているなか、国債そのものの評価が揺に低下基調にあり、特に日本においては、銀行

れている環境においては、銀行への支援も期待の貸出残高がまったく伸びないなかで、預金ばし難くなり、それが発行体の信用力というデュかりが積み上がっている。

アル・リコースの片面を揺るがす可能性は排除できない。

5 金融システムの安定性

FRB の実施した国債の大量買い入れ、いわゆる量的緩和第 2 弾（QE2）の評価についても、見解が分かれている。日本型のデフレへの転落を防止し、株価を中心とした資産効果により景金融システムの安定性という観点からは、バ

気回復にも一定に貢献したと評価する見解に対ーゼルⅢにおけるカウンターシクリカルな資本し、実体経済の下支えには効果がなく、むしろ

バッファーの導入は画期的と言える。

過剰流動性の供給により原油や穀物等の一次産
欧米の金融規制改革が本邦不動産市場等に与える影響

33

品の価格高騰を招き、負の影響のほうが図ઋ―経常収支と実質住宅価格大きかったという見解も存在する。
日本の法人部門のバランスシートを見ると、バブル崩壊後しばらくは借入が高止まりしたが、90年代後半以降は借入残高の縮小が続き、足下では潤沢な手元流
動性を確保しており、中央銀行が流動性を供給しても、それが信用創造には繋がり難い構造となっている。その根本の原
因はデフレそのものにあり、物価が下落
注）住宅価格は2000年から2006年への伸び率を CPI で実質化、経常収支 /GDP
は2000年と2006年の差。

基調にある間は長期的に見れば購買力平価に収斂していく為替相場に鑑み、円高

出所）EMF、IMF、FRB より基調が続くことになり、日本経済の圧迫要因が続くことになる。
今回の金融危機に連なる2000年代前半

図10―人口ボーナスの時期においては、経常収支赤字の国において、住宅価格が高騰するという現象が多く観測された。このようなグローバ
ル・インバランスは結果的には持続可能ではなかったが、経常収支が赤字ということは、マクロ的には、国内の貯蓄よりも投資のほうが多いことを意味し、住宅
バブルのような時期には、強い内需によって海外からのファイナンスが必要であ出 所）United Nations, Department of Economic and Social Affairs, Population
Division (2009). World Population Prospects: The 2008 Revision, CD-ROM
Edition．よりることを示唆している。
例外は中国で、巨額の経常収支黒字を継続しながらも、住宅価格が高騰を続けている。これは、中国が外国為替市場において、人民元の相場を一定範囲にとどめるために市場介入し、人民元安に誘導

図11―適齢期の男女人口構成比格差することで、対米輸出の黒字を継続しつ
つ、介入により得たドル資金を不胎化しないために、国内金融市場に過剰流動性が発生して、不動産バブルが発生している可能性を示唆している。中国の中央銀行である中国人民銀行は、2010年 6 月19
日に人民元相場の弾力化を表明したが、その後も人民元の対米ドル相場の上昇幅は限定的で、少なくとも、円と比較すると、対ドルの上昇幅は小さく、日本の中出所）図10に同じ。

34

季刊 住宅土地経済

2011年秋季号№82

東日本大震災からの復興需要が今後顕在化す

図12―日米の純資産に対する住宅の構成比る場合でも、震災前の構造的な問題を抱えた状態に戻すのではなく、新しい付加価値を創造して、次の世代への成長の基盤を構築することが求められている。本邦不動産市場においても、土地ではなく、建物の価値が評価される市場の発展が望まれる。金融によるミニバブルで一息つくことも期待し難いなか、内生的な市場活性化策が求められることになろう。
※

注）2009年。家計部門のみ。

本稿において、意見に係る部分は執筆者個人のものであり、住宅金融支援機構のものではない。

資料）米商務省、内閣府

国との価格競争力にもマイナスに影響している。
ただ、その中国も1979年に導入した一人っ子政策の影響で、人口構造に大きな変動が近づいており、これまでのような高度成長が持続するか疑問視する向きもある。生産年齢人口の従属
人口に対する比率の高い時期を人口ボーナス期と呼び、一般的には、そのような時期には経済活動も活性化するとされ、日本の場合、高度成
長期とバブル期に二つのコブができていた。アメリカも2000年代前半の住宅バブルの時期はベビーブーマーのジュニアによる住宅取得が旺盛だったと言われる。
日本では、少子高齢化の進行により、90年代以降は人口「オーナス」に転じたが、中国も2010年代中盤には人口ボーナスがピークに達す
ると見込まれている。農村部から都市部への人口流入等、単純に日米とは比較できないものの、
今後留意が必要であろう。
さらに深刻な問題は、一人っ子政策の影響で、男子が選好されたため、今後、適齢期の男性が女性を大きく上回り、結婚が困難になると見込まれていることで、それが社会不安につながる

