［巻頭言］

公益財団法人としてのスタートにあたって
牧野 徹

公益財団法人 日本住宅総合センター理事長

当センターは、このほど内閣総理大臣の認定を受け、本年આ月1日より、「公益財団法人日本住宅総合センター」として、新たにスタートすることとなりました。もとよりこれは公益法人制度改革の趣旨に則り諸般の手続きを進めてきた結果であり、住宅・土地に関する調査研究を通じて良好な市街地形成と国民の住生活向上に資するという当センターの使命には些かの変更もありませんが、これを一つの節目として、一言、ご挨拶申し上げます。
当センターが設立されたのは、大規模宅地開発事業に替わってマンション
が都市型居住形態として台頭してきた昭和50年代初頭でありましたが、その後、既存住宅市場の拡大、地価バブルの発生と崩壊、不動産証券化手法の普及などの大きな変化に遭遇してまいりました。
加えて、住宅の量的充足と人口・世帯減少社会の到来を迎え、今日では、住宅問題も大都市内部で顕在化する空き家問題への対応、外延的に膨張した都市構造の転換というまったく新しいフェーズに直面しております。
さらに、東日本大震災以降の安全・安心に対する意識の高まり、地球温暖化や今後のエネルギー事情の変化への対応等、住宅宅地分野においても新しい課題が次々と登場しております。
これら時代の変化に常に対応しつつ、住宅宅地に関する諸制度の研究を進め、その成果を公に普及・啓蒙する当センターの活動は、いっそうその重要性を増していると認識しております。
今後とも、調査研究活動の充実を図り、良好な住環境の形成に貢献することを通じて、公益財団法人としての使命を果たしたいと考えておりますので、皆様のさらなるご指導ご支援を心よりお願い申し上げる次第であります。

目次●2013年春季号 No.88［巻頭言］公益財団法人としてのスタートにあたって

牧野 徹［特別論文］イギリスの税制、日本の税制2［論文］持ち家の帰属家賃の測定

清水千弘

佐藤和男

1

10

［論文］サービス付き高齢者向け住宅への補助政策の経済分析

丹呉 允・高山知拡［論文］地震リスクとオフィスビルの不動産価値との関連性［海外論文紹介］フードデザート研究の現状とこれから
エディトリアルノート
センターだより

40

8
編集後記

40

小松広明

関口達也

36

20
28

特別論文

イギリスの税制、日本の税制
住宅・不動産税制を中心に

佐藤和男
一方、わが国においては、戦前はイギリスとはじめに同じく制限的所得概念の立場から譲渡所得は所本紙を発行されている(財)日本住宅総合セン

得税の対象外であったが、昭和17（1942）年のターでは、平成18（2006）年以来、東京大学・

戦時立法により、特例として所得税の対象とさ中里実教授を座長として租税法学者から構成され、昭和22（1947）年の所得税法の改正によっれる「海外住宅・不動産税制研究会」を発足さて、資産の譲渡に因る所得は原則的に所得税のせ、海外の不動産税制の研究を行ない、その成課税対象とされた。それ以来、所得税本則によ果を紹介するシリーズが続行されている。

る分の総合課税と分離比例税率方式（昭和

これまでに、キャピタル・ゲイン課税制度、43年土地税制答申で提案された。
）のいずれの流通税制、相続・贈与税制、不動産保有税制と方式によるのか、また税率についても軽課、重続けられ、近く、政策税制についての刊行が予課様々な変化があったが、ようやく平成16 (2004)

定されている。

年度税制改正において、租税特別措置法の中

筆者は、その研究会に参加し、保有、政策税

で、一般長期譲渡所得についての税率20％（所制についてイギリスを担当してきたが、今般、得税15％、住民税％）による課税が恒久化さ

かつて何度か寄稿させていただいた本誌から、れ、今日に至っている。

何か一文をという依頼があったことを機会に、現状においては、イギリスでは個人について、前述の研究会の参加によって筆者が気がついた

譲渡益に対し、原則18％の比例課税、わが国でことを「イギリスの税制、日本の税制」としては20％（住民税を含む）の比例課税と、きわめまとめてみたのが本稿である。

て類似の税率構造を採用するようになっている。

1 キャピタル・ゲイン課税について

ところで、譲渡益は、言うまでもなく「譲渡価額−取得費」であるが、この取得費はわが国

イギリスにおいては、岩崎政明教授が述べらでは昭和44（1969）年以来、「当該譲渡によるれているように、「個人所得課税の理論として収入金額の％または実際の取得費のうち高いは伝統的に制限的所得概念が妥当してきたため、 方の額」を採用してよいことになっており（租
一時的、偶発的利得の典型であるキャピタル・

特法第31条の第項及びこれについての通達

ゲインは担税力ある課税所得の範囲から除外さ

昭和46直資31の4-1）、もっぱらこの「％ルー

1)

れ、非課税とされてきた｣ のであるが、1965

ル」で譲渡益を計算することが通例とされてい年財政法により所得税とは別枠でキャピタル・る（したがって、譲渡益は譲渡額の95％とな

ゲイン税が独立して設けられ、これが現在までる）。

継続している。

2

季刊 住宅土地経済

この「概算取得費控除制度」といわれる制度

2013年春季号№88

は、所得税法本則における取得費の計算方法が、

佐藤氏写真

さとう・かずお
1933年愛知県生まれ。東京大学

昭和27（1952）年12月31日以前から引き続き所
有 し て い た 資 産 の 取 得 費 に つ い て は 昭 和 28

法学部卒業後、建設省入省。国土庁大都市圏整備局長、建設大（1953）年月日を基礎として計算するとさ

備公団副総裁、三井不動産株式

臣官房総務審議官、住宅都市整れていたことの簡便化と説明されており、昭和

会社代表取締役副社長等を経て、

44（1969）年税制改正以来修正されていない。

波 大 学）。著 書：『土 地 と 課 税

現在、同社社友。法学博士（筑一方、イギリスでは、1965年キャピタル・ゲ――歴史的変遷からみた今日的課題』（日本評論社）ほか。

イン税が導入された際、当該日以前に発生していたキャピタル・ゲインに課税すべきでないとの考えから、それ以前の期間に対応するキャピ

か（Why Tax Capital Gains?）｣6)についての突タル・ゲインは除外すべきものとされ、次いで、き詰めた議論と、それを前提とした「譲渡益」

1982年改正時には、同年月31日に資産が保有の確定についての議論を始めるべきではなかろされている場合、「資産再評価」により、当該うか。

資産は同日に売却され同日の市場価値で直ちに取得されたものと推定する原則が適用されている2)。

2 相続税について
イギリスの相続税（Inheritance Tax）は、そのうえで、1982年財政法により導入された

吉村准教授が述べられているように長い歴史を

物価調整控除（Indexation relief）で、「1982年経て、現行の1986年相続法に至っているが7)、月31日以降の小売物価指数（retail price in-

その税収は2009年10月時点で24億ポンドで、課3)dex）を加味して取得費を計算」し 、さらに、税件数もあまり多くなく、死亡者数56万人中相

1997年財政法により漸減控除（Taper relief）

続税支払者数万2000人で相続件数の％程度――当該資産の保有期間に応じて定められていが適用になったに過ぎないとされる8),9)。

る法定控除率により課税標準額を減額する制
4)

イギリスの相続税法でもっとも特徴的とされ度 ――が導入されていたため、最終的な数値

る の は「潜 在 的 免 税 贈 与」（Potentially Ex-

はこれら relief を適用した上で課税標準が定ま

empt Transfer）という相続税特例である。こ5)

ることとなる 。

れは贈与者が当該移転の時点より年以内に死

このような、イギリスにおける、キャピタ

亡した場合にのみ相続税の納税義務を発生させ

ル・ゲインを確定するための取得価格の算定にるとする制度で、ほとんどの生前贈与はこの潜ついてのさまざまな試みからみると、わが国の在的免税贈与として取り扱われているとされて概算取得費控除制度については、そもそも「ないる10)。

にが譲渡益か」ということが論議の対象から忘さらに、贈与者の死亡が贈与から年を超えれ去られた感なしとしない。すなわち、昭和44る日以降において生じたときは、その適用税率（1969）年当時において「％」と設定した概が逓減され、年を超過した時点で20％、それ算取得費の推定が現在でも妥当するとは到底思

以降年を経過するごとに20％ずつを加えた割えないし（昭和30年対昭和43年の全国市街地価合が減じられるとするものである。例えば、贈格指数の比は約1：10であり、平成24年では約与者が移転時より年半経過した時点で死亡し

：20程度である）、それ以上に、取得費につた場合、その潜在的免税贈与に適用される税率

いて一般物価変動における調整をしないことをは、原 則 的 な 税 率（40％）の 60％、す な わ ち

含め、「キャピタル・ゲインがなぜ課税される

24％が適用税率になるとするものである11)。

イギリスの税制、日本の税制

3

この相続税特例について、キャメロン政権に

1799年にイギリスにおいて所得税が導入されておいて始められた「租税政策の新しいアプロー

以降19世紀の最終期に始まり――Constructive

チ」（Tax Policy Making；a new approch）

Taxation（積極税制）といわれる――20世紀（2010 年）の 第 一 弾 と し て の 租 税 簡 素 化 局

初期のロイド・ジョージの各種税制（所得税の（OTS）のリポート“Review of tax relief；final

みならず相続税、土地価格課税等の諸税）の成

reprot”（Office of Tax Simplification）におい

立によって固まったものである15)。

て、相続税の「特例の多くは、本税の実施におしかしながら、租税が政府収入を確保するた

いて必要なものであり、何が課税され、いつ課めのものであることは租税の大原則であり、贈税されるかを定義づけるものである。」とし、与税についても富の再配分の観点から、禁止的

相続税のその他の特例を含め、簡素化作業ではと思われる高率課税を制度化することは疑問な

これを否定せず、長期的な相続税検討の一環としとしない。社会実態としても、相続権を有す

12)。

る者に対する贈与については、相続税と同程度

ひるがえって、わが国の相続税、贈与税につの税率構造（基礎的控除は別として）が妥当す

いては、戦後の税制改革の影響で異常ともいえるのではなかろうか。そのうえで、イギリスのすることとしている

る高率な税率の採用が続き、ようやく平成15「潜在的免税贈与」のように相続権者に対する（2003）年度の相続税・贈与税改革によって最贈与について財の流動化を高めることが、土地高税率が50％に引き下げられたものである。同等の資産の流動性を高め、一方では、税収にも時に実施された相続時精算課税制度（とくに、プラスを生ずる可能性があるのではなかろうか。

住宅取得等資金に係る特例制度）により、住宅に関連する贈与について大幅な非課税枠の拡大

3 保有税についてが行なわれたものの、一般的な贈与の非課税枠⑴レイトの歴史からは110万円にとどまっている。とくにわが国にイギリスの不動産保有税は、歴史的には早くおいては、贈与税は「相続税の補完税の性質を13世紀ごろからその事例がみられ、最終的には13)

ことから、その税率構造はきわめて高エ リ ザ ベ ス Ⅰ 世 の ほ ぼ 終 期 の 1601 年 制 定 の率であり、禁止的ともいえる税率構造をとり、Poor Relief Act（救貧法）において、その国法

イギリスの「潜在的免税贈与」のような考え方

上の根拠を確定されたといわれるレイトはまったくとられていない。

（Rate）が長い歴史を通じて不動産保有に対すもつ｣

このことは、かつて中里教授が本誌で「相続る課税の主流であった。

税の複雑性」として論じられたことに関連する

このレイトの初期の課税原則は、増加利益課ことであるが、相続税・贈与税を富の再分配の税（Betterment or Beneficial Taxation）の 原

観点からのみ論ずるべきではなく、「相続制度則に基づくもので、各人の利益に共通する施策の根拠を正面に据えた上でなければ相続税に関の費用を、利益と見合うように納税義務者間で

14)

とされてい

負担する思想に基づくものであった。次いで、るように、相続人に対する贈与についても相続再分配課税（Redistributine Taxation）の原則

税の潜脱としてのみとらえて立法措置を講ずるにより、社会のより貧しい人々への恩恵サービ

ことは、大きな過ちを引きおこすのではないか

スを与えるために、それ以外の者に課税する立と考えるのである。

法措置が上述の救貧法であった。

する議論を行なうべきではない｣

そもそも、相続税、贈与税で強調される、税以降、レイトの歴史はこの二つの原則を包含

を富の再分配の道具としようとする考え方は、したものが立法として具体化されており、後述

4

季刊 住宅土地経済

2013年春季号№88

の現行制度もこの流れを受け継ぐものとなって
16)

。

いる

このように救貧法体系に組み込まれたレイトは、その課税対象、評価方式、徴税方式におい「投票権者と地域サービスのための支払い者間の距離をせばめることを可能に」し、事業者の投資計画への信頼と課税の公平性が保たれるとしたのである18)。

てさまざまな変化を経ながら成長し、19世紀末

このような意図からスタートしたサッチャーには、「一般レイト」（general rate）として地の税制改革は、住宅系レイトの「人頭税」騒動

方団体のすべての機能をまかなうための唯一のから一部挫折したものの、非住宅系の Non-

税となり、「1890年代の平均的納税者は、地方

Domestic Rate に つ い て は、1990 年 に ス ター

政府に対する納税額が中央政府に対する納税額トして以来、順調に当初設計どおりに施行され、と ほ ぼ 等 し かっ た」と さ れ る ま で に 成 長 し後述するように一部修正があったものの基本的

17)

た

。

このように成長したレイトも1970年代に至り、スキームはイギリスに定着したとみられる。
このレイトの歴史からの教訓は、保有税、と「1974年の危機」とされるレイトの増徴に対す

くに事業用資産についての課税の妥当性を、課る納税者の不満の高まりから、1979年サッチャ

税団体に対して選挙権を有しない権利者との間

ー保守党政権のスタートにより、地方団体に対でいかに担保するかの難しさということではな

する「税率制限」（Rate capping）が実施され、かろうか。

さらに、レイトの抜本改革として、①その税収をそれぞれの地域の成人人口比で配分 す る「国 税」と し て の 非 住 宅 レ イ ト⑵最近におけるレイト改革

このような事業用資産の課税方式に対する改（Non-Domestic Rate）の創設

革意見として、②各地方団体が決定し、その地域の成人居住者①中小企業を中心とするレイトの負担軽減、が支払うコミュニティ・チャージへの居住系②事業所税地方附加税の導入、レイトの段階的移行が大きく取り上げられるようになり、前者につに踏み切った。
このような思い切ったレイト改革を必要とした理由は、その負担の高騰による納税者の不服

いては2005年から小規模事業者に対する特別税率としてほぼ0.5％低い特別税率が設けられるようになった。

を背景に、地方団体ごとの非住宅不動産に対す

一方、②に関連する地方団体に対する税率のる税率のバラツキが大きいことにあった。青書

関与については、さまざまな議論のすえ、「産『地方政府のための支払い』（Paying for Local

業振興地域税」（Bussiness Improvement Dis-

Goverment, Cmnd 9714（HMSO1986）（Greentrict Levy）が2003年地方政府法（Local Gover-

Paper）では、「同じような評価の資産で、同

ment Act 2003）により立法化されるに至った。

一の企業が、課税団体が異なるため113％も異

この制度は、地域内の全占有者からなる投票者

なる課税を受けることになる」と指摘し（同青（BID 賦課金の支払義務者たる事業所税納税書11頁）、このことは、「企業の効率的な活動と者）の過半数とあわせて課税対象不動産の課税

地方団体の財政責任の双方両面から問題」であ

評価額の過半数の獲得が増加課税の条件とされるとし、企業の競争力に影響を及ぼし、とくにていたことに大きな特色を有する。

投票権を有しない者に課税される等の問題があ

このように、権利者たる法人に対してもそのるとした。その解決策として「地方団体の非住課税対象に見合う投票権を与えたこと、そのう宅レイトの変更権限を剥奪」することによって、 えで、納税額と見合う投票権を確保しようとしイギリスの税制、日本の税制5たことは、投票者と納税者の距離をせばめるた

