［巻頭言］

住宅における事故
井上俊之

一般財団法人ベターリビング理事長／公益財団法人日本住宅総合センター理事

不慮の事故と言えば、かつては交通事故が最も多く、ピーク時には事故死
が年間⚑万6000人を超えたが、現在では5500人程度まで減っている。交通戦
争とまで言われた社会問題に対し、警察行政、道路・交通行政、自動車メー
カー等がさまざまな取り組みを行ない、効果をあげてきた。現在では、窒息死が9200人、転倒・転落死及び溺死がいずれも約7500人で交通事故を上回っている（厚生労働省人口動態統計）。これらはいずれも高齢化の進展とともに増える傾向にある。また、溺死の⚖割程度、転倒等の⚓割程度は家庭、すなわち住宅内で起こっているとされている。このほか救急車で運ばれた患者数から推計した入浴中の事故死（病死を含む）は⚑万9000人にものぼるとのデータもある。
例えば窒息死について、新しい食品であるこんにゃくゼリーは製造者責任を厳しく問われているが、伝統的食品であり最も危険とされる餅について切り刻んで売るべきであるとの声は聞いたことがない。社会通念に守られ、せいぜい「餅をのどに詰まらせないように注意しましょう」という啓発が行なわれる程度である。転倒・溺死等についても従来は不注意または健康上の問題として済まされることが多かったのではないか。しかし、例えば転倒事故については、利用者の不注意では済まされなくなっており、滑りやすい状況を放置した管理者の責任が問われるようになってきている。
問題は管理責任が自己責任に帰する住宅である。高齢社会対応として段差解消は新築住宅では常識になったが、既存住宅の改善はままならない。浴室
周りの温熱環境を良好に保てば入浴中の事故を減らせることが明らかになりつつあるが、断熱等が不十分な住宅が一般的である。耐震化には国を挙げて取り組んでいるが、平成⚕年以降20年間の地震による死者・行方不明者は約⚒万5000人、⚑年あたり1250人である。何倍にも及ぶ住宅内の事故死は、高齢化の進展に伴いこのままでは増え続ける一方であろう。行政も、住宅産業
界も、そして消費者も、自己責任として片づけないで、もう少しこの問題に向き合っていいのではないか。
目次●2017年秋季号 No.106［巻頭言］住宅における事故

井上俊之［特別論文］証券化と不動産市場の変化

1
植松 丘

2

［論文］日本のマンション市場におけるインフレとバブル

永易 淳

10

［論文］中途解約可能な賃貸借契約の賃料期間構造

吉田二郎・瀬古美喜・隅田和人［紹介］パソコン対応型資料集『日本の住宅政策クロニクル＆データ2017』

クロニクル＆データ事務局［海外論文紹介］土地利用規制と土地および住宅の価値
エディトリアルノート
センターだより

40

8
編集後記

40

小谷将之

36

20
30

特別論文

証券化と不動産市場の変化

不動産証券化から20年、外れた不動産市場変化予測の検証

植松 丘
関するもの、不動産市場のデータの充実度に関はじめにするもの、不動産ビジネスの構造に関するもの

日本の上場不動産投資信託（J-REIT）の市など多岐にわたったが、不動産が保有財から投場規模は、2015年、時価総額でオーストラリア

資財となることは、いずれわが国の不動産市場を抜き世界第⚒位となった。2017年⚓月末におの構造やあり方に相当の影響を与えるであろう

ける世界の REIT33カ国の時価総額は約186兆と予測された。当時予測された不動産市場の変円で、そのうち日本の市場規模は11兆9000億円

化は、実現しているものもあれば外れているも1)となっている 。

のもある。

現在のわが国における不動産投資商品は、モ

本稿では、不動産証券化の黎明期に市場で活ーゲージ REIT と CMBS というデット商品を動していた者の一人として、当時予測した不動除いて、品揃え、市場規模ともに欧米並みに整産市場の変化で⚔点の外れた予測を検証し、今っている。わが国の不動産証券化元年が何年か後のわが国不動産市場を考察する手がかりとしについては諸説あるが、金融市場の土俵に乗るたい。