参考文献
Basel Committee on Banking Supervision, “Consultative Document Global Systemically Important Banks:
Assessment Methodology and the Additional Loss
Absorbency Requirement”July 2011.
Ben S. Bernanke,“The Global Saving Glut and the U.S.
Current Account Deficit”March 10, 2005.
Ben S. Bernanke, “Monetary Policy and the Housing
Bubble”January 3, 2010.
BIS“The Group of Governors and Heads of Supervision
reach broad agreement on Basel Committee capitaland liquidity reform package”July 26, 2010.
BIS “Group of Governors and Heads of Supervisionannounces higher global minimum capital standards”September 12, 2010.
Financial Crisis Inquiry Commission “Financial Crisis
Inquiry Report”January 27, 2011.
The Library of Congress “Dodd-Frank Wall Street
Reform and Consumer Protection Act”.
US Department of the Treasury“Reforming Americaʼs
Housing Finance Market A Report to Congress”
February 11, 2011.
小林正宏・中林伸一『通貨で読み解く世界経済 ドル、
ユー ロ、人 民 元、そ し て 円』（中 央 公 論 新 社、2010年）
小林正宏・大類雄司『世界金融危機はなぜ起こったのか』（東洋経済新報社、2008年）
白川方明「我々はテール・リスクにどのように対応すべきか」（日本銀行、2011年 6 月27日）

おそれも懸念されている。
いずれにせよ、当面の国際金融情勢としては、
欧米の金融規制改革が本邦不動産市場に大きな
マイナスの影響を及ぼす可能性は低いものの、プラスに作用する要素も少ないと見るべきであろう。
欧米の金融規制改革が本邦不動産市場等に与える影響35海外論文紹介

空間分位点ヘドニックモデルを用いた農業地価の分析

Kostov, P.（2009）“A Spatial Quantile Regression Hedonic Model of Agricultural Land Prices,”
Spatial Economic Analysis, Vol.4, pp.53-72.

例えば、「価格の低い不動産の市場ではアクセシビ

はじめにリティが重要であるが、価格の高い不動産の市場で土地・不動産の価値を計測する方法論であるヘドはアクセシビリティがそれほど重要でない」といっ

ニック・アプローチは、Rosen（1974）によってミ

た、価格帯ごとの不動産の異質性を考慮した関数形

クロ経済理論と整合する理論展開がなされて以来大の選択ができる。しかしながら、一般に、分位点回きく発展し、国内外問わず、膨大な研究蓄積があ

帰モデルは空間的な依存性を考慮しないため、そのる。

ことがパラメータ推定値のバイアスを招く可能性が近年においては、土地・不動産データの空間的なある。

特性、特に、データ相互の空間的な依存性を明示的

以上を踏まえ、Kostov（2009）では、空間的なに考慮したヘドニック・アプローチである空間ヘド

依存性を考慮した分位点回帰モデルを構築し、同モ

ニック・アプローチの研究が進展しつつある（例え

デルの有用性を実証的に検証した。

ば、Kim et al. 2003）。一般に、空間的な依存性を無視することはパラメータ推定値のバイアスを招く。

1 モデル

したがって、空間ヘドニック・アプローチを適用す

空間ヘドニック・アプローチで用いられる代表的ることは、パラメータを正しく推定するために重要なモデルに、⑴式に示す空間ラグモデル（例えば，である。

LeSage and Pace 2009）がある。

一方で、ヘドニック・アプローチではモデルの非

y=ρWy+Xβ+u⑴

線形性を適用すべきであることが、多くの既存研究

ここで、y は被説明変数ベクトル、W は空間重みで指摘されている。例えば、Ekeland et al.（2004）

行列と呼ばれるデータ間の空間的な近接性を表す行

は、モデルの非線形性がヘドニックモデルの一般的列、X は説明変数行列、u は撹乱項ベクトル、ρ はな性質であることを指摘している。また、Rosen

パラメータ（スカラー）、β はパラメータベクトル（1974）は、ヘドニックモデルが線形であるというであり、⑴式の右辺第一項は被説明変数間の空間的仮定は非常に限られた状況でしか成り立たないことな依存性、右辺第二項はトレンドを表す。