一 方、税 率 に つ い て は、標 準 税 率 と し てめのものであり、このような税負担と投票権の1.4％（平成16年度の地方税法改正により、制

リンクは、不動産の税負担について――事業用

限税率2.1％が廃止された（地方税法第350条））

不動産に関してはとくに――その合理性と必要を定めるのみで、法律論としては、地方団体の性が認められるところであろう。

条例に委ねられることになっている。
この平成16（2004）年度改正は、「地方分権⑶わが国の固定資産税制を推進する観点から、地方公共団体の課税自主

一方、わが国の固定資産税の前身の地租制度権の拡大を図るため」固定資産税の制限税率

は、明治（1873）年太政官布告第272号「地（現行の1.5倍、すなわち2.1％）を廃止すると租改正条例」に基づいて、政府による地価の決

ともに、この標準税率の定義を見直し、「財政定、その％を地租として土地所有者からの収上の特別の必要があると認める場合」を「財政納することを枠組みとしてスタートしたもので、上その他の必要」と改め、税収規模には直接関

明治期の日本において行なわれたさまざまな改

係なく、一定の政策目的を達成するための手段

革の中でもっとも重要なものの一つであった。

として税率を変更するなどの措置を採りやすく

その後、地租がその基幹税としての地位を所するためのものとされており21)、上述したイ

得税に明け渡した後も、実質的には地方財源とギリスの「税率制限」（Rate Capping）のようして家屋税とともに重要な租税として存在し続な地方団体の税率引き上げに対する抑制措置はけ、戦後、シャウプ税制改革により家屋税等とまったく存在しないことになっている。これは、統合されて、固定資産税へと発展してきたもの

納税者たる法人または非居住者の個人所有の不である。

動産について、その納税者の意見を聴取するこ

ところで、固定資産税の負担については、個となく――条例を決定する地方議会についての人および法人の所得に対する課税が、別途、市選挙権を有しないため――税率が定められてい

町村民税等として制度化されていることもあっ

ることが生じ得ることとなり、このような事態て、「応益原則」によるものとされており、イは、上述の英国政府青書の指摘が述べるように、ギリスにおけるレイトのように「増加利益課税

企業の競争力を損ない、投資意欲を減退せしめの原則」と「再分配課税の原則」の両立というるとともに、税制の基本である、投票権を有し19)ない者への課税という根本的な問題を惹起する考えはとられていない。

課税の実際については、課税標準のベースとなる評価額は「適正な時価」（地方税法第341条第号）と法律上定めるのみで、詳細は省令以のではなかろうか。

4 政策税制について下に委ねられ、平成（1994）年度評価替えに欧米各国の政策税制に関する紹介は近く刊行

おいて実施されたいわゆる「割評価」においされる予定で、筆者もイギリスについて紹介をても、住宅用地については課税標準の特例率を行なうこととなっているので、詳しくはそれに分の（小規模住宅用地については分のよることとしたいが、結論として、イギリス税）――評価替えによる税負担の増加は行なわ

法における政策税制的な部分――Tax Relief、ないとの方針により――としたものの、商業地

Tax Excemption あるいは米国のそれにならっ等については、評価額について一定の調整率をて Tax Expenditure といわれる分野――はき

適用した額を課税標準額とする立法措置が講じわめて複雑多岐にわたり、イギリスでもその整られるに留まった620)

季刊 住宅土地経済。

2013年春季号

理、統合が税制論議の最初にして最大の課題で№88

あることはキャメロン政権がその税制論議のス要があるのではなかろうか。

タートを、租税簡素化――Tax Simplification――から始めたことからも明らかである。
しかしながら、その結論は、すでに述べたよ
うに、相続税における潜在的免税贈与制度のような大きな特例であっても「本税の実施のため必要なもの」としているように、手続き的な簡素化に主眼がおかれ、Tax Relief については「税の実施において必要なもので、何が課税され、いつ課税されるかを定義づけるもの」との見地から、当面、その必要性を認めるものが多く見受けられた。
一方、わが国における政策税制についての論議は、シャウプ税制の流れを汲んで、アメリカの Surry 教授らの主張に同調し、極力、租税特別措置を圧縮する論議が主流である。
今後のわが国の政策税制――租税特別措置――をめぐる税制論議においても、従来の租税特別措置の枠組みやそれをめぐる論議にこだわ
ることなく、イギリスの例も参考としつつ、広範で、本質的な論議が望まれるところである。

おわりに
これまで、キャピタル・ゲイン課税、相続税、さらに保有税についてイギリスとの対比で述べた事項は、やや税の軽減に向けた主張を主とするものであることを否定はしないが、イギリス
における所得課税等の負担が日本との対比において全般として軽いとは言えないのが、在英の方々から聴取した筆者の実感である。このこと
は例えば、『日本の税制』（平成20年度版）によるイギリスの個人所得税負担率13.5％は、日本はもとより、米、独、仏に比しても高い水準にある等、直接税比率が高いことからみても明らかであろう22)。
したがって、今後の税制改革の議論は、これまで述べてきたような各種の税制の負担合理化

注）海外住宅・不動産税制研究会編著（2008）『欧米か国におけるキャピタル・ゲイン課税制度の現状と評価』㈶日本住宅総合センター、頁。
）高野幸大（2007）「キャピタル・ゲイン税」イギリ
ス住宅税制研究会編著『イギリスの住宅・不動産税制』㈶日本住宅総合センター、76頁。
）前掲注、頁。
）前掲注、10頁。
）Tiley & Collisonʼs UK Tax Guide 2011-12. Lexis
Nexis, pp.995
）J. Tiley（2008）Revenue Law, 6th ed., Hart Publishing, pp.662.
）海外住宅・不動産税制研究会編著（2010）『相続・贈与税制再編の新たな潮流』㈶日本住宅総合センタ
ー、頁。
,）Review of Tax Reliefs；Final Report, March 2011
（Office of Tax Simplification）による。
）『図説日本の税制』（平成20年版、293頁）によると、
わが国の課税割合は4.2％とされる。
10）前掲注、13頁
11）前掲注、15頁
12）前掲注,、15頁
13）金子宏（2007）『租税法（12版）』（弘文堂）451頁。
14）中里実（2011）「相続税の複雑性」（『季刊住宅土地経済』No. 80）頁。
15）R. Douglws（1999）Taxation in Britain Sonce1660,
Macmillan Press, INC, pp.72、pp.92.
16）海外住宅・不動産税制研究会編著（2010年）『主要先進国における住宅・不動産保有税制の研究』㈶日本住宅総合センター、〜,頁。
17）前掲注15、11頁。
18）前掲注15、18〜20頁。
19）前掲注15、429〜430頁。
20）いわゆる、固定資産税の実効税率（商業地及び住宅地のそれぞれの固定資産税額 ÷ 宅地資産額
×100％）で、割評価実施後の変化率をみると、商業地は平成年時点で0.3％程度のものがその後急騰し、平成22年推定では、0.65％程度と倍増しており、
平成年度土地税制改正時に土地保有課税のひとつの目標とされた0.4％を大きく上回る結果となっている。
21）『改正地方税制詳解（平成16年）』（財）地方税務協会、53頁、166頁、167頁。
22）前掲注9、271頁によると、イギリスの国民所得に占める個人所得課税負担割合は13.5％、課税最低限
は124.3万円であり、日本はそれぞれ4.2％、325.0万円とされている。

のための政策を推し進めつつ、課税ベースの拡大等を進めるというきわめて困難な道を歩む必

イギリスの税制、日本の税制

7エディトリアルノート

住宅が日本の国富の大きなシェ

そこで、清水論文では、ディワなっている。そのためにも、効率アを占めていることはよく知られートにより提唱された、両方の方的で効果的なサービスの供給が求ている。このため、住宅の価値を法を折衷させた機会費用を用いる

められている。

的確に把握することが国富を知る方法で推計した。ディワートの方

高齢者用住宅のなかでも、バリ

うえで重要となる。その方法とし法とは、ユーザーコストと近傍家

アフリー構造を有し、安否確認やて、経済統計では帰属家賃を求め賃法による家賃の最大値を機会費

生活相談サービスがあり、かつ事て計算している。帰属家賃とは、用と考えて、計算する方法である。 業者からの一方的な解約などを防持ち家に対して、所有者が自分のユーザーコスト法による不自然なぐ契約の住宅をサービス付き高齢住宅に対して払うと想定される家負の値の弊害を減じることができ者向け住宅という。この住宅が、賃額である。持ち家が賃貸住宅とるのが利点となっている。

高齢者の生活支援という意味で、して市場に出された時の家賃額とただ、この方法でも時期によっいうことになる。もちろん、そのては3.5倍の乖離が見られることような家賃は実際には払われないを明らかにしている。国民経済計

丹呉・高山論文（「サービス付

ので、推計するしかない。

算や消費者物価統計で大きなウェ

き高齢者向け住宅への補助政策の重要な一翼を担うことが想定され
ている。

清水論文（
「持ち家の帰属家賃イトを占める帰属家賃が、いかに経済分析」）では、このサービスの測定」）では、適切な持ち家の推計が困難な対象であるかを明ら付き高齢者向け住宅（以下、サー帰属家賃を推定する方法を探求しかにしたという意味で画期的な研ビス付き）への補助政策の効率性ている。帰属家賃を推計する主な究である。

について評価を試みている。

方法としては、近傍の賃貸住宅のそもそも、帰属家賃という概念

介護施設とサービス付きを比較

家賃から推計する近傍（等価）家は、市場で観測される統計量では

すると、介護施設への補助のほう

賃法と住宅を保有することの機会なく、あくまで仮想的な概念であが手厚い。そのため、サービス付費用から推計するユーザーコストる。そのため、正解がない問題にきの需要が相対的に低くなる。介法とがある。

対して、精度を求めねばならない

護施設への過大な需要量を軽減す

清水論文では、近傍家賃法で推という難しい状況にある。その意るために、現状では総量規制があ計した結果、推計された帰属家賃

味では、経済統計において、帰属る。すなわち、需要者と供給者のと県民経済計算による持ち家の帰

家賃よりも信頼性の高い別指標を割当によって、マッチングをして属家賃とは、時期によっては10倍用いるほうが良い可能性を示唆しいるのである。実際には、要介護の乖離があったことを示している。 ているとも言える。また、学問的度の高い者が多く割り当てられてこの理由として、賃貸住宅市場とには、まだ大きく改善の余地があおり、その意味である程度効率的持ち家市場における住宅品質に差る挑戦しがいのある分野であるとに運用されている可能性はあるもがあることに加えて、住宅価格とも言えるだろう。

のの、価格機構が働かない分、非家賃の変動は完全には連動してお今後のさまざまな討議を呼び起効率性は避けられないとしている。

らず、結果としてバブル期など価こす可能性のあるエポックメイキ

その場合、サービス付きへの補助

格変動が大きい時には大きく乖離

ングな論文であると言えよう。

を充実すれば、介護施設への過大してしまうことを指摘している。

◉

な需要は抑制されるため、効率性

また、ユーザーコスト法では、資今後、高齢化がさらに進行する

改善の余地があることとなる。

産価格変動に大きく依存してしまことは確実であり、その際に高齢サービス付きには介護事業所やい、不自然に負の値になったりす

者の生活支援をどのように社会的診療所等を併設しているものと、る問題がある。

に整備していくかは喫緊の課題と併設していないものがある。併設

8

季刊 住宅土地経済

2013年春季号№88

しているもののほうが、移動費用含めて広範囲で地震を経験するこ

上記のような結果は、耐震性能に削減や人材の多能工化という観点ととなり、社会における耐震性能

敏感な不動産市場であるならば、から優れている可能性があるものに対する関心が高まった。

極めて自然な結果である。

の、価格に差異を設けることがで耐震性能を端的に知る方法は現小松論文では地震リスクと賃料

きず、この点でも市場に歪みが生行の耐震基準に合致しているかどとの関係についても分析している。

じる可能性があると指摘している。 うかであり、1981年月日以降

ただ、PML 値はデータとして得

丹呉・高山論文はサービス付きの建築確認をとっているかどうかられていないために、地域の建物に対する補助政策の有無を定量的が目安とされる。しかし、旧耐震

倒壊危険度のみとの関係の分析とに比較している。結果として、総基準であるからといって、現行のなっている。結果として、建物倒量規制による入所割当が効率的な基準に合致していないとは言い切

壊危険度が高い場合には賃料にも場合、もしくはサービス付きへのれない。そのため、本来は建物自負の影響があることが示されてい自主的な移行が少ない場合には、体の耐震性能を個別に測るしかなる。しかも、危険度が高いほうが純便益は負となり、政策として推い。

負の影響も強く推定されており、これも自然な結果となっている。

奨できないと指摘している。逆に不動産市場で使われている指標

言えば、割当が非効率でかつサーとして、PML 値がある。PML 値

さらに、小松論文では地震リス

ビス付きへの自主的な移行が多いとは予想最大損失率であり、建物

クとキャップ・レートとの関係に場合にサービス付きへの補助施策

使用中に予想される地震に対してついて分析している。キャップ・が正当化されることとなる。補助予想される最大の物的被害額の建レートとは、資本還元利回りのこによるサービス付きの魅力度向上

物再調達価格に対する比である。

とで、家賃収入から諸費用を差しが大きく期待できるかどうかが重小松論文（「地震リスクとオフ引いたものを価格で割ったものと要であると言えよう。

ィスビルの不動産価値との関連考えることができる。前分析で、高齢者の生活支援は、今後、さ性」）で は、こ の PML 値 を 利 用

家賃にも価格にも地震リスクは反らに高齢者割合が増加しているた

して、オフィスビルの不動産価値映していることが判明しているた

めに、社会全体としての効率的なに地震リスクがどの程度影響を与め、地震リスクとの関係は明確で制度設計が鍵となる。

えているかを分析している。

はない。分析の結果、建物倒壊危

本研究のような分析をさらに精地震リスクとオフィスビル価格

険度とキャップ・レートの間には緻に進め、効率的で効果的なサーと の 関 係 を 分 析 し た と こ ろ、

統計的な有意性が認められなかっビスの供給体制を築くことが期待

PML 値が価格に負の影響を与えたと報告している。価格と家賃にされる。

ていること、さらに、建物倒壊危

地震リスクが十分に織り込まれて険度が高い地域ほどその影響は大いるならば、さほど有意な影響が◉阪神・淡路大震災では、地震のきくなることを明らかにしている。 見られないということもうなずける。

揺れによる建物倒壊が多く発生し、 PML 値は予想される最大被害予分析結果全体を通して見ると、耐震性の重要性を知らしめた。そ測値であって、被害総額の期待値

オフィス市場では地震リスクがかの後、災害復興や耐震面での制度ではない。PML 値が大きければ、 なり適切に織り込まれている可能的進展はあったものの、耐震性に

最大被害値も大きいが、それは被性を示唆していると言えるだろう。

ついての人々の認識はやや薄れて害を受けやすいことも示している

今後のオフィス市場の耐震性のあきていたかもしれない。2011年のので、長期的な被害総額の期待値り方を考えていくうえで、重要な

東日本大震災では、津波被害が大は PML 値以上に大きめになると示唆を与えてくれる論文である。

きかったものの、その後の余震も考えることができる。そのため、(Ｙ･Ａ)

エディトリアルノート

9

論文

持ち家の帰属家賃の測定
清水千弘
指数（以下、CPI）に含まれている帰属家賃に

1 住宅価格と帰属家賃

は強い粘着性が存在しており、その結果、現在住宅価格の変動は、さまざまな経路を通じて、 の CPI のインフレ率に対して無視できない歪経済システムに対して影響を与える。そのため、 みをもたらしていることを指摘している2)。
経済政策の運営において、住宅価格と他の資産

経済統計における持ち家の帰属家賃の推計の価格、または、財やサービス価格との相対的な歪みの問題は、CPI だけの問題ではない。持ち価格差を比較していくことは極めて重要となる。 家の帰属家賃は、国民経済計算（SNA）におそのようななかで、近年においては住宅価格指1)数の整備が、国際的に進められてきた 。
なかでも住宅のサービス価格である家賃は、いても各国共通におおよそ割程度のウェイトを占めている。そして、GDP の規模やその変動は、CPI とともに金融政策・財政政策におい家計の効用関数の重要な要素となるだけでなく、 て最も重要な指標であることはいうまでもない。
資産価格の変動を財・サービス市場へと伝搬さ