デットとエクイティの商品が登場したのは1998年であり、それから20年を経ずして、わが国の1 外れた黎明期における予測

不動産に関わる金融環境は着実に変化をしたと①ビル名からオーナーの名前が消えるいえる。

日本のビルでは、名称に所有者名を冠するこ

欧米の投資家にとってわが国の不動産市場はとが非常に多い。これは不動産保有が信用力のFar East で情報も乏しく、投資対象の考慮外

裏付けであった土地本位制時代の象徴ともいえにあったが、欧米間だけではリスク分散効果がる現象で、不動産価格の右肩上がりを前提とし薄れてきた90年代の後半に、Far East ではあているから成り立ってきた不動産戦略でもある。

るが経済先進国で制度的に安定しているわが国

しかし、不動産が投資財となり、株や債券と同の不動産市場は、バブル崩壊後の低迷により国じように、値が上がれば売られ下がれば買われ際比較で割安感があり、投資先として妙味が生るという資産になろうというのである。このこ

じつつあった。

とは一定期間が経過すれば所有者も転々と変わ

しかし、不動産は保有財で投資財としての認っていくことを意味する。加えて、不動産証券

識が乏しかったわが国の不動産市場は、欧米投化において特別目的事業体（Special Purpose

資家の眼からは異質であり、さまざまな改善要Vehicle；SPV）の介在は必須条件とされてい求がなされた。それらは、わが国の不動産市場

る2)。証券化された不動産では、「投資家の顔構造そのものに関するもの、取引制度や慣行にが見えなくなっている」のである。投資財とな

2

季刊 住宅土地経済

2017年秋季号№106

った不動産では投資家利益の最大化を目指した運用が求められるのであるから、収益増に寄与
しない SPV の名前を投資物件に冠することはまったく意味を持たないはずである。したがって、投資家利益最大化の観点からは、建物の命名権売買による収益増を図ることが選択されるはずであると予測した。

(著者写真)

うえまつ・たかし
1949年東京都生まれ。慶應義塾大学法学部卒。野村不動産ビル
ディング事業部長、専務取締役、
東京海上不動産投資顧問代表取締役社長などを経て、現在、
政策研究大学院大学客員教授、
PAG
ジャ パ ン（株）シ ニ ア ア ド バ
イザーなど。

2004年には、「箱根ターンパイク」が、オーストラリアの機関投資家 Macquarie グループ

でリターンが見合っていることが重要な要素とに取得された後、命名権売買により「TOYO

なっているが、伝統的な瑕疵担保責任の考え方

TIRES ターンパイク」と名前が変わり3)、予ではリスク量が確定できないということになる。

測の的中を予感させたが広がらず、サッカー場

加えて、投資対象の不動産の所有者（売主）はの「味の素スタジアム」（東京スタジアム）や

SPV である。SPV は目的（投資）が終了すれプロ野球場の「京セラドーム大阪」（大阪ドーば解散する運命にある。そのため、瑕疵担保責ム）など、スポーツ競技施設には普及している任の履行を求めた時点では、すでに売主が存在が東京都心のクラス A といわれるオフィスビ

していない可能性もある。

ルなどにはほとんど普及していない。逆に J-

このように、売主責任原則の下においては、

REIT では、所有者である投資法人のアルファ

買主は投資後も追加投資によるリスク量の増大

ベットの頭文字を冠することが定着してきてい可能性を考慮しなければならない。したがってる。こうした投資物件に SPV の名前を冠する

デュー・ディリジェンスの実施によってリスクという現象は、REIT 先進国のアメリカやオー

量が確定され、消費者保護の法理による制約がストラリアにはまったく見られない日本独特のない限り、買主責任が原則となると予測した。

現象である。

現在の商業不動産取引市場では、デュー・ディ
リジェンスは定着したが、売買契約の瑕疵担保②デュー・ディリジェンスの普及で瑕疵担保責
任は買主責任になるについての売主責任条項は従来のまま残されているのが一般的である。

わが国の商業不動産の売買において、契約前にデュー･ディリジェンスを実施することは一③定期借家権は急速に普及する

般的となり定着している。デュー・ディリジェ

わが国の借地・借家法制は、特に1941年の正ンスは、瑕疵の存在を前提にした「買主による当事由制度導入以降、「存続保護」のための法

瑕疵の確定手続き」ともいうべきもので、本年制となってきた。どちらも存続保護を目的とし（2017年）⚖月⚒日の改正前の民法における瑕

ているが、借地権と借家権とではその保護法益

疵担保についての売主責任原則の買主責任へのが異なる。前者においては、建物建設に借地権転換を可能にする手続であった。改正前民法で者が投下した資本の回収保障に重点が置かれる