を指摘している。

パラメトリックなモデルとして定式化された従来関数形（非線形関数を含む）を柔軟に選択するこの空間ラグモデルにおいて、u は独立同分布、すなとのできるセミパラメトリックなモデルに分位点回

わち、各データ観測点の撹乱項が、独立かつ同一の帰（Quantile regression）モ デ ル（Koenker and分布に従うことが仮定されるものの、後者は強すぎ

Bassett 1978）がある。ここで、分位点とは、昇順る仮定であることがしばしば指摘されている（例えに並べられたデータを､等量に k 分割した際に生じば、Kelejian and Prucha 2009）。それに対し、近年、る（k−1）個の分割点のことである。分位点回帰

セミパラメトリックなモデルとしての空間ラグモデモデルとは、被説明変数の分位点ごとにパラメータルの定式化が試みられている。セミパラメトリックを変化させることのできる柔軟なモデルであり、同な空間ラグモデルは、u に分布を仮定する必要がな

モデルをヘドニック・アプローチに適用することで、 く頑健である（例えば、Basile and Gress 2005）。

36

季刊 住宅土地経済

2011年秋季号№82

え で（例 え ば、下 か ら 10 番 目 の 価 格 の デー タ は

表ઃ―説明変数

10/197分位点）、IVQR 法を用いてパラメータ推定を行なう。SLM のパラメータ推定手法は 2 段階最小二乗法（2SLS: Two-Stage Least Squares）を用
いる。
分析の結果

両モデルのパラメータの推定結果を、横軸を昇順に並べられたデータ（すなわち分位点）、縦軸をパラメータ推定値としたグラフ上にプロットする（図1）。
各パラメータの推定結果を要約すると以下の通り
Kostov（2009）で、空間ラグモデルに分位点回である。Land-quality score は、SLM では全データ帰モデルを援用したセミパラメトリックなモデルに対して有意な負の効果を持つと推定されたものの、（⑵式）をヘドニック・アプローチに適用した。

QSLM では、高い価格帯を除く全データに対して⑵

有 意 な 負 の 効 果 を 持 つ と 推 定 さ れ た。Drainage

ここで、τ は分位点ごとに与えられるパラメータでscore もまた、SLM では全データに対して負の効あり、ρ、β を τ の関数 ρτ、βτ で与えることで、果を持つと推定されたのに対し、QSLM では、高空間的な依存性の強さとトレンドの強さを分位点ごい価格帯の一部のデータを除く全データに対して負とに与える。以下では、⑵式を空間分位点回帰モデの効果を持つと推定された。Dairy cows per hec-

ルと呼ぶこととする。

tare は、両モデルで有意とならなかった。Poten-y=ρτWy+Xβτ+u⑵ 式 の パ ラ メー タ の 推 定 に は、Instrumental

tial site もまた、SLM では有意とはならないものの、Variable Quantile Regression（IVQR）法（Cher-

QSLM では、価格の高い一部のデータについて有nozhukov and Hansen 2006）が適用できる。

意な正の効果が確認された。Access to road は、

2 実証分析

SLM では、全データについての有意な負の効果が推定されたものの、QSLM では低い価格帯と高い分析の概要

価格帯のデータのみについて、有意な正の効果が検農地価格を被説明変数としたヘドニック・アプロ

出された。

ーチに空間分位点回帰モデルを適用することで、そDistance to urban area は両モデルについて有意の有用性を検証する。対象地域は北アイルランドとな負の効果を持つと推定され、さらに QSLM の推し、1996年 9 月から1999年 6 月の間に取引の行なわ定結果からは、価格の高い土地ほど、同変数によるれた197のデータを用いる。説明変数は表 1 に示す効果が強くなることが示唆された。Acreage は、各変数である。また、空間重み行列 W の各要素はSLM では、全データについて有意な負の効果を持取引地点間のユークリッド距離 2 乗の逆数で与える。 つ推定されたのに対し、QSLM では、高い価格帯
Kostov（2009）の実証分析では、以上の変数をのデータのみについて有意な負の効果が検出された。