ここで、CPI や国民経済計算で活用されていせるためのチャネルとしての役割を持つ。経済る持ち家の帰属家賃の推計手法に注目してみよ

統計の中で最も重要な指標の一つである消費者う。持ち家の帰属家賃の推計方法としては、日物価統計においては、住宅家賃は全体のバスケ本や米国が採用している周辺の家賃相場から類ットのおおよそ分ののシェアを占めている。 推する近傍家賃法(Equivalent Rent Approach)
そ の た め、Goodhart（2001）は、家 賃 は 資 産と、欧州を中心に活用されている使用者費用法、

市場と財・そービス市場を結ぶ最も重要な結節または、ユーザーコスト法が代表的な手法とし点であると指摘している。

て挙げられる。

ただし、この前提には、住宅価格の変動と家まず、近傍家賃法は、理論的には住宅価格の賃が正しく連動していることが必要とされる。

変動と家賃が正しく連動しているという前提がもちろん伝統的な新古典派の経済理論が示して置かれている。また、調査方法としては、家計いるように、資産価格は将来に対する収益流列の支払い家賃に基づき計算されている。そこで、の現在価値の合計として決定されていることを住宅価格の変動と支払い家賃が正しく連動して考えれば、その両者の間には一定の裁定が働くいるのかどうかといった問題と併せて、家賃デことは容易に理解できる。

ータが発生する賃貸住宅市場と持ち家市場で、しかし、実際の消費者物価統計などで測定されている家賃は、市場の状況を適切に反映する住宅の品質に差が存在しないかといった二つの問題が指摘される。

ことができていないといった指摘も多い。例え

このような問題を改善するために、ユーザー

ば、Shimizu, et al.（2010）で は、消 費 者 物 価

コスト法が提案されているものの、ユーザーコ

10

季刊 住宅土地経済

2013年春季号№88

清水氏写真ストの推計においても問題を残す（Shimizu, et

しみず・ちひろ1967年岐阜県生まれ。1994年東

al. 2012）。その典型的な問題は、住宅価格が大京工業大学大学院理工学研究科
博 士 課 程 中 退。東 京 大 学 博 士

きく上昇するなかでは、ユーザーコストは負に（環境学）。現在、麗澤大学経済なってしまうという問題である。

学部教授、ブリティッシュコロ

それでは、持ち家の帰属家賃の推計は、どのンビア大学経済学部・香港大学
建設不動産学部客員教授。

ような手法を用いるべきなのであろうか。本稿
では、このような疑問に応えるために、Shimizu, et al.（2012）によって提案されたディワー
トの機会費用法を用いて、東京を対象として持ューしている3)。以下、これらの関係を整理しち家の帰属家賃の推計を行ない、従来の推計方てみよう。

法に基づく測定結果とどの程度の差異が生まれるのかを明らかにすることを目的とする。

2 近傍（等価）家賃法とユーザーコスト法

ここで、V  は、生産されてから v 年が経過した t 期の最初の資産価格であるとする。そうすると V  は、期分その資産が古くなった期後（t+1）の資産価格、u  は t 期の最後

2.1. ユーザーコストモデルの基本式に受け取ることができる期待サービス価格とな

消費者物価統計や国民経済計算において、持る。期待サービス価格とは、資産のサービスへ

ち家の帰属家賃とは、何を測定することを目的の対価であり、リース料（不動産の場合では家とすべきなのであろうか。

賃）に該当する。

例えば、Diewert and Nakamura（2008）でまた、生産後 v 年が経過した資産の t 期の終は、持ち家の帰属家賃を、「測定する時点におわりに支払う経費支出を O 、r  を期待名目利

ける、同じ種類の住宅の“市場価値”に対応し子率（i.e.

た住宅の利用によって得られるサービス」としされる期待利子率）とする。ここで、期待値はている。つまり、住宅を所有することによって、t 期の最初に決定されるものと考える。

他の代替資産との裁定の結果決定

家計はどの程度のサービスに対する費用を負担

また、この資産の生涯時間を m 年と仮定すとしているのかを市場価値として測定することる。このような仮定の下では、t 期の資産価格が求められている。この費用の定義をより厳密は次のように定式化できる。

に考えれば、住宅を保有することの機会費用であるといえよう。

V =u 
u 
u 


+

 +⋯+

1+r
1+r 1+r Π 1+r −O 
O 
O 


−

 −⋯−

1+r
1+r 1+r Π 1+r 

家計が住宅を利用することによって享受することができる効用の対価としての費用の市場価値と定義すれば、その時々の市場で成立する市⑴

場家賃となる。しかし、実際に保有し利用する

この資産が期経過すると、⑵式のようになためには、住宅の資産としての側面を考えれば、 る。
その価格変動も考慮しなければならない。そうすると、住宅を保有コストと併せて、ある時期に売却し、一定期間後に買い戻したときに発生する費用も考慮しなければならない。いわゆる、

V 
=
+

u 
u 


+⋯
 +

1+r
1+r 1+r 



u

Π



1+r −O 
O  −⋯−

1+r
Π  1+r 

ユーザーコストである。
Katz（2009）では、家賃とユーザーコスト、
そして資産価格との関係について網羅的にレビ⑵

ここで、⑵式の両辺を、1+r で割ると、⑴式の結果から、⑶式を得る。
持ち家の帰属家賃の測定

11V −

V 
u 
O 

 =
−
1+r
1+r
1+r 

⑶



⑶式に1+r をかけると、t 期のユーザーコ

2.2. 金融効果（負債）を考慮したユーザーコスト

住宅を取得する際には、住宅ローンを組んで購入することが一般的である。ここで負債の効スト、または、期待サービス価格u は、⑷式

果を考慮する。このような負債の効果を加味しとして求めることができる。

たものを、ここでは「金融ユーザーコスト」と












u =r V +O −V







−V 

⑷

呼ぶ。

このように得られた裁定式は、実際の経済統

ここで t 期における負債を（D ）とすると、計の作成実務においては、資産価格が大きく上保有しているエクイティ部分は、V −D  とな昇する局面では、ユーザーコストはマイナスとる。そこで、⑸式で定義した VV ユーザーコ

なってしまうという問題が発生する。逆に、価ストは、⑹式のように展開できる。

格の下落局面ではユーザーコストが大きく上昇する。つまり、⑷式に基づく短期的な資産価格
の変動 V 
−V  によって、ユーザーコストのボラティリティが大きくなってしまうのであu≡V −D 
1+r 
−



−r D −O +V −D 
1+r 



⑹

ここで、V  は、t 期の最初に予測した期待る。
Poole, et al.（2005）は、この資産価格の変動資産価格であり、（r D ）は、負債に対する支分をより実際の家計の住宅選択行動と照らして、払利子額、（O ）は経費支出額である。そこで、次のように改善することを提案している。

⑹式は、⑺式として求めることができる。
u ≡r D +r V −D +O −V −V ⑺式からも理解できるように、ユーザーコス

を原価償却率、固定資産税、維持管理費等の集トは、負債の多寡によって変化する。例えば、合とし、資産価格の変動を居住期間を想定した

負 債 が まっ た く な い 家 計 を タ イ プ A（Type

住宅市場の変動と考え、その期待キャピタルゲ

A）とすれば、その家計のユーザーコストは、

イン（Eπ）として変更すことを提案している。

⑻式のようになる。

資産の年齢（生産後年数）は無視して、V

は t 期の最初の資産価格、r を名目利子率、V

つまり、家計は、毎年住宅を売却し購入しているのではなく、一定の期間を利用し、その利用期間を想定したキャピタルゲインの変動を想定していると考えているのである。
そこで⑷式は、⑸式のように書き換えることができる（以下、VV ユーザーコストと呼ぶ）
。











u =r V +γ V −EπV−O +V u   ≡V −
1+r
1+r 



=

⑺



O +r V −V −V 
1+r 

⑻

このタイプ A のユーザーコストは、u    ≡r V +O −V −V ⑼となり、VV ユーザーコスト（⑸式）と一致す=住宅利払い+経費−期待価格上昇率 t+1
⑸る。
一 方、負 債 が 存 在 す る 家 計 を タ イ プ B

ここでの特徴は、キャピタルゲインの推計を、 （Type B）とすると、⑽式のようになる。
資産ごとではなく当該資産が所属する集合体の期待値へと変更した点である。そのため、実務的には、中期的な資産価格の期待値を用いることとなるため、資産価格の変動に伴うボラティ
リティは縮小することとなる。

12

季刊 住宅土地経済

2013年春季号№88u  ≡V −Dt
1+r −r D −O +V −D 
1+r 

−





=

r D +O +r V −D −V −V 
1+r 

⑽

この時の、タイプ B のユーザーコストは、が大きく上昇することが期待されているなかで⑾式として表すことができる。













家計の最適行動を考えたときには、住宅価格u   ≡r D +r V −D +O −V

は、住宅価格が低い時期に売却し、それを買い−V ⑾

戻すといったような行動をとることはないであ

最後に、資産価格が大きく下落してしまい、ろう。住宅価格が大きく上昇することが期待さ

負債が資産価格を上回ってしまうようなケース

れている時期は、ユーザーコストが負となるケも想定される。近年の米国で発生したサブプラースである。そのような場合には、帰属家賃をイムショックによって、米国の多くの世帯では、

機会費用として考えれば、近傍家賃として測定

このような債務超過となった家計が急増したのすべきである。

である。このケースをタイプ C（Type C）とすると、逆に、住宅価格が下落することが予想されている時期には、住宅を売却して買い戻したほう−r D −O +V −D u   ≡−
1+r
1+r 



がよい。その場合には、ユーザーコストとして測定されるべきであろう。
⑿

として表すことができ、そのユーザーコストは、⒀式のようになる。
u    ≡r D +O −V −V ⒀

これを「ディワートの機会費用法」と呼ぶ。

3 実証分析
3.1. ヘドニック価格・家賃関数の推計

次に、具体的なデータによって、それぞれの2.3. ディワートの機会費用法

ユーザーコストがどのように変化するのかを見

以上のように、従来利用されてきた⑷式で示てみよう。ここでは、Shimizu, et al.（2012）されたような伝統的なユーザーコストは、キャの推計結果を要約して紹介する。

ピタルゲインを住宅価格の期待上昇率へと修正

まず、⑷式から出発しよう。⑷式の左辺をヘした VV ユーザーコスト、そして負債の効果

ドニック家賃関数によって求め、右辺はヘドニを加味した金融ユーザーコストへと精緻化をす

ック住宅価格関数を推計することによって予測ることができた。

す る。推 計 対 象 は、東 京 都 全 域（都 区 部 + 都

それでは、このような改善されたユーザーコ

下）として、推計期間は1991-2009年である。

ストと日本や米国が採用する近傍家賃法

また、住宅の種別を戸建住宅、共同住宅（マン（Equivalent Rent Approach）のどちらが正確ション）の用途とし、それぞれに区分して計に持ち家の帰属家賃を測定することができるの算した。

であろうか。

近傍家賃法による家賃推計においては、ヘド⑷式でみたように、ユーザーコストと家賃は

ニック家賃関数を推計し、その推計結果を用い一致することになるが、実際には一致することて各住戸の想定家賃を推計する。また、ユーザは少ない。そうしたときに、ユーザーコスト法

ーコストの推計においては、住宅価格の予測がと近傍家賃法はどのように理論的な整合性を持重要となるが、その予測においても戸建住宅価って説明することができるのであろうか。

格および共同住宅価格を用いたヘドニック関数

ディワートは、機会費用として持ち家のコスを推計し、予測値を求めることとした。

トを定義した時に、ユーザーコストと近傍家賃

さらに、ヘドニック関数の推計においては、

法によって推計された家賃とを比較して、その各年で価格形成構造が変化していくことが予想

最大値を取るべきであるということを提案してされるために、⒁式のように、時間の変化に伴いる。

う家賃・価格形成構造の構造変化を加味した形
持ち家の帰属家賃の測定

13で関数を推計することとし図ઃ―ヘドニック関数の推定結果に基づく住宅価格と家賃の変化

た（Shimizu, et al. 2010）。
μ =X β +υ ⒁

ここで、μ  はある時
点 t における i 建物 j 種
類の不動産家賃・価格であり、X  はその不動産の規模や建物年齢に関する属性ベクトルとなる。
j は、一戸建て住宅家賃、共同住宅家賃と合わせて、一戸建て住宅価格、共同住宅価格といった種類別の家賃、価格を意味している。

地理情報システムを用いて、最寄り駅を確定す

各用途別のヘドニック関数の推計においては、るとともに、そこまでの道路距離を測定した。

建物属性としては、専有面積、建物年齢（築また、確定された最寄り駅情報を用いて、「都年）、最寄り駅までの距離（駅距離）、都心まで心までの時間距離」を測定した。

の時間距離（都心距離）を共通に用いるととも

建築後年数に関しては、「住宅統計調査」のに、戸建住宅関数においては前面道路幅員を、

市町村別データを用いた。各市町村単位で正規

家賃関数においては構造ダミー（RC 造であれ分布に従っていることを想定し、戸建て住宅価

ば、それ以外は）を追加した。また、地域

格−共同住宅別、年別、市町村別にそれぞれの格差を制御するために市町村別の行政地域ダミ

平均値を与えた。
このようなストックに対して、推計されたヘ

ー、沿線ダミーを採用した。

ドニック住宅価格関数および家賃関数に基づく
予測値の平均値の動きを見たものが図である。

3.2. 住戸別住宅価格・家賃の推計

ここで推計されたヘドニック関数を用いて、一戸建て住宅価格および共同住宅は1990年に各住戸別に家賃とユーザーコストを計算するたピークを迎え、その後下落に転じるが、家賃はめの住宅価格を予測する。

1991年または1992年にピークを迎え下落に転じ

住宅ストックデータとしては、1991年、1996

る。また、その変動幅も、価格の変動幅と比較

年、2001年、2006年の東京都建物利用現況調査

して家賃の変動幅は小さい。この住宅価格と家（都区部・多摩）のマイクロデータを用いるこ賃の変動の差異は、近傍家賃として推計した場ととした。同データは、建物単位でポリゴンデ

合の帰属家賃とユーザーコスト法によって推計ータとして整備されており、その建物現況（戸された場合の帰属家賃で大きな差が存在するこ建住宅か、共同住宅か）、構造（木造か、非木とを示唆するものである。

造か）、建物階数、面積などを知ることができる。しかし、ヘドニック関数の従属変数として3.3. 資産保有コスト

用いたような「最寄り駅までの距離」や「都心ユーザーコストを推計するためには、資産保までの時間」、または「前面道路幅員」、「建物

有コストである維持管理費・金利・固定資産税

年齢」に関する情報を持っていない。そこで、額を設定しなければならない。なかでも維持管

14

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2013年春季号№88

理費の扱いは実はきわめて難しい。資産価値を各住戸別に予測した。また、建物価格は、推計維持するような投資を実施することで、減価償された各住宅価格総額から公示地価関数に基づ却の効果が変化してしまうためである。しかし、

く推計土地評価額を控除することで求めた。

ここでは単純化のために、その効果は無視する

加えて、固定資産税の名目税率は建物・土地こととした。単位（㎡）面積当たりの維持管理

ともに、その資産額の1.4% である。しかし、費は、リクルート社の住宅購入者アンケートか

実際の実効税率は、その水準よりも低いことがら計算し、その費用を住宅の規模（S）にかけ知られている。そこで、東京都の実効税率を推合わせることとした。同アンケート調査に基づ

計し4)、その税率を適用した。

く値は、2005年度だけである。そこで、その他の年度においては、2005年の推計値を、東京都

3.4 キャピタルゲインの消費者物価指数の「設備・管理費」の変化率

ユーザーコストの計算のなかで、もっとも重によって外挿した。

要な構成要素となるのがキャピタルゲインであ

金利に関しては、負債率を50% と想定して、住宅ローン金利を用いた。

る。⑷式では V 
−V  として定義され、これは各住戸の価格変化となる。

そうすると、保有コストの中でも中心的な費⑸式と⑺式においては、期待値として定義さ用となる固定資産税額の計算が残る。ここで、れている。その理由としては、家計の住宅選択