は、瑕疵がないことを前提にして、取引後に見のに対して、後者においては借家人の居住の利つかった場合に売主が負担するという原則であ益を保護法益としている。したがって、借家法る。しかし、現実の取引において、引渡し後に制は「財産法的色彩の弱い法制｣4) で「契約自発見された瑕疵について、買主からの要求をす

由の原則の適用は大幅に制限されるべきであんなり認めて責任を履行する売主は皆無に近い。 る｣5) との考えの下、立ち退きに対する正当事
投資意志決定プロセスにおいては、リスク対比

由要件や借主の減額請求権排除の特約無効など証券化と不動産市場の変化

3

人権保護的色彩の強い存続保護制度が構築されとは、不動産を多く保有する事業会社の不動産てきた。

戦略だけでなく、総合不動産会社の企業戦略も

この「家主＝強者、借家人＝弱者」という図大きな転換を求められた。加えて、わが国の総式は、近代的なオフィスビルや投資運用対象と合不動産ビジネスモデルは、利益相反の塊としなるような賃貸マンションの賃貸借関係では成て、海外投資家から強い批判に晒された。スポり立たない。にもかかわらず、わが国の借家法

ンサーであるディベロッパーからの投資案件の制は一律に強行法規で存続保護の対象としてい購入だけでなく、運用のさまざまな局面でのスる。

ポンサーグループの介在等々、公正（Fair）をこうした法制上の特異性に加えて、①⚒～⚓
年という短期の賃貸借期間契約、②短期にもか重視する欧米人の目から見るとわが国の不動産
市場は伏魔殿のようであった。

かわらず期間内解約を可とする慣行、③高額敷

ディベロッパーもビジネスモデルのグローバ

金問題など、わが国独特の契約慣行が、投資のル対応が求められているなか、2002年、三井不リターンの源泉であるキャッシュフローの安定

動産は不動産の保有に依拠しない「ノンアセッ性を阻害しリスクプレミアムを高める要因とし

トビジネス」を経営の最重要課題の⚑つとしてて、90年代後半の海外投資家たちに買い叩きの取り組むこととを発表した。

格好の口実を与える結果となった。

欧米では、ディベロッパーは不動産を保有しそうしたなかで、定期借家法制の登場は、リないフィー・ディベロッパーであることは常識

スクプレミアムを減殺させる効果をもたらすもとなっている。会社のバランスシートを使ってので、投資家は定期借家物件を選好し一気に普ディベロッパー・ビジネスをすることは、市場及すると期待した。しかし、導入から15年以上の変化が激しい欧米ではリスクが大き過ぎるかが経過した市場における普及状況は、2015年⚔

らである。アメリカは歴史的に、イギリスもサ

月から2016年⚓月までの間に定期借家契約を利ッチャー政権以来そのように変化した。日本の6)用した借家は2.2％に止まっている 。J-REIT

不動産も、上がれば売られ下がれば買われる普に組み入れられている投資用不動産においても、 通の資産となった以上、不動産会社も欧米型の住宅、非住宅を問わず定期借家契約物件は非常

フィービジネス産業へと変貌していかざるをえに限定的である。むしろ、賃料上昇に頭打ち観ないと予測され、三井不動産のノンアセットビが出てきた東京都心のオフィスビル賃貸市場でジネス宣言は当を得たものと思われた。

は、目先のキャッシュフローが上がるという理2017年⚘月⚓日時点での世界の不動産会社の由で、定期借家契約を普通借家に切り替えると時価総額上位25社のランキング7)では、日本のいう先祖返りマネジメントも現れている。

三菱地所が第17位、三井不動産が第23位にランクされている。日本以外では、アメリカが第⚒④ディベロッパーのフィービジネス産業化

位の American Tower を筆頭に11社、香港がバブル経済崩壊後の地価下落が続くなか、第⚔位の Sun Hungkai Properties を筆頭に⚙「土地神話」に裏打ちされて、含み益が信用創社、ベネズエラ、中国、フランスが各⚑社であ造の源泉となってきたわが国企業の不動産戦略