⑴式に投入することで構築される従来の空間ラグモ

最後に、ρ は、SLM では全データについて有意なデル（SLM）、および⑵式に投入することで構築さ正の効果を持つと推定されたのに対し、QSLM でれる空間分位点回帰モデル（QSLM）を比較する。

は、高い価格帯のデータのみについて ρ が有意な

なお、QSLM は、分位点をデータごとに与えたう正の効果が推定された。有意と推定された各変数の海外論文紹介37

図ઃ―パラメータ推定値のプロット（横軸：昇順に並べられたデータ、縦軸：推定値）

推定値の符号はいずれも直感に整合する。
QSLM の推定結果より、各変数による効果が価帯の高いデータの市場と、 それ以外のデータの市場の二つから構成されている可能性がある。

格帯ごとに異なること、特に、高い価格帯のデータ

そこで、 と  の両市場の差異の有無を検定すに対する推定値と、それ以外のデータに対する推定るために、 を表す0.95分位における推定結果、値が異なる傾向を示していることが確認された。し を表す0.5分位の推定結果または0.05分位におけたがって、対象地域の農地地価の市場は、 価格

る推定結果との差異の有無を、ワルド検定を用いて

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季刊 住宅土地経済

2011年秋季号№82

表઄―0.95分位のモデルとの比較分析の結果が依存しない点で頑健である。
農地価格を対象とした実証分析では、高い価格帯とその他の価格帯とで地価の構造（特に、空間的な依存性の強さ）が異なること、および QSLM を用いることで、そのような価格帯ごとの性質の違いが考慮されることを確認した。
今後、空間的な従属性・異質性を考慮した、より柔軟なセミパラメトリックモデルを構築していくことは、ヘドニック・アプローチをより精緻に行なうために有用であると示唆される。

注）＊＊＊は 1 %，＊＊は 5 %，＊は10% 水準で有意であることを表す。

参考文献
Basile, R. and B. Gress（2005）“Semi-parametric Spatial
Auto-covariance Models of Regional Growth Behavior
検定した（表 2 ）。表 2 の Joint test はモデル間のin Europe,”Re´gion et De´veloppement, Vol. 21, pp.
差異、Individual test は各変数からの効果の差異を
93-118.
Chernozhukov,
V. and C. Hansen（2006）“Instrumental
表す。Joint test の結果、 0.95分位における推定
Quantile Regression Inference for Structural and
結果と、 0.5分位・0.05分位における両推定結果
Treatment Effect Models,”Journal of Econometrics,の間には 1 % 水準の有意な差異が確認された。まVol. 127, pp.491-525.
Ekeland, I., J. Heckman and L. Nesheim（2004）“Identiた、Individual test の結果、Spatial lag（ρ）は  とfication and Estimation of Hedonic Models,”Journal
 の両推定値との間に10% 水準の有意な差異が見of Political Economy, Vol.112, pp.S60-S109.
られた。以上より、対象地域の農地価格の市場は、
Kelejian, H.H. and I.R. Prucha（2009）“Specification andEstimation of Spatial Autoregressive Models with
 価格帯の高い地価の市場と  それ以外の価格帯
Autoregressive and Heteroscedasticity Disturbances,”の地価の市場から構成されていることが示唆された。
Journal of Econometrics, Vol.157, pp.53-67.
図 1 より、市場  の地価は空間的な依存性を持ち、 Kim, C.W., T.T. Phipps and L. Anselin（2003）“Measuring the Benefits of Air Quality Improvement: A
市場  の地価は空間的な依存性を持たないことがSpatial Hedonic Approach,”Journal of Environmental
示唆される。
Econometrics and Management, Vol.45, pp.24-39.
以上に示した分析より、価格帯ごとの地価の構造
Koenker, R. and G. Bassett（1978）“Regression Quantiles,”Econometrica, Vol.46, pp.33-50.
の差異を考慮することのできる QSLM は、土地・
LeSage, J. P. and R. K. Pace（2009）Introduction to
不動産市場の構造をより正しく表現するモデルとし
Spatial Econometrics, Chapman & Hall/CRC.
て有用であるとの示唆を得た。
Rosen, S.（1974）“Hedonic Markets and Implicit Prices:
Product Differentiation and Pure Competition,”Jourまとめ
nal of Political Economy, Vol.82, pp.34-55.