期の建物および土地に対する固定資産税額をが単年度の価格変化を見て投資をしているとは










想定しづらく、かつ、キャピタルゲインの単年土地に対する税率 τ とすると、次のように表

度の実績値ではボラティリティが大きくなりす

現できる。

ぎてしまうためである。そこで、⑸式と⑺式のT 、T とする。また、建物に対する税率を τ















⒂

キャピタルゲインは V −V  として求めた。

τ ≡T P Q ⒃

実際の期待成長率（Eπ）は、市区町村（k）

このように定義すると、固定資産税額を考慮

単位で過去年間の変動率の幾何平均として求τ ≡T P Q

したユーザーコスト u は、⒄式のようになる。 めた5)。つまり、住宅市場に対する期待は、市R ≡V 1+r +T +T −V 

















区町村単位での Backward looking で決定され












=P Q +P Q 1+r +τ P Q +τ P Q


















ているものと想定した。

−P 1+i 1−δ Q +P 1+i Q 
=p Q +p Q ⒄

4 等価家賃とユーザーコストの計測

また、固定資産税額を考慮した建物価格 p 、

4.1. 等価家賃の推計

土地 p  価格は、⒅、⒆式のようになる。

ユーザーコストの推計に先立ち、ヘドニック












p ≡1+r −1+i 1−δ +τ P











=r −i +δ 1+i +τ P











p ≡1+r −1+i +τ P














家賃関数に基づき計算された持ち家帰属家賃総⒅

額と、県民経済計算で公表されている持ち家の帰属家賃を比較した（表）。

⒆

両者を比較すると、バブルピーク時である



1990年には10倍の乖離が存在していたことがわをどのように計算するのかといったことが重要かる。両者に乖離は年々小さくなっていき、=r −i +τ P

税額の実際の計算においては、P または P
になる。本稿では、P の推計は、⒁式に基づ

2009年には1.6倍までに収束する。

き1990年から2010年までの年別に、固定資産税

バブルピーク時で10倍までの乖離をもたらしの土地評価のベンチマークとなっている公示地

た原因は、しばしば指摘されてきた単なる持ち価を用いたヘドニック関数の推計結果を用いて、 家と貸家の品質の格差では説明することができ
持ち家の帰属家賃の測定

15表ઃ―推計帰属家賃と県民経済計算との比較

図઄―金融ユーザーコスト＞推計家賃

比率（%）

うことは容易に予想されよう。
ここで、一連の整理で求められた各種ユーザーコストとディワートの機会費用を計算してみよう。具体的には、第節で推計されたヘドニ
ック関数、および設定された各種パラメータを用いて、⑷式に基づくユーザーコスト（基本ユーザーコストと呼ぶ）、⑸式に基づく VV ユー
ザーコスト、⑺式に基づく金融ユーザーコストないだろう。両者の乖離をもたらした最も大きとディワートの機会費用を求めた。

な原因は、住宅市場が大きく変動するようなバ

まず、ディワートの機会費用は、推計家賃とブル期やその崩壊期において、実際に公的統計

金融ユーザーコストとの最大値を取る。そこで、で測定されている住宅家賃は十分に動くことが各建物単位で推計家賃と金融ユーザーコストをできず、市場で決定されている市場家賃と消費比較し、全建物占める金融ユーザーが推計家賃者物価指数などで調査されている支払い家賃とを上回る住戸の比率を、戸建住宅、集合住宅別の間に大きな乖離が生まれるためだと考えられに見たものが、図である。

る。

金融ユーザーコストは、期待成長率が低下しこの結果は、消費者物価指数の帰属家賃の粘ていくなかで大きくなっていく様子がわかる。

着性を測定した Shimizu et al.（2010）の結果

そのため、期待成長率が大きく低下していくと整合的である。

1992年および1994年、1995年にかけては、推計
家賃をユーザーコストが大きく上回っていた。

4.2. ディワートの機会費用の測定

一方、住宅価格の下落率が縮小、または上昇に

現在の支払い家賃に基づく近傍家賃法におい転じはじめる1990年代後半および2000年代に入ては、持ち家の帰属家賃を過少に計測すること

ると、ユーザーコストは低下した。そのため、が理解された。この乖離は極めて大きく、今後

金融ユーザーコスト＞推計家賃の比率は急速にの修正の必要性を示唆する。

低下しており、持ち家の帰属家賃は近傍家賃法

さらに、近傍家賃法は、持ち家の資産価格ので推計された結果と近似していく。

変動が正しく家賃に反映されているという強い

この結果から、1990年代を通じて経済計算に前提が置かれている。このような仮定は非現実おける持ち家の帰属家賃が過少に推計されてい的であり、実際の市場では両者が乖離してしまたことが類推できる。つまり、現在の経済計算

16

季刊 住宅土地経済

2013年春季号№88

表઄―ユーザーコストの比較において計測される持ち家の帰属家賃は、従来を残しているためである。

から指摘されてきた近傍家賃法で使用されてい一方、基本ユーザーコストは、1990年からる家賃の情報選択の誤りと品質調整がなされて1991年の単年度で大きな価格下落が生じたこと

いないといった推計方法上の誤りによって過少から、極めて大きな値を示している。家賃と比推計されていただけでなく、資産価格の変動が較すると倍の大きさである。

正しく家賃に反映されているとした調査方法のまた、基本ユーザーコストは、住宅価格が上コンセプトの設計の問題によっても過少評価さ昇に転じる2000年代半ばに入るとマイナスの値れているのである。

を示す。さらに、住宅価格の期待上昇率を用い

ここで各種ユーザーコストを比較したものが、 る VV ユーザーコストにおいても、ミニバブ表である。⑷式にもとづく基本ユーザーコス

ルと言われた2007年にはマイナスとなっていた

トは、キャピタルゲインが低下していくなかでことがわかった。

上昇した。また、期待成長率が大きく低下した
1992年および1994年、1995年にかけては、近傍家賃を基本ユーザーコストが大きく上回っていた。

5 結びにかえて：持ち家の帰属家賃測定の課題
持ち家の帰属家賃は、国民経済計算および消一方、住宅価格の下落率が縮小、または上昇

費者物価統計においてきわめて大きなウェイトに転じはじめる2000年代に入ると、基本ユーザを占めるとともに、重要な役割を担う。そのたーコストは低下し、VV ユーザーコストおよびめ、さまざまな推計方法が提案され、日本にお金融ユーザーコストにおいては、1991年でマイいても、公表される統計によっては10倍程度のナスとなっている。その原因としては、この二乖離がある。このような事実が示すように、そつのユーザーコストはキャピタルゲインを過去の推計は、経済統計のなかでも最も困難な推計

年間の変動率の幾何平均として求めているた

対象であることがわかる。

めに、バブル期の住宅価格の急激な上昇の影響

本稿は、東京都を対象として、できる限りの持ち家の帰属家賃の測定

17

法によって測定された東図અ―ディワートの機会費用とユーザーコスト

京都の持ち家の帰属家賃
では、市場家賃を用いて近傍家賃法で推計したとしても、1993年から1998年の間では倍以上の乖離があり、とりわけ1995
年には約3.5倍の乖離が存在していたことがわかった。
以上のように、持ち家の帰属家賃は、消費者物
価統計や国民経済計算で大きなウェイトが占められているにもかかわらず、
マイクロデータを収集し、複数の推計方法を用

データソースが異なったり、推計方法が異なっいて持ち家の帰属家賃を推計した。

たりするだけで、無視できない極めて大きな乖

まず、日本で採用されている近傍（等価）家離が発生してしまう。

賃法（Equivalent Rent Approach）により推計

従来はユーザーコスト法によって帰属家賃をすることから出発した。本稿における近傍家賃

測定しようとしても、住宅価格の変動を測定で法の推計においては、テナントが入れ替わった

きる統計指標が存在しないといったデータの制場合の新規市場家賃データを用いてヘドニック

約が存在していた。

関数を推計し、各住戸単位で家賃を推計した。

しかし、住宅ストックの充実が図られるとと得られた結果を見ると、県民経済計算で計算さもに、国際住宅価格指数ハンドブックに基づき、れている持ち家の帰属家賃と推計された帰属家

国土交通省から新しい住宅価格指数の公表が始

賃では、バブル期のピークには10倍の乖離が存まった今、既存の経済統計のあり方を改めて見在していた。

直していく時期に直面しているものと考える。

続いて、ユーザーコスト法による推計を行なった。近傍家賃法において市場家賃を用いたとしても、住宅価格の急激な変動期においては、
その動きを反映させることは難しい。そのようななかで、ユーザーコスト法が提案されてきたものの、従来から提案されてきたユーザーコス
ト法では、住宅価格が大きく上昇する際には、それが負の値となってしまい、また下落局面では大きく上昇してしまうといった問題が指摘されてきた。
そこで、改善されたユーザーコスト法と併せて、ディワートによって提案された機会費用法
による推計を行なった。ディワートの機会費用
18

季刊 住宅土地経済

2013年春季号№88

謝辞
本稿の執筆は、Erwin Diewert 氏、渡辺努氏、西村清彦氏との共同研究に基づき執筆したものである。また、 United Nations Economic Commission、 Meetingof the Group of Experts on Consumer Price Indices、2012（Geneva、 Switzerland: 5/31-6/1、2012）の参加者から、有意義なコメントをいただいた。ここに記して御礼申し上げる。
注）G20の決定を受けて、欧州統計委員会において、「住宅価格指数ハンドブック」が開発され、公表された。http: //epp. eurostat. ec. europa. eu/portal/page/
portal/hicp/methodology/hps/rppi_handbook）Shimizu et al.（2010）では、新規の契約のもとでの市場家賃データを用いて持ち家の帰属家賃を推計

し、家賃以外の構成を変化させないままに、現在の支払い家賃を元に計算されている帰属家賃指数を、新しく推計された家賃指数で置き換えたときに、消費者物価指数がどの程度の変化があるのかをシミュ
レーションしている。得られた結果を見ると、新しい家賃指数のもとで計算された東京都区部消費者物
価指数に基づき計算されたインフレ率は、1980年代
後半のバブル期においては約パーセント高かった
ことが報告されている。
）ユー ザー コ ス ト、古 く は Fisher（1897）や Hicks（1939）では、離散型時間アプローチ（discrete time
approach）によって定式化が進められた。近年では、
Diewert（1974, 1980）の定式化も離散型時間アプロ
ーチに基づくものである。また、Jorgenson（1963,1967）、Jorgenson and Griliches（1967, 1972）、
Christensen and Jorgenson（1969, 1973）では連続型
時間モデル（continuous time approaches）として定式化されている。
）固定資産税の土地評価においては、小規模宅地に対する軽減措置など、様々な調整が実施されている。
そのため、土地評価額に基づき税額が決定されているわけではない。そこで、東京都全体の課税標準額（実際の課税のための土地価格として決定された価格合計）を SNA 統計で計算されている土地資産額の比率として求めることとした。SNA で計算されている
土地資産額は、地価データは公示地価を利用し、面積は固定資産税のために整備されたデータを利用している。そのため、両者の比率は公示地価と固定資産税の土地評価額との比率と同じになる。
）東京都を、特別区23区と30市町村、合計53地域に分割した。東京における住み替え行動は、行政区を超えて行なわれることは極めて少ないことが明らかになっている。また、住宅の価格変動は、地域によって大きく異なることも知られている。そのため、行政区別に期待成長率を計算することが妥当であると判断した。
参考文献
Christensen, L. R. and D. W. Jorgenson（1969）“The
Measurement of U.S. Real Capital Input, 1929-1967,”
Review of Income and Wealth, Vol.15, pp.293-320.
Diewert, W. E.（1974）“Intertemporal Consumer
Theory and the Demand for Durables,”Econometrica, Vol.42, pp.497-516.
Diewert, W. E.（1980）“Aggregation Problems in the
Measurement of Capital”, in D. Usher（ed.）, The
Measurement of Capital, University of Chicago Press,
pp.433-528.
Diewert, W.E. and A. O. Nakamura（2008）Accountingfor Housing in a CPI. Price and Productivity
Measurement, Vol. 1.Housing, pp. 13-48（Chapter 2）.
Fisher, I.（1897）“The Role of Capital in Economic
Theory,”Economic Journal, Vol.7, pp.341-367.
Goodhart, Charles（2001）“What Weight Should be

Given to Asset Prices in the Measurement ofInﬂation?”Economic Journal, Vol.111,pp.335-356.
Gordon, M. J.（1959）“Dividends, Earnings and Stock
Prices,”The Review of Economics and Statistics,
Vol.41, pp.99-105.
Hicks, J.R.（1939）Value and Capital, Clarendon Press（2nd edition 1946）.
Jorgenson, D. W.（1963）“Capital Theory and Investment Behavior,”American Economic Review, Vol.53(2), May, pp.247-259.
Jorgenson, D. W.（1967）“The Theory of Investment
Behaviour,”in R. Ferber（ed.）, Determinants ofInvestment Behaviour, National Bureau of Economic
Research, pp.129-155.
Jorgenson, D.W. and Z. Griliches（1967）“The Explanation of Productivity Change,”Review of Economic
Studies, Vol.34, pp.249-283.
Jorgenson, D. W. and Z. Griliches（1972）“Issues in
Growth Accounting: A Reply to Edward F. Denison,”
Survey of Current Business, Vol.52(4), Part II（May）,
pp.65-94.
Katz, A.J.（2009）“Estimating Dwelling Services in the
Candidate Countries: Theoretical and Practical Considerations in Developing Methodologies Based on aUser Cost of Capital Measure,”Chapter 3, pp. 33-50
in Diewert, W.E., B.M. Balk, D. Fixler, K.J. Fox and A.
O. Nakamura, Price and Productivity Measurement:
Vol. 1（Housing）, Trafford Press.
Poole, R., F. Ptacek and R. Verbrugge（2005）“Treatment of Owner-Occupied Housing in the CPI,”
presented to the Federal Economic Statistics Advisory Committee（FESAC）on December 9, 2005. http://www.bls.gov/bls/fesacp1120905.pdf
Shimizu, C, K.G. Nishimura and T. Watanabe（2010）“Residential Rents and Price Rigidity: Micro Structure and Macro Consequences,”Journal of Japaneseand International Economy, Vol.24, pp.282-299.
Shimizu, C , W. E. Diewert, K. G. Nishimura and T. Watanabe（2012）“The Estimation of Owner Occupied
Housing Indexes using the RPPI: The Case of Tokyo,”
RERES Working Report, No.50.