る。

は、根本的な発想の転換が求められた。言うま

世 界 最 大 は、ベ ネ ズ エ ラ の Fondo de Va-

でもなく、わが国の不動産も、株や債券と同じ

lores Inmobiliarios で、スペイン語の「不動産ように値上がりと値下がりを繰り返す周期性を証券ファンド」というシンプルな社名から業態もった財となったからである。不動産が、日本は一目瞭然である。アメリカは Equinix という経済において保有財から投資財へと脱皮したこ

データセンター運営事業会社以外はすべてが4

季刊 住宅土地経済

2017年秋季号№106

REIT である。ヨーロッパから唯一ランクされ約ごとにその適合、不適合の具体的判別についているフランスの会社は Unibail-Rodamco とての当事者間の共通認識基準作りの役割を果た

いう仏蘭合併の不動産投資会社である。このよ

していくことが必要になると予測される。すな

うに先進資本主義国の中では、日本の⚒社だけ

わち、契約の不適合の具体的内容は、買主のデが巨大不動産ディベロッパーという点で異彩をュー・ディリジェンスによって決定され、不適放っているが、わが国の不動産業界では、依然合箇所について適合するように契約引渡し前にとしてこの⚒社をモデルとして今なおバランス

治癒させるか、それとも売買代金に反映させるシートを使ったビジネス展開をしている。

かの解決が可能となる。デュー・ディリジェン

2 外れた予測の行方
以上に述べた予測が外れた理由については、
以下のように考える。

スで買主が見落としたり、指摘し忘れたりした
不適合項目は、買主による適合の黙認と同等の効果を持つことになるのではないか。その結果、旧民法における瑕疵担保責任に相当する責任問
題は、実質的に買主へと変わらざるを得なくな①オーナー名が消えなかったビル名

るのではないかと予測している。

命名権が普及しない理由としては、魅力ある良質の物件が少なく、対価を払って自社の社名③投資家が選好しなかった定期借家

を冠することの費用対効果を数値で示すことが定期借家の普及が低調な理由として、一般に難しいからと考えられる。加えて、わが国の金は、煩雑な手続きを求める制度設計に対して、融における与信が、依然として不動産によって家主、借主、宅建業者のメリットが理解しにく形成されていることも大きい。わが国の不動産い制度となっていることが指摘されている。こもグローバル金融の中に位置づけられて、保有

れらの指摘は、いずれもそのとおりであるが、にはリスクを伴なうことが明らかとなったにも投資マネーの流入が定期借家の普及促進につなかかわらず、J-REIT では投資法人の名前の英がらなかった最大の理由は、不動産証券化市場

文頭文字を冠する戦略が採られるのは、スポンの拡大によって J-REIT をはじめとする投資フ

サーと投資法人のブランド力の方が命名権売買

ァンドが大きくなり、ポートフォリオ化が進んによる収益増よりも高い価値増を見込めると考だことにある。ポートフォリオ化によって、キえられているからである。

ャッシュフローの安定性を阻害すると指摘された普通借家契約のリスクは分散され、キャッシ②買主責任とならなかった瑕疵担保責任

ュフローのボラティリティに与える影響はネグ

今般の民法改正では、「瑕疵」という考え方

リジブルとなったのである。

がなくなり「契約不適合」という「債務不履

加えて、定期借家制度導入反対論者が喧伝し行」の一つとして捉えられることとなった。こた「弱者追い出し法」的イメージ操作に対して、れで買主は、瑕疵担保責任制度の下では認めら

定期借家は普通借家よりも安い賃料で良質な賃れなかった瑕疵修補請求など追完を求めること

貸スペース供給を可能にすることが強調された。

が可能となった。したがって、改正後の不動産

そのため「定期借家は普通借家よりも賃料が低取引実務においては「契約不適合」の判別が当い」というイメージが市場に刷り込まれて、家事者間の論点となっていくと考えられる。その主の導入意欲を減退させる結果を惹起したとい場合にデュー･ディリジェンスは今よりも重みう戦術ミスもあったように思われる。

を増すと思われる。
法改正後のデュー・ディリジェンスでは、契証券化と不動産市場の変化

5

④遠のいたディベロッパーのノンアセットビジって年金資金等の長期安定を求める資金へと変質してきている。しかし、このような好調な不ネス化

土地神話がなくなり、不動産の保有リスクの動産市場にも懸念はある。結びに代えて、好調顕在化で厳しい経営環境にあった2000年代初頭

な東京のオフィス市場に関する懸念と急速に拡のディベロッパーにとって、バランスシートを大している私募 REIT に関する懸念を述べて本膨らませた不動産開発はリスク対比リターンが稿を終えることとする。