Kostov（2009）では、空間ラグモデルに分位点回帰モデルを援用した空間分位点回帰モデル

村上大輔

筑波大学システム情報工学研究科博士後期課程（QSLM）をヘドニック・アプローチに適用した。
QSLM は、空間的な依存性を考慮するとともに、価格帯ごとの土地・不動産の差異を考慮した柔軟な関数形の選択ができる。また、QSLM はセミパラ
メトリックなモデルであり、撹乱項の分布の仮定に

海外論文紹介39

センターだより◉新刊リポートのご案内れている。

府 統 計 の 総 合 窓 口（e-Stat）」を

5 年ごとに実施されている住通じて公表されている「第 7 回空

『空家の地域特性と空家長期化要因

宅・土地統計調査は、原則として家 実 態 調 査」の 集 計 デー タ を 活に関する分析――第ઉ回空家実態世帯調査（住んでいる世帯に着目

用・再加工することによって、特調査(国土交通省)結果を踏まえて』 した調査）であり、住んでいる世に空家の外観特性を明らかにしつ

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外観のみから調査するにとどまり、 因に関して、募集状況別、地域別、空家の規模、設備、建築年等の外所有者の属性別、建物の属性別と観からでは判断できない状況や当いった視点で検討と分析を深める

平成18年度に策定された「住生該住宅の所有者の属性等は十分にことを主眼に実施したものである。

活基本計画（全国計画）」におい把握・分析されていない。このよ「第 7 回空家実態調査」では、て は、「ス トッ ク 重 視」「市 場 重

うな状況のなかで、国土交通省住調査対象地域として大都市に加え視」の視点に立って国民の住生活

宅局は、空家の実態把握と分析を地方圏の空家の状況の類推的把握の安定・向上を図ることとされて行なうことを目的に「平成20年住が試みられている。分析の結果、

いるが、そのためには良質な住宅

生活総合調査」（国土交通省住宅

大阪府および東京40km 以遠で、ストックの形成と適切な維持管理、 局）の調査区（「平成20年住宅・

低層高密度木造住宅が空家として円滑な流通を支える住宅市場の環

土地統計調査」の調査区の一部）

デッドストック化している状況が境整備が重要であり、全国で約から抽出した空家サンプルを対象確認された。最終章では空家の利756万戸とされる空家（「平成20年とした「第 7 回空家実態調査」を活用、空家離脱促進を実現するた住宅・土地統計調査」総務省）に

平成22年 3 月に実施し、同年 6 月

めの課題の抽出と政策展開の方向ついても居住者のニーズに対応しにその結果を公表している。

性について総括している。

た住み替え等の円滑化を図る上で重要な役割を果たすことが期待さ

本調査は、国土交通省報告書と、
総務省統計局が整備している「政

編集後記

編集委員
委員長

賃貸借契約における更新料を支払うという契約条項が有効か、それとも消費者契約法第10条に違反し無効かが争われた『更新料裁判』に関し、
7 月15日、更新料条項は有効という
最高裁判決が出た。
賃貸住宅居住者の自分にとって更新料は嫌悪の対象だが、この判決に賛成する。消費者契約法10条は長文だが、信義則（民法 1 条 2 項）に反して消費者の利益を一方的に害する契約条項は無効とする等を内容としている。更新料は契約条件・契約書に示され、支払の額・時期とも契約前にわかる。無効主張の理由に信義則違反が登場することに個人的には違和感がある。
消費者契約法施行当時（13年 4月）、某不動産業界団体では実務マ
ニュアルを作ったが、10条はじめ､事業者の言動で消費者が誤認した場
合に契約取消し（ 4 条）等､抽象的規定内容で重大効果が生じる各条項の拡大適用を会社法務担当者は危惧していた。過去には、10条を根拠に更新料条項を無効とした下級審判決も出た。あまり過度な消費者保護は
経済活動の阻害要因ともなる。
契約は守るのが原則と今回あらためて示されたと思う。
（T.N.）

委員

瀬古美喜
浅田義久
金本良嗣
中川雅之

季刊 住宅土地経済
2011年秋季号（第82号）
2011年10月ઃ日 発行
定価750円(内消費税35円）送料180円
年間購読料3,000円（税・送料共）
編集・発行㈶日本住宅総合センター
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電話：03-3264-5901
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