持ち家の帰属家賃の測定

19

論文

サービス付き高齢者向け住宅への補助政策の経済分析
丹呉 允・高山知拡
れてきた高齢者円滑入居賃貸住宅（高円賃）・

はじめに

高齢者専用賃貸住宅（高専賃）・高齢者向け優今後のさらなる高齢化に備え、高齢者にとっ

良賃貸住宅（高優賃）が一本化されたもので、て住みよい環境を整えることは、日本の喫緊の所定の基準を満たした住宅がサ付として登録さ課題である。その取り組みの一環として、2011

れる。サ付の登録基準には、少なくとも安否確

年月に「高齢者の居住の安定確保に関する法

認・生活相談サービスを提供することが含まれ律」が改正され、サービス付き高齢者向け住宅ており、この点が高円賃・高専賃との相違点と制度が創設された。

なっている。登録されたサ付は、専用ウェブペ

サービス付き高齢者向け住宅（以下、「サ付」という）とは、バリアフリー構造等を有し、安ージ1)に住宅情報が公開される。登録制度は、2011年10月より開始されている。

否確認や生活相談等の生活支援サービスを高齢サ付のなかには、登録基準として要求されて者に提供する住宅である。高齢の単独・夫婦のいないが、訪問系サービス事業所や診療所等のみ世帯の急増が見込まれる一方で、高齢者向け

介護・医療サービスを提供する施設を併設して住宅の供給が欧米各国に比べて遅れている。そいるものがあり、別途契約によりこれらの施設のため、サ付制度は、ハードとソフトの両面かからサービスを受けることができる。一方で、ら高齢者に安定した居住空間を提供することを

介護事業所等を併設せず、登録基準に定められ目的として創設され、建設費の補助や税制優遇

た最低限のサービスのみを提供するサ付も存在

等の様々な補助制度が実施されている。

する。本稿では、今後の分析の便宜上、前者の一方で、住宅という財の特性上、一度建てたものを取り壊すことは容易ではないため、住宅への補助政策は、効率性について十分に検討されたうえで実施される必要がある。

タイプのサ付を併設型、後者のタイプのサ付を分離型と定義する。
所定の登録基準を満たしてサ付として登録された住宅については、併設型・分離型共に等し

そこで本稿は、サ付への補助政策を効率性のく補助が実施される。具体的には、住宅部分に観点から評価することを目的とし、消費者余剰つき建設費の1/10、改修費の1/3に当たる補助アプローチによる分析手法を提示するとともに、 金（上限100万円／戸）が、高齢者生活支援施
定量的な便益評価を行ない、その結果を踏まえ設につき建設費の1/10に当たる補助金（上限た政策提言を行なう。

1000万円）が支給される。また、所得税・法人

1 サービス付き高齢者向け住宅制度の概要
サ付は、従来、高齢者向け住宅として供給さ20

季刊 住宅土地経済

2013年春季号№88

税・固定資産税・不動産取得税についても減税措置が講じられている。

丹呉氏写真高山氏写真

たんご・まこと
1986年新潟県生まれ。東京大学

たかやま・ともひろ
1986年千葉県生まれ。東京大学工学部卒。東京大学大学院公共政策学教育部専門職課程経済政経済学部卒。東京大学大学院公共政策学教育部専門職課程経済策コース修了。現在、国土交通

政策コース修了。

省土地・建設産業局建設業課事務官。論文：「住替え行動と中古住宅取引を考慮した住宅長寿命化政策の分析｣(共著)『土木学会論文集』Vol.67､ No.4､ 2011。

2.2 サービス付き高齢者向け住宅と介護施設の2 サービス付き高齢者向け住宅への補助

比較

政策の経済分析の枠組み⑴介護施設に対する手厚い補助
サ付と介護施設では、介護保険による補助の2.1「高齢者の住まい」という財の特性程度が異なる。介護保険上、一般的な自宅と同

本稿では、高齢者の住まいとして介護施設（特別養護老人ホーム等の介護保険施設を想定）、 様に扱われるサ付に対して、介護施設は手厚く優遇されている。

自宅、サ付の三つを想定し、それぞれの代替性

補助の程度に差異を生じさせる要因の一つは、に着目する。また、高齢者の住まいを「住宅」と「サービス」が統合された財であると捉える。 食費・居住費に対する給付の違いである。介護「住宅」とは、高齢者の住まいをハード面から保険制度では、基本的には食費・居住費は保険捉えたものであり、間取りや広さ、設備などで給付の対象外となっている。しかし、介護保険ある。「サービス」とは、高齢者の住まいをソ施設では、低所得者の負担軽減を図るために補フト面から捉えたものであり、家事補助、見守足給付がなされている。補足給付は、合計所得

り、介護、看護、医療など、高齢者が日常的に金額と課税年金収入額に応じて設定された負担

必 要 と す る サー ビ ス 全 般 で あ る。
「住 宅」と上限額を超えた負担額を補うかたちで給付され「サービス」は、価格や質について相互依存関る。たとえば、年金受給額が年間266万円以下係にあるため、高齢者が住まいを選択する際にの場合には補足給付の適用対象となり、標準的は、同時に選択される。

な 負 担 額 を 想 定 し た 場 合、給 付 額 は 食 費 がサ付補助政策は、サ付の「住宅」部分に対す

2.2〜3.2万円/月、居住費が1.0〜3.5万円/月とる補助金の交付によりサ付の価格を低下させる。 なっている。介護保険施設における補足給付の本稿では、サ付補助政策の効果として、価格低適用率は66.3%（平成22年度）であり、実質的下により代替市場である介護施設市場と自宅市には、食費・居住費に対しても補助がなされて場からサ付市場へと需要を移行させる効果に着いるといえる。
また、介護施設では入所者に手厚いサービス目する。
以上を前提とし、本稿では、サ付と介護施設、を提供できるように設備や人員配置に関する基

サ付と自宅の二つのパートに分けて、各市場の準が設けられており、介護を受ける環境として代替性に着目しながら、サ付補助政策の効果をはサ付以上に充実したものとなっている。介護

経済学的な観点から分析する。

施設の利用に係る費用は、補足給付も含めれば介護保険により包括的に補助され、利用者負担は抑制されている。一方、サ付においては、安否確認や生活相談等のサービスについて、介護保険制度とは別に、事業者との契約に基づいてサービス付き高齢者向け住宅への補助政策の経済分析

21

図ઃ―特別養護老人ホーム新規入所者の入所時点の要介護度（N=41,912）

図઄―施設からみた入所必要性（N=44,754）

出所）図、図とも、野村総合研究所「特別養護老人ホームにおける入所申込者に関する基礎調査報告書」より引用。

料金を支払う必要があり、介護施設に比べて補は、割当担当者が各主体の情報を完全に把握す

助は限定的である。

ることはできないため、最適な需要者・供給者

以上のような補助の違いから、サービス提供が選定されず、市場は非効率となる。

に対する政策介入がない場合と比較して、介護実際の入所の状況を見ると、特別養護老人ホ施設の需要は過大となり、サ付の需要は過小とームの新規入所者は、90% 以上が要介護以なる。

上となっており、要介護度を指標とすると、一定程度割当の適正化が図られている（図）。

⑵介護施設に対する総量規制

一方で、介護施設の入所申込者は、家族の事情

介護施設の需要が過大となる可能性を指摘しや地域の介護・医療資源等の多様な要素から入たが、総量規制の導入により過大需要は一定程所の必要性を判断しているため、要介護度だけ度是正されていると考えられる。

から割当の効率性を評価することはできない。

総量規制とは、介護財政の逼迫を背景として、 実際に、介護施設が申込者の入所必要性につい新規の介護施設の開設を制限するものである。

て「わ か ら な い・判 断 で き な い」ケー ス が

ただし、数量調整により過大需要を抑制する総44.2% にも上っており（図）、割当により生量規制には問題点がある。総量規制の下では、じる非効率性は避けられない。

需要者は入所希望者の中から入所検討委員会等

消費者余剰アプローチにより総量規制のもたにより選定され、供給者は施設開設の公募に対らす影響を分析したものが図である。単純化する応募者の中から選定される。このように需のため、介護施設市場とサ付市場では、それぞ

要者と供給者の割当が行なわれる市場は、参入

れ定額給付金 s 、s （s >s ）が支給されていが自由な市場と比べて非効率となる。参入が自ると仮定し、総量規制による需要者と供給者の由な市場では、支払意思額の高い需要者から施割当はランダムに行なわれると仮定する。この設に入所し、限界費用の低い事業者から介護施とき、総量規制の実施により介護施設の供給量

設を提供するため、市場は効率的となる。一方、 を減少させた場合（q →q ）、代替市場である
割当により需要者と供給者が決定される市場で
22

季刊 住宅土地経済

2013年春季号№88

サ付市場の需要量は増加する（q →q ）。なお、

図અ―総量規制による市場の変化（左：介護施設市場、右：サ付市場）

図આ―総量規制とサ付補助政策による市場の変化（左：介護施設市場、右：サ付市場)

D 、D  は総量規制前後における部分均衡需要した場合には、サ付の価格低下に伴い、介護施曲線であり、線分 BA は一般均衡需要曲線で設に対する支払意思額の低い需要者が自主的にある。需要量の変化に伴い、介護施設市場ではサ付に移行するため、総量規制による需要者のサービスに係る介護給付が減少するため死重損

ランダムな割当に伴う死重損失が減少する（⒢

失が減少し（⒜）
、サ付市場では介護給付が増<⒞）。

加するため死重損失が増加する（⒝）
。加えて、サービスに係る介護給付に加え、サ付補助に介護施設市場では需要者と供給者の割当が非効よる死重損失（⒡）が発生するものの、介護施率的に行なわれることに伴う死重損失（それぞ設の入所割当が効率化されるため経済厚生が改れ⒞、⒟）が発生する。

善する可能性がある。

⑶総量規制実施下でのサービス付き高齢者向け住宅への補助政策の効果

2.3 サービス付き高齢者向け住宅と自宅の比較⑴併設型サービス付き高齢者向け住宅によるサ

次に、総量規制が実施されている下でのサ付補助政策の効果を考える（図）。

第節にて定義した併設型のサ付では、自宅総量規制とサ付補助政策を同時に行なった場
合、サ付への補助（s ）によりサ付の価格が低下するため、介護施設に対する支払意思額の低ービス提供の効率化










と比較して、主に以下の点からサービス提供の効率化が期待できる。
点目は、移動費用の削減である。訪問系サい需要者がサ付に移行する（q →q =q →q ）。

ービス事業所が住宅に併設されているため、点総量規制のみを実施した場合には、支払意思額

在する複数の自宅を訪問してサービスを提供すの高低にかかわらず割当に漏れた需要者がサ付る場合に比べ、サービス提供者の移動費用は小に移行する。一方、サ付補助政策を同時に実施

さくなる。
サービス付き高齢者向け住宅への補助政策の経済分析

23

図ઇ―サ付補助政策による市場の変化

点目は、人材の多能工化である。介護事業
所のスタッフが見守り等の生活支援サービスを過小となる。
ただし、内部相互補助が行なわれる場合には、併せて提供する等、一人のスタッフが複数の業

サ付は過小供給とはならない。すなわち、サー

務を担うことで、サービス提供の効率性が高ま

ビス提供費用の低減に伴うサービス部門での収る。

益増大が、住宅部門での家賃引き下げにつながなお、これらの効果は、サービス提供施設がる場合である。しかし、サービス部門の収益は、住宅に併設されていることに伴い発現するもの

介護報酬の見直し等の制度変更リスクのためにであるため、分離型のサ付では期待できない。

不確実性が高い。また、家賃をサービス部門の収益の変動にあわせて頻繁に変更することは困⑵サービスの価格の比較難であるため、内部相互補助は行なわれる可能

併設型のサ付では、自宅と比較して、効率化性は低いと考えられる。

によりサービス提供に係る費用が小さくなる。
したがって、サービス価格に対する政策介入が⑶サービス付き高齢者向け住宅への補助政策のない場合には、サ付で提供されるサービスの価効果

格は、費用の低減に伴って自宅と比べて低くな

サ付市場と自宅市場におけるサ付補助金政策る。

の効果を、住宅部門とサービス部門に分けて考しかし、実際には、サービスの価格は介護保察する（図）。

険法および健康保険法により定められているた

サ付補助政策によりサ付の住宅に係る価格がめ、需要者が直面する価格や保険による給付額低下する（s ）ため、サ付の需要量が増加しはどちらに居住していても同一である。したが（q →q ）、自宅の需要量は減少する（q →q ）。

って、サ付では、サービス提供が効率化されてサービス部門では、自宅とサ付の両市場の価格も価格の低下は起こらないため、サ付の供給はは同一のものに固定され、給付額 S も同一と

24

季刊 住宅土地経済

2013年春季号№88

なっている。したがってサ付補助政策によってサービス需要者が直面するサービス価格は変化
しないが、サ付居住者は増加するため、サ付居

3.2 介護施設を代替財と想定した場合の定量的分析⑴ with ケースおよび without ケースの設定

住者のサービスに関する需要曲線は右にシフト

本稿では、介護施設の供給を抑制し、サ付のし、自宅居住者のサービスに関する需要曲線は需要を増加させるという政策目標が掲げられた

左にシフトする。これに伴い、サ付市場では補場合を想定し、その達成手段として実施された

助政策とサービス供給量増加による死重損失

サ付補助政策の効果を分析する。

（それぞれ⒤、⒦）が発生するが、自宅市場で政策目標が実現する前後の介護施設およびサはサービス供給量減少により死重損失が減少す

付の需要量として、社会保障国民会議「医療・る（⒥）
。ただし、上述のとおり、サービス提介護費用のシミュレーション結果」を参考にす

供に係る費用はサ付のほうが小さい（c ）と考る。本シミュレーションでは社会保障制度に係えられるため、自宅市場でのサービス需要量減る複数のシナリオが想定されており、それぞれ少に伴う死重損失の減少量は、サ付市場でのサのシナリオにおける各種施設およびサービスのービス増加に伴う死重損失の増加量を上回る需要量が推計されている。本稿では、政策目標（⒥>⒦）。

と し て、本 シ ミュ レー ショ ン の A シ ナ リ オ

よって、サ付補助政策を実施した場合、住宅（現状投影シナリオ）から B1シナリオ（改革シ

部門では死重損失が増加するものの、サービス

ナリオ）への移行を想定する。A シナリオは、部門では死重損失が減少するため、経済厚生が現行の社会保障制度が維持された場合、B1シ

改善する可能性がある。

ナリオは、社会保障制度に何らかの改革が実施

3 サービス付き高齢者向け住宅への補助政策の定量的分析

された場合を想定したものである。
A シナリオから B1シナリオへ移行させるという政策目標を達成する手段として、介護施設

3.1 定量的分析の前提の総量規制のみが実施されたケースを without

本節では、前節で提示した消費者余剰アプロ

ケース、総量規制とサ付補助政策が実施されたーチによる分析手法を用いて、サ付補助政策にケースを with ケースとする。

ついて定量的な便益評価を行なう。本来、定量的な分析を行なう際には、各市場における価格
および需要量のデータを用いる必要がある。し⑵サ付補助政策がもたらす純便益の算定
without ケースの社会的余剰の変分は図、かし、制度創設から日が浅く、データや先行研with ケースの社会的余剰の変分は図のとお究が十分に蓄積されていないため、本稿では、りとなる。よって、サ付補助政策がもたらす純

大胆な仮定を置いて分析を行なう。

便益は、また、前節で提示したモデルは、サ付と介護△SS −△SS 施設、サ付と自宅の各パート別に分析するもの=a−b−c−d−e−f−g−hであり、市場を同時に分析することはできな⑴

い。したがって、本節でも、各パートに分けて分析を行なうこととし、各パート間での整合性については今後の課題とする。

と表される。
なお、前節（2.2）において単純化のため総量規制による需要者の割当はランダムに行なわれると仮定したが、割当が効率的な場合を仮定
すると、割当の非効率性に起因する死重損失は発生しない。この場合、サ付補助政策がもたら
サービス付き高齢者向け住宅への補助政策の経済分析

25

表ઃ―パラメータの値と設定根拠注）毎月同額の補助を居住者に給付すると仮定し、その補助額の現在価値の総額が、「サービス付き高齢者向け住宅整備事業について」
において提示されているモデルケースの減税額の現在価値と等しくなるように、補助額を設定した。なお、割引率は %、期間は47年（コンクリート造の住宅の法定耐用年数）とした。
）特別養護老人ホームの総利用者数のうち割がユニット型特別養護老人ホームを利用していると仮定した。
）同上

表઄―サ付補助政策によりもたらされる純便益（左：介護施設市場、右：自宅市場）⑵サ付補助政策がもたらす純便益の算定

す純便益は、

サ付補助政策の実施による社会的余剰の変分△SS −△SS =a−b−e−f⑵は図のとおりとなる。よって、サ付補助政策がもたらす純便益は、と表される。
⑴式・⑵式を用いて純便益を算定するために必要な需要量と価格については、表のとおり定めた。

△SS −△SS =j−i−k⑶と表される。
⑶式を用いて純便益を算定するためには、①以上をもとに、サ付の代替財として介護施設

サ付補助政策により自宅からサ付へと移行するを想定するケースにおいて、サ付補助政策がも需要量、②サ付と自宅におけるサービス提供にたらす純便益を算定すると、表のとおりとな

係る社会的費用の差が必要となる。

る。

①については、国土交通省が策定した国土交
通省成長戦略を参考にする。同戦略では、サ付

3.3 自宅を代替財と想定した場合の定量的分析⑴ with ケースおよび without ケースの設定の供給目標を10年間で30万戸としている。本稿
では、そのうちの〜10%（0.3〜万戸）が本稿では、without ケースとしてサ付補助政

サ付補助政策により追加的に自宅からサ付に移策を実施しないケース、with ケースとして実行する需要であると仮定して、感度分析を行な施するケースを想定し、サ付補助政策により自う。