見合わない投資となっていた。前述したように、
欧米では自社のバランスシートを使ってディベ⑴好調な東京のオフィス市場に関する懸念

ロッパー・ビジネスを行う者はいないといって今、東京のオフィス市場は大変好調である。

もよい。日本の不動産も欧米と同じようなリス再開発が進む大手町・丸の内界隈のオフィスビ

ク資産となったのであるから、わが国のディベ

ル群は満床稼動状態が続いている。しかし、テロッパーも、欧米型のノンアセットビジネスへ

ナントはその大半が昔からの伝統ある日本の企と変態していくことは当然の選択と思われた。

業である。老舗企業のテナントが多いというこ

しかし、2003年頃の不動産市場の底打ちとともとは、ディベロッパーの懐の深さを示すものでに、わが国のディベロッパーは再びバランスシ

大いに敬意を払うのであるが、不動産市場の成ートを使ったビジネスに回帰し、前述したよう長を牽引していくべき高額賃料を払えるようなに先進資本主義国の中で特異の市場構造となっ新しいテナント企業が日本では育っていないこている。

との証左でもある。そのために、好調であるに

また、海外投資家から厳しく批判された利益もかかわらず、サンフランシスコ、ニューヨー

相反問題については、利益相反によるデメリッ

ク、ロンドンのような力強さが市場に感じられトよりも安定した投資案件のパイプライン確保

ないのである。これらの都市では、METI8) 関による成長性やスポンサーの信用力を裏付けと連の企業が、大層な勢いでオフィス需要を増やす る 運 用 の 安 定 性 を 選 好 し て い る こ と も J-

していてわれわれには想像もつかなかった新し

REIT の投資口価格の推移などから明らかとないマーケットを産み出している。いずれの都市った。

でも、起業家精神旺盛な業態が新しい需要を産

わが国では、ディベロッパー事業のリスクはみ出し、従来は好立地といえない場所に活気をス ポ ン サー の バ ラ ン ス シー ト で 負 担 し、J-与えて非常に勢いがある。これらの都市と比較

REIT や投資ファンドなどの不動産証券化市場

して、東京では、ソフトバンク、ユニクロ、楽を安定稼動物件の出口とするという独特のビジ

天の起業から久しく、日本独自の起業をする会

ネスモデルの市場が形成されたといえよう。

社が育っていない。このことは、東京の都市と3 結びに代えてしての将来性、発展性に危惧を抱かせる事態で懸念ある。そういう市場を眼前にしてもなお、日本

わが国の不動産市場は、グローバル市場の中
では、ガラパゴス化していることを認めざるをのディベロッパーは、バランスシートを膨らませて開発をする道を進むのであろうか。

得ない。しかし、これらのガラパゴス化によって日本の不動産のリスクプレミアムの上昇をも⑵急拡大する私募 REIT 市場に関する懸念

たらしている事実はない。分譲、賃貸ともに好わが国に私募 REIT が登場したのは2010年11調である。わが国の不動産市場に流入している月である。J-REIT のように日々の値動きがな

海外からの投資マネーは、ハゲタカといわれたいので、ドイツやアメリカでは長期安定運用をハイリスク・ハイリターンを狙うマネーに代わ求める年金の運用対象として市場を形成してき6

季刊 住宅土地経済

2017年秋季号№106

たオープンエンドファンドを、わが国では非上金融機関は、現在でも⚓カ月ごとに時価会計

場 REIT という形で実現したものである。登場と対峙しているが、IFRS 会計11)対応でもう一から⚖年半が経過し、2017年⚓月末時点で銘柄段厳格な減損対応を求められる。私募 REIT の

数22、運用資産残高は約⚒兆2000億円となって60％を保有しているわが国の金融機関、特に地9)いる 。このように私募 REIT の市場も順調に

方金融機関は、リーマンショックのような混乱拡大してきているように見えるが、投資資金の期においても狼狽売りすることなく、年金とと実態は必ずしも期待通りの市場が形成されていもに市場を支える覚悟をもって投資しているのるとはいえない。

か。

期待された年金の出資は、2017年⚓月末時点

わが国の不動産投資市場の真価は、次に到来で21％に過ぎない。出資者は地方金融機関がする不動産市場の調整局面における私募 REIT

40％、中央金融機関が23％と金融機関が圧倒的の対応が示すことになると思われる。

10)