宅からサ付へと需要が移行することに伴って生じる社会的余剰の変化を計測する。
26

季刊 住宅土地経済

2013年春季号№88②については、サービス提供に係る移動費用に着目して推計した。高齢者が集住するサ付では、散在している自宅と比較して、訪問サービ

上が小さい分離型のサ付にも補助が支給されてス提供者の移動時間は短縮される。その短縮さいる。サ付補助政策の効率性を高めるためには、

れる移動時間と平均訪問回数からサービス提供

サービス提供の効率性が特に向上する併設型のに係る移動費用の削減量を推計すると、利用者サ付に補助対象を限定する必要がある。

2)

人当たり1.0万円 / 月と推計された 。

なお、本稿では、現行の介護保険および健康

以上をもとに、サ付の代替財として自宅を想保険制度を所与とし、サ付補助政策がこれらの定するケースにおいて、サ付補助政策がもたら保険制度により引き起こされた歪みを是正する

す純便益を算定すると、表のとおりとなる。

という観点から分析を行なった。しかし、この

4 まとめ
本稿では、サ付と介護施設、サ付と自宅のそれぞれの市場の代替性に着目し、消費者余剰ア歪みを解決するという観点からは、介護保険および健康保険制度自体の改善が必要であり、総量規制や介護報酬のあり方等を検討する必要がある。

プローチを用いてサ付補助政策の効果を分析した。その結果、第一に、サ付と介護施設の代替性に着目した分析から、現行の社会保障制度を所与とした場合、サ付補助政策は、介護施設の総量規制による割当の非効率性を是正する効果を持つことが明らかになった。この効果は、①
介護施設の入所割当の効率性の度合い、②サ付
補助政策により介護施設からサ付へ自主的に移行する需要量に大きく依存する。表に示されるとおり、入所割当がすでに効率化されている場合や自主的な移行が少ない場合には、サ付補助政策がもたらす純便益は負となる可能性がある。
以上の分析結果を踏まえると、まず、介護施設の入所割当の状況を精査し、サ付への補助の必要性を十分に検討することが必要である。さらに、補助を実施する場合には、サ付補助政策の効率性を高めるため、介護サービスの提供体制が整っているなど、介護施設と代替関係にあるサ付に補助を重点化する必要がある。
第二に、サ付と自宅の代替性に着目した分析からは、サ付補助政策には、自宅からサ付への住み替えを促進し、住み替えによるサービスの提供効率の高まりを通じて、社会的費用を低減させる効果があることが明らかになった。この効果は、移動費用等の観点から併設型のサ付に注）サービス付高齢者向け住宅情報システム（http://
www.satsuki-jutaku.jp））訪問回当たりの削減移動時間を25分、利用者
人当たりの平均訪問回数を11.2回、移動に係る一般化費用を2319円／時間として推計した。
参考文献
金本良嗣（1993）「住宅補助政策の経済学」『都市住宅学』No.4、12-19頁。
金本良嗣（1999）『都市経済学』東洋経済新報社。
金本良嗣・蓮池勝人・藤原徹（2006）『政策評価ミクロモデル』東洋経済新報社。
厚生労働省「平成20年度 介護給付費実態調査結果」（http://www.mhlw.go.jp/za/0731/c04/c04.html）
厚 生 労 働 省『平 成 22 年 度 介 護 保 険 事 業 状 況 報 告（年報）』（http://www.mhlw.go.jp/topics/kaigo/osirase/jigyo/10/index.html）
厚生労働省「介護保険制度改革の概要――介護保険法
改 正 と 介 護 報 酬 改 定」（http: //www. mhlw. go. jp/
topics/kaigo/topics/0603/dl/data.pdf）
国 土 交 通 省 成 長 戦 略（http: //www. mlit. go. jp/common/000115442.pdf）
サービス付き高齢者向け住宅整備事業事務局「サービス付き高齢者向け住宅整備事業について」（http://
www.koreisha.jp/service/dl/se_jyutaku.pdf）
社会保障国民会議「医療・介護費用のシミュレーショ
ン 結 果」（http: //www. kantei. go. jp/jp/singi/
syakaihosyoukokuminkaigi/iryou.html）
野村総合研究所（2010）『特別養護老人ホームにおける入所申込者に関する基礎調査研究（報告書）』（http://www. nri. co. jp/opinion/r_report/pdf/201006_
1kaigo.pdf）

特に期待されるものである。
現状の制度下では、サービスの提供効率の向サービス付き高齢者向け住宅への補助政策の経済分析

27

論文

地震リスクとオフィスビルの不動産価値との関連性小松広明（独立行政法人防災科学研究所）において公開はじめにされている「今後30年間での震度弱以上の地研究の背景

震発生確率」を用いて、ヘドニック家賃関数の地震調査研究推進本部地震調査委員会は、推定を行なっている。その結果、地震発生確率

2012年12月21日に最新の「全国地震動予測地

は、家賃水準を引き下げるとの結果を得ている。

図」を公表した。今後30年以内に震度弱以上

一方、地震リスクの地価あるいは建物およびの発生確率は、東京都では23.2％となり、2010

その敷地の価格への影響に関する実証分析を行年の発生確率19.6％に比べて3.6ポイントの上なった研究としては、山鹿ほか（2002b）があ昇がみられる。今後は、地震リスクに対する国る。当該研究では、東京都が1998年に町丁目単民の認識は、地震発生確率の上昇とともに高ま位で公表した地域危険度の指標のうち建物倒壊っていくものと考えられる。

危険度を用いて、当該指標が公示地価に対して

実際、2011年月11日に発生した東日本大震
災によって、その後の地震リスクに対する国民

1980年代後半から1990年代前半にかけて強く負の影響を与えていることを示した。

の意識に変化がみられている。例えば、日本不以上のように、先行研究では、住宅用途を中動産研究所が東日本大震災後に行なった「第24心として、地震リスクが当該賃料あるいは価格

回不動産投資家調査」（2011年月日現在）のそれぞれに負の影響を与えていることを実証の結果をみると、免震・制震構造等を施した建的に示すものがみられる。しかしながら、オフ

物に対する評価として「上昇した」とする回答

ィス用途については、価格の側面からの先行研が約割を占めた。建物の耐震性能に対する関究はみられるものの、賃料およびキャップ・レ

心が高まっていることがわかる。

ートに与える地震リスクの影響についてはこれしたがって、今後は、地震リスクへの対応のまで明らかにされていない。

有無、建物属性としての耐震性能、立地属性としての地盤特性等がオフィスビルの価格形成要

本稿の目的因として重視されるものと考えられる。

本稿の目的は、地震リスク1)がオフィスビルの価格形成に与える影響を、収益還元モデルに

先行研究の状況照らして明らかにすることである。つまり、本地震リスクの家賃への影響に関する実証分析

稿は、オフィス賃料およびキャップ・レートにを行なった研究として、例えば、直井ほか(2009)

対して地震リスクの影響の程度を明らかにするがある。当該研究では、地震発生リスクに関すとともに、純収益の現在価値の総和となる価格る指標として「地震ハザードステーション」

に対して地震リスクの影響度を明示することを28

季刊 住宅土地経済

2013年春季号№88

小松氏写真目的とする。

こまつ・ひろあき1970年静岡県生まれ。筑波大学
大学院ビジネス科学研究科博士後期課程修了。博士（経営学）。

1 地震リスクの把握

不動産鑑定士。現在、(一財)日1-1 対象とする地震リスク指標

本不動産研究所研究部主席研究

本稿では、建物倒壊危険度を地域要因として員。論文：「不動産の価値形成の地震リスク指標と捉えることにする。この点、における公園緑地の効果に関す

小宮ほか（2002）は、アンケート調査から町の20巻ઃ号）ほか。

る考察」（『経営情報学会誌』第客観リスク（東京都の地域危険度）と認識リス
クに関しては、世田谷地区のほうが墨田地区よ額への反映可能性が懸念される。

り小さく、両地区の認識リスクの相違はおおむ

この点について、山口ほか（2000）は、Vis-

ね東京都の地域危険度と対応していることを示

cussi（1992）の客観的リスクと主観的リスクした。したがって、地域危険度の一つである建の理論式をもとに、一般に災害は低頻度で大規物倒壊危険度は、地域要因として認識されてい模な被害をもたらすリスクであり、客観的リス

るものと考えられる。

クよりも主観的リスクのほうが高く、結果とし

一方、証券化対象不動産の鑑定評価において、て認知リスクのバイアスが大きくなることを示

不動産鑑定士はエンジニアリング・レポートをしている。したがって、地震リスクは、低頻度活用しなければならず、当該レポートでは地震ではあるが、市場参加者の主観的リスクは客観

リスクに関して PML 値を算定することが慣行的リスクよりも高く認識されており、客観的な的 な 評 価 基 準 と さ れ て い る。ま た、市 川

地震リスク指標に比べて市場参加者において認（2010）は、オフィスの取得価格に PML 値が知されるリスクの程度は相対的に高いものと考15％以上となる場合には、統計的に有意に負のえられる。

影響を与えていることを明らかにしている。

高度商業地におけるオフィスビルの価格は、PML 値とは、敷地地盤が建物に及ぼす地震の収益価格に基づいて形成されている。収益還元

影響を考慮した建物の予想される補修費の再調

モデルに照らしてオフィスビルの不動産価値を達原価に対する割合を示すものであり、本稿で捉えると、災害危険度は、賃料を資本還元する

は、PML 値は建物の個別的要因として捉える

キャップ・レートにおいてもリスクとして反映ことにする。

されるものと考えられる。以上から、本稿では以上のように、本稿では、価格形成要因を地域要因と個別的要因に区分し、当該要因に即応

三つの仮説を設定し、節以降で仮説の検証を行なうものとする。

する地震リスクの指標として、建物倒壊危険度と PML 値をそれぞれ用いる。

1-3 地震リスクと不動産価格形成に関する仮説の設定

1-2 地震リスクが不動産価格形成に与える影響

価格形成要因の視点から建物倒壊危険度と環境質の変化や環境サービスの水準の変化がPML 値の関係についてみると、建物倒壊危険

市場価格に反映されるためには、家計など不動

度は、町丁目ごとの相対的危険性に基づく評価

産を購入する社会主体に認識されて価値付けさであり、土地の地域要因に該当する。一方、れたうえで、市場の行動に影響を与える過程がPML 値は、建物に関する個別的要因に該当す必要となる（藤田・盛岡 1995）。このとき、地る。

震の発生頻度は、低頻度となることから、当該したがって、本稿では、地震リスク指標とし地震リスクに対する不動産取得時の支払い意思て地域要因に即応する建物倒壊危険度と個別的
地震リスクとオフィスビルの不動産価値との関連性

29

要因に即応する PML 値をそれぞれ用いて以下的に知ることができないため、試行錯誤で当てのつの仮説を設定する。

はまりの良い関数を探すことになる（金本・矢［仮説］地震リスクの高い物件は、澤 1998）。関数形の選択には、非線形性を考慮

オフィスの価格が相対的に低い。
［仮説］地震リスクの高い物件は、オフィスの賃料が相対的に低い。

し た Box-Cox 変 換 が 用 い ら れ る こ と が 多 い（Cassel and Mendelson 1985, Halvorsen and
Pollakowski 1981, Goodman 1978, etc.）。

［仮説］地震リスクの高い物件は、当該プレ

本稿では、関数形の理論的根拠の検証を目的

ミアムを形成するため、オフィスのとして、①線形−線形、②線形−対数、③対数

キャップ・レートが相対的に高い。

−線形、④対数−対数の四つの関数形を対象と以上のように、本稿では、地震リスクがオフ

して、均一分散性を考慮のうえ、最も自由度修

ィスビルの価格形成に与える負の影響を、収益正済み決定係数が高い関数形を選択することに還元モデルに照らしてフローとストックの両面し た。な お、不 均 一 分 散 の 検 定 に は、BPから明らかにする。

（Breusch and Pagan）テスト3)を用いた。その2 地震リスクと価格の関連性（仮説ઃの検証）

結果、限界効用逓減則を反映する両側対数の関数形が採用された。次に、当該両側対数の関数
形 を も と に、建 物 倒 壊 危 険 度 の 相 違 に よ る

2-1 分析方法

PML 値の影響の程度を捉えるために、建物倒地震リスクの指標として、地域要因に即応す

壊危険度と PML 値の交差項を変数に加えたヘる建物倒壊危険度および個別的要因に即応する

ドニック価格関数の推定を行なった。

PML 値を説明変数に用いて、都心区におけ推定の結果、地震リスクを示す変数は、いずるオフィスビルの取得価格を目的変数とするヘれも統計的に有意に推計されており、建物倒壊

ドニック価格関数を推定する。当該ヘドニック

危険度のダミー変数と建物倒壊危険度以上

価格関数を用いて、地震リスク指標の価格に与のダミー変数との PML 値の交差項は、いずれえる影響の程度を明らかにする。

も有意水準10％で有意となった（表参照）。
なお、地域要因に即応する建物倒壊危険度は2-2 使用データ

段階に区分されている。本稿においては、都

データは、J-REIT 物件の各種投資法人の公心区に分析地域を限定していることから、当開情報が整理されている東急不動産㈱

該危険度を段階に集約することにした（山鹿「TOREIT」を用いる。2001年から2010年まで

ほか2002a、市川2010）。

の都心区2) に所在するオフィスビルの284件［ヘドニック価格関数］を収集した。



なお、地震リスクの指標である建物倒壊危険

ln Pi=α+ ∑ β  lnx +δ DUM ×X +度と PML 値の相関係数は0.241であり、当該δ  DUM ×X  +∑ θ  DUM 

指標間にみられる相関関係は低い。

+ ∑ λ  DUM +ε 

2-3 地震リスク要因を考慮したヘドニック価格関数の関数形の選定と推定と供給者のオファー価格関数の包絡線として求められる（Rosen 1974）。当該関数形は、先験季刊 住宅土地経済

2013年春季号









P ：物件 i の賃貸可能床面積当たりの実際取引単価（千円/㎡）、x ：物 件 属 性（築 後 年 数（年）、都 心 総 合 接 近 性4)（分）、駅距離（分））、X ：PML値DUM  ：建物倒

ヘドニック価格関数は、消費者の付け値関数

30



№88

壊危険度を、それ以外を、DUM  ：建物倒壊危
険度以上を、それ以外を、DUM ：取引時点ダミ
ー変数、DUM ：地域ダミー変数、ε ：誤差項

表ઃ―ヘドニック価格関数の推定結果

注）＊＊＊：有意水準％、＊＊：有意水準％、＊：有意水準10％

したがって、建物倒壊危険度の相違によって、数をもとに、建物倒壊危険度および建物倒壊

PML 値の価格に与える影響が異なることを示

危険度以上となる場合のそれぞれの PML 値

唆している。建物倒壊危険度の地域、当該

と 価 格 指 数 の 推 移 を 算 定 し た。そ の 結 果、の地域、以上の地域では、それぞれの PML

PML15％以下を対象とする建物倒壊危険度

値の価格に対する弾力性は、−0.123、−0.157、 と当該危険度以上の価格差の平均は −7.5％−0.166となり、建物倒壊危険度が高い地域であるほど、PML 値が価格に与える負の影響は大きくなることが示されている。

となる。

3 地震リスクと賃料の関連性（仮説઄の検証）

以上から、建物倒壊危険度および PML 値はオフィスビルの価格形成に負の影響を与えてい

3-1 分析方法

ることから仮説は支持された。なお、ヘドニ

ヘドニック賃料関数を用いて、地震リスク指ック価格関数の推定に際しては、AIC 基準を

標が賃料に与える影響の程度を明らかにするた

もとに地震リスク指標に関する変数選択を行なめ、地震リスク指標として、地域要因に即応すっている。その結果、建物倒壊危険度およびる建物倒壊危険度を説明変数に用い（山鹿ほか

PML 値のいずれも連続変数とする case の

2002a）、都心区におけるオフィスビルの賃料

AIC が174.7と最小となることを確認しているを目的変数とするヘドニック賃料関数を推定す（表参照）。

る。

ヘドニック価格関数を用いて、建物倒壊危険

なお、個別的要因に即応する PML 値につい度における PML 値10％を基準とした価格指ては、下記のデータを用いることから入手が困
地震リスクとオフィスビルの不動産価値との関連性