シェアを占めている。

オープンエンドファンドという商品は、もともと長期安定運用を担保することと引き換えに流動性を犠牲にした商品である。したがって、
ドイツやアメリカでは、パニック売りが起こったときに、狼狽することなく市場を支えるという役割を果たしてきている。それは、長期安定的運用を求める年金が投資しているから可能となっているのである。
そのようなドイツでも、2004～05年のオープ
ンエンドファンドの危機では、換金要求が殺到
し、償還凍結とファンドの一時閉鎖（Deuchebank）や 親 銀 行 に よ る 流 動 性 供 給（Dekabank、 HypoVereinsbank、 Comertzbank） を余儀なくされた。1938年に世界で最初にオープ

注⚑）一般社団法人不動産証券化協会『不動産証券化ハンドブック2017』（2017年）158頁。
⚒）片岡隆「不動産の証券化」日本不動産学会編『不動産学事典』（2002年）436頁。
⚓）現在は、NEXCO 中日本グループ所有で、「MAZDA ターンパイク」となっている。
⚔）藤井俊二『借地･借家権の存続保護」（2006年）成文堂、⚒頁。
⚕）同上、⚒～⚓頁。
⚖）国土交通省住宅局「平成28年度住宅市場動向調査――調査概要」（2017年）10頁。
⚗）Bloomburg.com より作成⚘）Media、Entertainment、Technology、Internet⚙）不動産証券化協会、前掲、156頁。
10）同上、157頁。
11）International Financial Reporting Standards：国際
会計基準

ンエンドファンドを組成したスイスでは、1991
年に発覚した償還価格の不正に端を発した換金請求殺到に対して、実質的にクローズドエンドに転換することで乗り切らざるを得なくなった。
オランダでは、Rodamco が80年代後半に世界最大の不動産投資ファンドをオープンエンドで運用していたが、90年の利上げで不動産価格が下落し、結果として裁定が働き買い戻し請求が殺到した。この事態に対処するためにやはりク
ローズドエンドへ転換せざるを得なかった。オーストラリアにおいても、1990年の金融引き締めによる不動産価格の下落をきっかけとする大量の換金請求に対して、やはりクローズドエン
ドへの転換を余儀なくされた。
証券化と不動産市場の変化

7エディトリアルノート

近年、日本の不動産取引価格デが法人の場合の取引件数が増加す

他方で、定期借家において契約

ータの整備が進み、多くの実証分

るとマンション価格が有意に上昇

期間が短くなると、家主にとって析に利用されるようになってきてすることを見だしている。

は頻繁に借り手を探す必要があり、いる。永易論文（「日本のマンシ

この理由として永易論文では、

このための取引費用が大きくなる

ョン市場におけるインフレとバブ

企業のほうが個人よりもリーマン効果もあると考えられ、その分、ル」）は、日本のマンション市場

ショックからの回復が早かったこ

賃料が高まる効果が存在する。こにおけるバブルの存在を、この不とや、企業のほうがより多くの関れらの二つの効果を考慮すると、動産価格データを用いて検証した

連情報を有していたことなどを挙取引費用の大きくなる空き家率のものである。

げているが、あまり説得的なもの

高い地域では、短期にはむしろ普従来の分析では、単位根検定やとは思われない。税制など、個人

通借家より賃料が高くなり、契約

共和分分析を利用して、定常性がと法人の行動原理に異なる影響を期間が長くなると、この効果が低棄却されるときにバブルが存在す与えている要因を丁寧に検討する下する一方、上記の解約のオプシると認識されてきた。しかし、そことで、より有意義な議論が可能ョン・プレミアムが高まる効果がこで適用される検定は、統計的にになると思われる。

働く。そのため、空き家率の高いは左側だけの片側検定である。そ◉地域では賃料の期間構造が U 字のため、これらの検定では単位根

日本の借家契約については借り型となり、逆に空き家率が小さく、がプラスとなる可能性については

手側にのみ解約権がある法制度と取引費用が小さくなる地域では右そもそも検定していないことにななっている。このことが賃料に与上がりになるとの仮説を立てて実る。永易論文は、右側検定によっえている影響を検証することは、証分析している。