31

表઄―ヘドニック価格関数における地震リスクに関する変数選択

図ઃ―建物倒壊危険度別にみた PML 値と価格指数の関係両側対数とした。
［ヘドニック賃料関数］


ln Rent =α+ ∑ β  lnx +μDUM +νDUM 
+ξDUM +∑ δ  DUM +θ DUM + ∑ λ  DUM +ε Rent ：物件 i の実質賃料単価（円 /㎡）、x ：物件属性（都心総合接近性（分）、駅距離（分）、専有面積（㎡）、建物階層（階）、対象階（階））、DUM ：対象階が階を、非該
当を、DUM ：SRC 造を、非該当を、DUM ：新耐震基準を、非該当を、DUM ：建物倒壊危険度を基準として当該危険度を M、当該危険度以上を H、DUM ：賃貸時点ダミー変数、DUM ：地域ダミー変数、ε ：誤差項

難である。したがって、地域要因に即応する建物倒壊危険度のみを用いて、仮説の検証を行なうものとする。

推定の結果、建物倒壊危険度 M（危険度に該当）および H（危険度以上に該当）のダミー変数は、有意水準％でいずれも統計的

3-2 使用データに有意となった。建物倒壊危険度は、地域要因

データは、アットホーム㈱「ATBB」をもととしてオフィス賃料に負の影響を与えているとに、2010年月日から2011年月日までに考えられる。節において価格に対して負の影成約した都心区に所在するオフィスビルの賃響を与えていることが示唆された結果とも整合

貸事例1227件を収集した。

性を有する。
したがって、仮説は支持されたものと考えられる。

3-3 ヘドニック賃料関数の推定

前述のとおり、個別的要因に即応する PML
値については、J-REIT 物件と異なる一般のオ

3-4 地震リスクに対する賃料格差率の推定

フィスビルの賃貸事例を用いることから明示さヘドニック賃料関数を用いて、建物倒壊危険

れていないことに留意を要する。

度がオフィス賃料に与える影響について推計す

ヘドニック賃料関数における関数形について
は、価格と同様、限界効用逓減則を反映し得る
32

季刊 住宅土地経済

2013年春季号№88

ると図に示すとおりである。
オフィス賃料指数は、建物倒壊危険度の上昇

表અ―オフィスのヘドニック賃料関数の推定

図઄―建物倒壊危険度によるオフィス賃料指数の比較

区のオフィスビルのキャップ・レートを目的変数とするキャップ・レートモデルを推定する。
当該キャップ・レートモデルを用いて地震リス
ク指標の価格に与える影響度を明らかにする。
4-2 使用データ

デー タ は、東 急 不 動 産 ㈱「TOREIT」を もとに、2001年から2010年までの都心区に所在するオフィスビルの236件を収集した。
4-3 キャップ・レートモデルの推定

キャップ・レートは、前記ヘドニック価格および賃料関数と同様に、限界効用逓減則を考慮のうえ、両側対数を採用した。変数の選択につ注）＊＊＊：有意水準％、＊＊：有意水準％、＊：有意水準10％

いては、AIC 基準によって選択することとした。
推定の結果、価格および賃料においてそれぞとともに減少していく傾向が見て取れる（図

れ統計的に有意に推定されていた建物倒壊危険参照）。建物倒壊危険度 L のオフィス賃料を基度であったが、キャップ・レートにおいては、準にした指数をみると、賃料指数は、建物倒壊

統計的有意性は認められなかった。

危険度 M で95.3（減価率 −4.7％）となり、収益還元モデルに照らしてみると、建物倒壊

建物倒壊危険度 H では92.4（減価率 −7.6％）

危険度は、地域要因として賃料に当該影響は帰と推計される。

着するため、キャップ・レートに対しては影響

4 地震リスクとキャップ・レートの関連性（仮説અの検証）
4-1 分析方法

を与えないものと考えられる。一方、個別的要
因に即応する PML 値は、キャップ・レートに影響を与えており、価格に比べて感度の高い変化を与えている。

地域要因の地震リスク指標として建物倒壊危
険度を、また個別的要因の地震リスク指標として PML 値をそれぞれ説明変数に用いて、都心［キャップ・レートモデル］
ln CR =α+ ∑ β  lnx +γDUM 


地震リスクとオフィスビルの不動産価値との関連性

33

表આ―キャップ・レートモデルにおける地震リスクに関する変数選択









∑ θ  DUM + ∑ λ  DUM +ε 

表ઇ―キャップ・レートモデルの推定結果

CR ：物件 i のキャップ・レート（％）、x ：物件属性（賃貸
可能床面積（㎡）、築後年数（年）、都心総合接近性（分）、、DUM ：評 価
駅 距 離（分））、DUM ：PML 値（％）
時点ダミー変数、DUM ：地域ダミー変数、ε ：誤差項

キャップ・レートについては、PML 値％
以 上（case2）、PML 値 10％ 以 上（case3）、
PML 値15％以上（case4）の比較においては、
PML 値％以上の AIC が −578.7と最も低く、PML 値による影響の程度が価格に比べて感応的であることがわかる（表参照）。
これは、PML 値が個別的要因として、将来の収益に影響を与える要因の変動予測に基づき、純収益を減少される要因となることからキャップ・レートを高めると考えられる。したがって、
経済的意義に照らして、正の符号となることとも整合的な結果が得られているといえる（表参照）。以上から仮説は支持されたものと考
えられる。

おわりに
本稿では、地域要因に即応する地震リスク指標として建物倒壊危険度を、また個別的要因に注）＊＊＊：有意水準％、＊＊：有意水準％、＊：有意水準10％

即応する地震リスク指標として PML 値を用いて、当該指標がオフィスの賃料、キャップ・レ

格に対しても、建物倒壊危険度および PML 値

ートおよび価格に与える影響について検討した。

の統計的有意性が示された。これらは、収益還その結果、地域要因の建物倒壊危険度は、オフ

元モデルに照らして整合的な結果である。

ィス賃料に対して統計的に有意に負の影響を与さらに、建物倒壊危険度は、オフィスのキャ

えていることが示された。また、オフィスの価

ップ・レートに対して統計的有意性が示されな

34

季刊 住宅土地経済

2013年春季号№88

かったものの、PML 値については、当該キャップ・レートに対して高い感度で負の影響を与えていることが示された。
本研究成果の鑑定評価実務へのインプリケー
ションとしては、不動産鑑定士によるキャップ・レートの査定において、地震リスクプレミ
アムをキャップ・レートにすべて反映させることはリスクの過大評価になるとの懸念である。
地域要因として既に賃料に織り込まれている地
震リスクプレミアムの存在に十分に留意すべきであろう。
謝辞
本論文は、小松（2012）の研究成果をもとに住宅経済研究会において報告した内容に対して一部加筆および修正を行なったものである。委員の先生方から貴重な意見をいただいた。ここに感謝の意を表する。
注）地震リスクは、一般に発生確率を正確に捉えることが困難である。したがって、本研究では、Cutler
and Zeckhauser（1999）が 定 義 す る「リ ス ク」と「不確実性」をあえて区分せず、広義のリスクとして捉える。
）都心区とは、千代田区、港区、中央区、新宿区、渋谷区、品川区を示し、当該地域における JREIT 取
得価額の全国に占める割合は62％であり、オフィス
市場の過半を占める。
）BP テストでは、帰無仮説として均一分散が仮定される。したがって、ｐ値が有意水準よりも小さけれ
ば、均一分散の仮説は棄却され、不均一分散が存在することになる。
）都心総合接近性は、最寄り駅から「東京駅」「渋谷駅」「新宿駅」「池袋駅」「上野駅」までの鉄道所要時間の総和として求めた。当該所要時間の計測にあたっては、通勤時間を想定し、朝 時30分に到着する
際の所要時間とした。なお、ツールは、株式会社ヴァル研究所「駅すぱあと」を用いた。

小宮充豊・加藤孝明・山崎文雄（2002）「アンケート調査による住民の地震リスク認識の地域特性の研究――東京の山の手地区と下町地区の比較」『地域安全学会概集』No.12、107-110頁。
直井道生、瀬古美喜、隅田和人（2009）「地震発生リス
クと生活の質」『季刊 住宅土地経済』No.74、27-34
頁。
藤田壮・盛岡通（1995）「ヘドニック価格法を用いた公園緑地の環境価値評価に関する研究」『環境システム研究』No.23、64-72頁。
山鹿久木・中川雅之・齊藤誠（2002a）「地震危険度と家賃」『日本経済研究』No.46、1-21頁。
山鹿久木・中川雅之・齊藤誠（2002b）「地震危険度と地価形成：東京都の事例」『応用地域学研究』第 号、51-62頁。
山口健太郎・多々納裕一・岡田憲夫（2000）「リスク認知のバイアスが災害危険度情報の提供効果に与える影響に関する分析」『土木計画学研究・論文集』No.
17、327-336頁。
Cassel, E and R. Mendelsohn（1985）“The Choice ofFunctional Forms for Hedonic Prices Equations:
Comment,”Journal of Urban Economics, Vol.18, pp.
135-142.
Cutler, D. M. and R. J. Zeckhauser (1999）“The Anatomy of Health Insurance,”NBER Working Papers
No.7176.
Garmaise, Mark J. and Tobias J. Moskowitz（2009）“Catastrophic Risk and Credit Markets,”The Journal of Finance, Vol.64-2, pp.657-707.
Goodman, Allen, C.（1978）“Hedonic Prices, Price
Indices and Housing Markets,”Journal of Urban
Economics,Vol.5, pp.471-484.
Halvorsen, R. and Henry O. Pollakowski（1981）“Choice of Functional Form for Hedonic Prices
Equations,”Journal of Urban Economics, Vol. 10, pp.
37-49.
Rosen, Sherwin（1974）“Hedonic Prices and Implicit
Markets: Product Differentiation in Pure Competition,”Journal of Political Economy,Vol.82, pp. 34-55.
Viscussi, K. W.（1992）Fatal Trade-offs: Public andPrivate Responsibilities for Risk, New York: Oxford
University Press.

参考文献
市川智秀（2010）「災害リスクが JREIT の取得価格に与える影響」『季刊 住宅土地経済』No.76、29-35頁。
金本良嗣・矢澤則彦（1998）「ヘドニック法による便益
推定値の信頼性に関するケーススタディ」『環境等の便益評価に関する研究』建設省建設政策研究センタ
ー、31-38頁。
小松広明（2012）「東京都心部の地震リスクがオフィスビルの価格形成に与える影響」『日本不動産学会誌』
No.100、Vol.26、No.1、133-142頁。

地震リスクとオフィスビルの不動産価値との関連性

35

海外論文紹介

フードデザート研究の現状とこれから
経済学的視点を通して米国の事例に学ぶ
Besharov, Douglas J., Marianne Bitler & Steven J. Haider（2011）“An Economic View of Food Deserts
in the United States,”Journal of Policy Analysis and Management, Vol. 30(1), pp.153-176.

質を捉え、改善・解決方策について検討するために、はじめに海外の研究成果を俯瞰的に見ることは、有益かつ重近年、「フードデザート（以下、FDs）問題」が注目を集めている。FDs とは、社会的・経済的環境の変化により食料品の入手が困難になる人々が増要であるといえる。以下、論文の概要を示していく。

経済的観点から FDs を捉える

加し、健康被害へ繋がるもの、とされる。FDs は

まず、FDs の前提にある「量・質的に、食料供

従来、欧米諸国等で、低所得者の多い地域が抱える給の不十分な地域」を経済学的に捉えるため、FDs問題であった。しかし、日本でも車社会・高齢化なに関わる要素として、①食料品（財）、②消費者

どの社会構造の変化により、FDs が各地で発生し（需要）、③食料品小売主体（供給）、④前掲①〜③

はじめており、現状把握や対策の必要性が高まっての相互作用（市場）を設定している。そして、それいる。

ぞれが果たす役割と、これらを実際の分析の中で扱

また、それに伴い、関連研究も近年になり増加しう際に考慮すべき点を述べる。

つつある。例えば、FDs 問題の概要を論じたもの

一つ目に、食料品の入手しやすさを考えることが（岩間 2010）や、高齢者の居住地と食料品店までの研究の起点となる。その際、膨大な種類の食料品の距 離 を も と に FDs マッ プ を 作 成 し た も の（駒 木

中から「質の高い食料品」を適切に選定する必要が2010）、アンケートによる意識調査（崔・鈴木2012）

ある。

な ど が あ る。一 方、海 外 で は、20 年 以 上 前 か ら

二つ目に、需要は消費者の所得・選好・食料品のFDs 研究が盛んであった。例えば、地理学の分野

価格により決定される。所得が高く価格が安いほどで は、FDs の 発 見 を 目 的 と し た 分 析 が 多 く、

需要量は増加する。ここから、高所得者層が多いとBeaulac et al.（2009）によれば、その焦点は「地域高い需要に対応するために食料品店が増加していく

内の食料品店の数・分布」から、購買情報を考慮しことがわかる。また選好は、所得と価格のいずれがた「健康的で栄養価の高い（以下、質の高い）食料より個人の需要に影響するかを決定する要素である。

品の入手しやすさ」の分析へと移ってきたという。

三つ目の食料品小売主体では、食料品店の抱えるそして、FDs 問題の根本にある「食料品の購入」

費用が供給量の主な決定要因となる。費用には、扱という行為は、販売主体と消費者との間の経済活動

う食料品の量により異なる運営費用（製品の輸送費であり、FDs の有無やその原因を論じる際に、経や卸売費）と、そうではない固定費用（賃料など）

済学的な視点が重要であることを Besharov et al.

がある。費用増大により供給量は減少するが、固定（2011）は 指 摘 し て い る。今 回 紹 介 す る こ の費用に関しては規模・範囲・集積性の経済が働く可Besharov et al.（2011）では、まず、FDs 問題を経能性がある。すると、大規模で、多様な食料品を扱

済学的観点から捉え、体系的に整理する。それを踏い、周辺に他店舗が集積する食料品店ほど、単位面

まえて、米国における既存研究のレビューを行ない、 積当たりの固定コストを節約できる。これが、食料その課題や今後考慮されるべき点を論じている。

品の特定の地域に集中する原因であると考えられる。

日本では、FDs をその仕組みから分析した研究

そして市場では、消費者と食料品店が食料品を売は、あまり見られない。わが国での FDs 問題の本買する。その需要と供給の関係から、食料品の価格

36

季刊 住宅土地経済

2013年春季号№88

図ઃ―短期的・長期的価格の決定要因

ずれの政策にも欠点があることを強調している。これは、そもそも、政策介入が経済のいっそうの効率化よりも、社会的な公平性の確保に重点を置いているためであるという。

FDs の有無を論じた研究のレビュー
本節では、FDs 問題の経済学的な議論を踏まえ、米国の既存研究のうち、地域の FDs の有無を論じたものを中心に評価を行ない、その課題と今後考慮すべき点を整理する。
と入手しやすさが決まる。前提として、消費者は

まず、一つ目は、既存研究の利用データが有する「価格受容者」であり、供給価格・量に対する決定課題である。FDs の有無を議論するのに必要な、力はない。また、個別の企業は市場に対し大きな力

食品の入手しやすさを正確に把握できている既存研は持たず、完全競争下にある。すると、以下のこと

究は少ない。例えば、Moore et al.（2008）や Zenk

がいえる（図）。

et al.（2005）、Baker et al.（2006）などでは、食品⑴短期的な食料品の価格と量の均衡点は、供給曲線

スーパーや大型食料品店の分布から、地域の FDs（直線 S(SR)）と需要曲線の交点である。

の有無を分析したが、各店舖で入手可能な食料品の⑵長期的な価格は、長期平均総費用曲線の最小値と種類や、他の入手手段（農家や自家栽培など）が考なり、需要曲線とその最小値で交わる。

慮されていない。これに対し、分析範囲は限定的だ

ここで、需要が減少し、固定費用が大きくなり、が、店舗ごとの品揃えを考慮したり、食料品の入手

規模の経済が働くと、単一企業による供給のほうが場所の詳細な現地踏査を用いた Rose et al.（2009）

供給の総費用が小さくなる。すると、自然独占が発や Sharkey et al.（2010）などは重要な研究である。

生し、市場において独占企業の影響力が無視できな

特に、前者では陳列面積を指標に組み込んだ場合、くなる。これが食料品の価格上昇や供給量の制限に

FDs 有無の判断結果に差が生じうることを明らか

つながり、FDs が発生しうるのである。

にしている。

市場と政策介入
FDs 問題に対する政策は、低所得者向け食料品

しかし、これらの詳細な分析を広範にわたり行なうためには、地域ごとに利用可能なデータの内容に矛盾や不統一が依然として多く（Kowaleski-Jones

クーポンや、公共交通の利用補助が代表的である。

et al 2009より）、詳細なデータ整備や地域間でのデ

ここでは、食料品の市場におけるこれらの政策の意

ータ形式の統一が今後求められるであろう。

義・効果を考える。

その一方で、需要側の消費者の購買行動に関して経済学では、完全競争市場が最も効率的と考える。 は、詳 細 な デー タ が よ く 利 用 さ れ る。例 え ば、
その時、市場はパレート最適であり、いずれの政策

National Health and Nutrition Examination の消費も、市場効率に負の影響を与える。しかし、実際の者が食品を購入した場所・品目のデータや、The

政策は現実の市場状況を改善している。その理由にConsumer Expenditure Survey の食料品への支出

自然独占や情報の非対称性などから、完全競争市場

データがある。これらのデータ利用上の課題は、そが成立しなくなる「市場の失敗」の存在がある。この多くが個人情報を含み、詳細な集計単位での利用

れにより、政策介入が市場の失敗を解消し、経済効が難しいことである。今後の研究の進展のためには、率性を高めることになる。しかし、Besharov et al.

需要と供給の両面で、詳細で解像度が高いデータが（2011）は経済効率性の観点から議論する限り、い統一的に整備されることが望ましい。

海外論文紹介37

二つ目が、各地域を FDs であると判断する基準

個人の交通費用を組み込み、遠くにある食料品店ほの違いである。既存研究を大別すると、絶対的基準

ど不便であるとしてきた。さらに、近年、USDAと相対的基準の二つがある。前者は、地域の食料品（2009）では、消費者と個人属性（収入や周辺の店の入手可能性が、ある設定された基準を下回るか否

舗数など）と買い物時間を調査し、消費者個人単位かにより判断を行なう。後者は、食料品の入手可能

での食料品入手のための総費用である“full price”

性を他地域と比較し、それが相対的に低い地域をを推定している。この“full price”は、より現実に

FDs と判断する考え方である。これらの区別は、即した分析を可能にし、政策立案に役立つ知見を得

分析結果を政策立案に反映させていくために、特にられるであろう。

重要である。

そして、四つ目に、消費者の求める「質の高い食既存研究でも主流である、食料品へのアクセシビ

料品」に関して、その種類や価格、入手経路の多様

リ ティ な ど か ら 入 手 可 能 性 を 定 量 化 す る 方 法

性を考慮することが必要である。例えば、特定の種（Powell et al. 2007など）では、大半が、これらの類の食料品については、農協などのいわゆる“in-基準のうち、相対的基準を用いている。一方、絶対formal market”に属する供給主体が、低所得者の的基準を用いた研究には、Rose et al.（2009）の、買い物において頻繁に利用される。しかし、食料品

居住地から一定距離内にある食料品店数や距離を分

供給主体を単に「食料品店」と一括りで捉えると、析し、その値から FDs の有無を判断したものなど

これらが無視されることもある。Bader et al.（2010)があるが、その数は少ない。この研究の蓄積量の差

や Raja et al.（2008）では、このような入手手段のは、絶対的基準による分析のための、需要・供給の多様性を考慮しない場合、低所得者層の食料品の入両面でのデータ準備や、食料品店までの距離の正確手可能性が過小評価されることを指摘している。

な測定により手間を有することに基因する。
三点目は、分析対象範囲の設定についてである。

FDs の原因をどのように捉えるか

消費者の人口分布は米国の census tract や census

本節では、「FDs の発生原因」に着目する。FDs

brock を単位として集計される。既存研究の多くはの原因解明を目的とした研究は、FDs 有無の判断

それを基に対象地域の設定を行なっている（Mor-を目的としたものと比べ進展が少ない。しかし、各land et al. 2002, Rose et al. 2009 な ど）。し か し、地域での FDs の要因を明らかにしなければ、効果

census 単位のデータを用いたり、対象地域に明確的な施策実施に繋がらない。これまでの議論を踏まな境界を設けたりする場合、境界周辺での対象地域

え、今後の研究において考慮すべき点を整理する。

外からの端縁効果や、住民は地区重心に集中して居まず、需要・供給のいずれが原因であるか明確に住するという仮定等により、現実の状況と分析結果し、解決すべき問題点を抽出することである。これの間に乖離を生む可能性がある。

により、市場を現状からどう改善させるか、具体的

さらに、購買行動が行なわれる範囲は、一般に都な施策に結びつけられる。例えば、ある地域では低

市 部 よ り も 地 方 部 の ほ う が 大 き い。こ の た め、所得者層が多く居住し、食料品の購入が困難である。

Sharkey et al.（2010）で述べられたように、地方部

この時有効なのは、フードスタンプの発行や、公共で対象地域を狭く設定すると、この購買圏を網羅し交通の利用補助など、食料品の“full price”を低下

きれず、食料品の入手可能性が過小評価される。一させる政策である。一方で、地価の高騰が店舗の開方で、都市部においては、公共交通の存在を考慮す

店・運営費用や食料品の価格を押し上げているならることが重要で、買物頻度や食料品の購入量にまでば、店舗の開店補助や費用削減のための政策を行な影響を与える事を踏まえておくべきである。この要

い、低価格で食料品を供給可能にすべきであろう。

素 を 反 映 し た、店 舗 分 布 を 含 む 経 済 モ デ ル

そして、今後、FDs の原因解明のための研究に（Capozza ＆ Van Order 1978）では、従来、消費者望まれるのは、より詳細なデータをより洗練された38

季刊 住宅土地経済

2013年春季号№88手法で扱うことである。動的な経済モデルを用いて、Enable Individuals to Adhere to Dietary Guidelines,”
Preventing Chronic Disease, Vol. 3 pp.1-11.
外的要因による市場環境の変化を考慮したり、需要
Beaulac, J., E. Kristjansson & S. Cummins（2009）“Aと供給が均衡状態にない場合の価格・供給量や、潜Systematic Review of Food Deserts, 1966-2007,”Pre在的な需要量の変化を分析する、などを例として挙venting Chronic Disease, Vol.6(3): A105.
Capozza, D. R. & R. Van Order（1978）“A Generalized
げている。
Model of Spatial Competition,” American Economic
Review, Vol. 68, pp.896-908.
おわりに
Kowaleski-Jones,L., J. X. Fan, I. Yamada, C. D. Zick, K. R.
Smith & B. B. Brown（2009）“Alternative Measures
以上のように、Besharov et al.（2011）は経済学
of Food Deserts: Fruitful Options or Empty Cup的な観点から、米国の FDs に関する既存研究をレ
board?” National Poverty Center Working Paper. Ann
ビューし、それらの課題と今後の研究の中で考慮さArbor: University of Michigan.
Moore,I., A. D. Roux, J. Nettleton & D. Jacobs（2008）
れるべき要素を詳細に整理・評価してきた。それら“Associations of Local Food Environment with Dietを踏まえて、論文の最後では以下が強調されている。
Quality: A Comparison of Assessments Based on
一つに Besharov et al.（2011）では、既存研究をSurveys and Geographic Information Systems: The
Multi-ethnic Study of Atherosclerosis,”American Jour少なからず批判する立場に立って評価を行なったが、nal of Preventive Medicine, Vol. 22, pp.23-29.
「米国において、FDs は存在しない」と結論づけてMorland, K., S. Wing, A. D. Roux & C. Poole（2002）,
いないこと、もう一つは、今回の既存研究の評価だ“Neighborhood Characteristics Associated with the
Location of Food Store and Food Service Center
けでは、FDs の存在が、そこからどのような社会
Places”, American Journal of Preventive Medicine, Vol.
問題を派生させていくのかまでは議論できていない
22, pp.23-29.
ことである。そして最後に、今後の FDs 研究のいPowell, L. M., S. Slater, D. Mirtcheva, Y. Bao & F.
っそうの質的・量的な発展が強く望まれる、として
Chaloupka（2007）“Food Store Availability and
Neighborhood Characteristics in the United States,”
論文を結んでいる。
Preventive Medicine, Vol. 44, pp.189-195.
今回紹介した、Besharov et al.（2011）の特徴はRaja, S., C. Ma & P. Yadav（2008）“Beyond Food
大 き く  点 あ る。従 来、捉 え 方 が 曖 昧 で あっ た
Deserts: Measuring and Mapping Racial Disparities in
Neighborhood Food Environments,” Journal of PlanFDs 問題の構造を、経済的な観点から体系化した
ning Education and Research, Vol. 27, pp.469-482.
点、さらに、既存研究の評価から今後の課題を整理
Rose, D., J. Bodor, C. Swalm, J. Rice, T. Farley & P.
した点である。これは、今後の日本の FDs 研究に
Hutchison（2009）“Deserts in New Orleans? Illustrations of Urban Food Access and Implications for
おいて、研究目的・分析手法の検討の際の大きな助
Policy,” National Poverty Center Working Paper.
けになると考えられる。
Sharkey, J. R., S. Horel & W. R. Dean（2010）“Neighborhood Deprivation, Vehicle Ownership, and Potential
参考文献
Spatial Access to a Variety of Fruits and Vegetable in岩間信之（2010）「フードデザート問題とは何か？」『地a Large Rural Area in Texas,”International Journal of理』55巻(8)、6-14頁。
Health Geographics, Vol. 9, pp.1-27.
駒 木 伸 比 古（2010）「フー ド デ ザー ト マッ プ を 作 成 す
U. S. Department of Agriculture, Economic Research
る；GIS を用いたエリア抽出方法」『地理』55巻(8)、Service（2009）“Access to Affordable and Nutritious
25-32頁。
Food: Measuring and Understanding Food Deserts
崔唯爛・鈴木勉（2012）「高齢者に着目した食料品購買and Their Consequences.”
行動と利便性の意識に関する研究」『日本都市計画学
Zenk,S.N.,
A. J. chultz, B. A. Israel, S. A. James, S. Bao &会都市計画論文集』47巻(3)、271-276頁。
M. L. Wilson（2005）“Neighborhood Racial ComposiBader, M., M. Purciel, P. Yousefzadeh &K. M. Neckermantion, Neighborhood Poverty, and the Spatial Accessi（2010）“Disparities in Neighborhood Food Environbility of Super Markets in Metropolitan Detroit,”
ment: Implication of Measurement Strategies,”EconoAmerican Journal of Public Health, Vol. 95, pp.660-667.
mic Geography, Vol. 86, pp.409-430.
Baker, E., M. Shootman, E. Barnidge & C. Kelly（2006）
関口達也“The Role of Race and Poverty in Access to Foods that
東京大学大学院工学研究科都市工学専攻博士課程

海外論文紹介39

センターだより◉調査研究成果のご案内『定期借地権事例調査』（2012年度前期：http://www.hrf.or.jp/)

当センターでは、1994年以降、自主研究の継続調査として、定期借地権付住宅の分譲事例について
データの収集と集積を行ない、データベースを構築・更新するとともに、事例データの系統的分析を遂行してきた。
2009年度調査より、データ利用の利便性と速報性を重視して年઄回（前期、通年）、これまで報告書に掲載してきた図表類および集約表などを日本住宅総合センターの ホー ム ペー ジ（http: //www.
hrf. or. jp/）上 で 紹 介 し て お り、
2013年અ月末現在、最新の調査成果として2012年度前期における事例集を掲載している。
なお、本調査研究においては、
定期借地権制度と個人・世帯の住宅取得ニーズとの関連性を追究する視点から、調査開始以来一貫して分譲事例の動向把握を主眼としているため、近年急増している定期借地権付住宅の賃貸事例については調査対象外となっている。

1993年઄月の定期借地権付住宅 327戸、第઄位が大阪府の93戸と第ઃ号の発売から、2012年ઋ月30 なっており、大都市圏を中心に供日までの間に収集した件数は、戸 給されている。また、全26件のう建て住宅とマンションを合わせた ち、18件が最大専有面積80㎡以上
総 数 で 6005 件、ઇ 万 1256 区 画 のマンションである。定期借地権（戸）にのぼる（戸建て住宅5424 付マンションは、戸建て住宅以上件અ万1278区画、マンション581 に所有権物件と競合するため、専有面積を広くすることで所有権物件ઃ万9978戸）。
以下、通年度で取れる最新年度 件との差別化を図っていると考えで あ る 2011 年 度（2011 年 આ 月 られる。
本調査は調査方法の特性により、〜2012年અ月）に収集された物件
定期借地権活用動向の全体像を把の特徴を簡単に紹介する。
2011年度における戸建て住宅の 握するための資料としては制約が
収集戸数は、45件217区画で、前 伴うものの、分譲住宅事例の地域
年度同期（62件281区画）と比べ 分布および建物の種別や規模等の64区画の減少となっている。都道 実態を検証するうえで有用なデー
府県別の戸建て住宅発売区画数は、 タセグメントであると考えられる。
第ઃ位は新潟県の55区画、第઄位
は愛知県の46区画、次いで第અ位 ●お知らせ
当センターは、公益法人認定をは千葉県の24区画で、およそ25％
が新潟県で供給されている。また、 受け、2013年આ月ઃ日より「公益土地面積については、最大面積が 財団法人 日本住宅総合センター」
200㎡を超える区画を含む事例は となりましたことをご報告いたし
45件中31件あり、全体の68％に達 ます。
し、前年度同期（47%）よりも規模の大きな定期借地権住宅が供給 ●お詫びと訂正
2013 年 冬 季 号、海 外 論 文 紹 介
される傾向にある。
一方、マンションの発売数は26 （「不確実性下での建物取壊しの意
件518戸であり、前年度同期（20 思決定と価格に関する研究」）に件280戸）と比べ238戸の増加とな 誤りがありました。お詫びして以っている。都道府県別マンション 下のように訂正いたします。
発売戸数は、第ઃ位が東京都の著者名（p.39）（正）定行泰甫

編集後記
最近の玩具といえば、DS や PS
等のゲームの類が主流のようだが、“おもちゃ”と呼べるようなタイプの玩具もおどろくほど進化している。
我が家にもその進化を実感している玩具が઄種ある。一つはバンダイ
発売の LBX というロボットのプラモデルと、それを載せる台車（ライディングソーサー）の組み合わせ。
ロボットを載せた台車はリモコンで操作でき、複数台が衝突し対戦相手を倒すことを競う。もう一つは、タカラトミー発売のバトルボーグという、ボクサー型ロボットがボクシン
グでバトルするもの。操作する者のコントローラーの振り方がそのまま

編集委員
委員長
浅見泰司
委員
浅田義久
中神康博
山崎福寿

ロボットの動きに反映し、パンチのヒット数と受けたダメージに応じて勝敗が決まる。
季刊 住宅土地経済
こうしたものは、自分が子供時代
2013年春季号（第88号）にはマンガやアニメの世界の中にし2013年આ月ઃ日 発行
かなかった。それが、現実に自らの定価750円(内消費税35円）送料180円
操作により眼前に展開するという、年間購読料3,000円（税・送料共）
夢のような玩具である。現代の技術
編集・発行 公益財団法人
では当たり前かもしれないが、それ
日本住宅総合センター
を“おもちゃ”にしてしまったことが東京都千代田区麹町4-2
素晴らしいと思う。
麹町4丁目共同ビル10階
二つとも良い玩具だが対戦型ゆえ、〒102-0083
兄弟のいないわが息子（小学અ年）
電話：03-3264-5901の相手は、否応なく自分ということ
http://www.hrf.or.jpになってしまう。
（TN）
編集協力
堀岡編集事務所
印刷
精文堂印刷㈱本誌掲載記事の無断複写・転載を禁じます。

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季刊 住宅土地経済

2013年春季号№88