てバブルを検証する手法を紹介し、 日本の賃貸市場の特殊性を理解す
それを従来の検定方法と並行してるうえで不可欠とも言える。

分析手順ではまず、物件ごとに普通借家で貸した場合の賃料関数

実施することで、日本のマンショ

吉田・瀬古・隅田論文（「中途を、ヘドニック分析を用いて導出

ン市場におけるバブルの存在の有解約可能な賃貸借契約の賃料期間する。そのうえで、これに基づい無を検証している。

構造」）は、現行の日本の定期借て定期借家として供給されている

2008年⚔月から2015年までの月家契約を、法的に借り手側に契約物件が普通借家として供給された

次データを用いた分析の結果、マ期間中の解約権のオプションを与場合の予測値を計算し、実際の定

ンション価格についてはいずれのえるものとして捉え、定期借家の期借家契約の家賃が、この予測値検定においてもバブルの存在を示

契約期間と賃料の間の関係、いわに対してどれだけ割り引かれていす証拠は見いだされていない。

ば、家賃の期間構造を理論的に説るかを算出する。そして、この算明し、検証したものである。

出された家賃割引が、契約期間にまた、通常の左側検定を用いたバブルの検証において、マンショ

定期借家の契約期間が長いほど、 よってどう変化しているかを観察

ン価格の短期的な変動要因として、 解約権のオプション・プレミアムしている。

取引件数と住宅着工件数を説明変が高まるから、これを反映して決実証の結果、空き家率が低く、数に組み込む形での分析もなされ

まる家賃は、このプレミアムを反取引費用の小さくなる地域では、ている。永易論文では、その際に映して高くなると考えられる。な （統計的に有意ではないが）上記

取引件数を売り手と買い手の属性

お、日本の普通借家は事実上期限の割引が契約年数とともに小さく（法人か個人か）に基づいて、合の定めのない賃貸契約と解釈する

なるのに対して、空き家率の高い

計⚔種類の取引形態に分類して分ことができるから、普通借家のオ

地域では、⚑年未満の契約期間の析し、それらの影響を捉えようと

プション・プレミアムが最も高く定期借家では、普通借家よりも高している。分析結果では、買い手なる。

くなり、それよりも長い契約期間

8

季刊 住宅土地経済

2017年秋季号№106

も含めると、賃料の期間構造が契約形態についてより詳細な検証

戦争後の年表、②その関連資料、

U 字型を描くとしており、このも必要なようにも思われる。

③統計データ案内からなる。

賃料の普通借家からの割引は、空いずれにせよ、信用力の低い借①の年表はさらに「社会経済・き家率の低い地域と比較して有意

り手や資産の少ない借り手であっ政治」に関する年表と「住宅政策に大きくなることを報告している。 ても、契約期間を短縮することで等」「税制」「金融」の⚔分野に分全体としてみると家賃の期間構 （シェアハウスなどの多様な居住類され、その中もさらに詳細なサ造の議論をしているが、吉田・瀬形態も含めて）、市場で借家が供ブカテゴリーに分類されている。

古・隅田論文の重要な貢献はむし給される状況が作り出されている

これらのカテゴリーを使って年表

ろ、⚑年未満の定期借家契約の賃ことは、定期借家契約を評価する

抽出ができるほか、エクセルのキ料が、特に空き家率の高い地域で、 うえでの重要な見解と言うこともーワード検索機能を用いて、必要

同地域の長期の契約とは異なる構

でき、この可能性を検出したことな情報を年表として抽出すること造を有していることを明らかにしは吉田・瀬古・隅田論文の隠れたもできる。収録されている年表情た点にあると思われる。

重要な貢献と考えられる。

報はかなり詳細で、この抽出年表

吉田・瀬古・隅田論文では、こ◉をまとめるだけでも、簡単な戦後の短期の賃料が高くなる理由を、

日本の住宅市場等を分析する際

経済史のレポートなら造作もなく家主による搾取ではなく、取引費に、住宅政策や不動産関連税制が、 書けてしまうのではないかとさえ用が高くなるためであるとし、そ景気対策などを理由に頻繁に修の根拠として、一般に信用力の低正・変更されていることが、しば②の年表関連資料は、「住宅政い借り手が借りていることをデー

しば障害となる。例えば、戦後日策関連」「税制関連」「住宅金融公タから確認している。この説明に本の住宅取得促進政策では、旧住庫・支 援 機 構 関 連」の 関 連 す る

対する解釈はいろいろありうるだ

宅金融公庫による融資と住宅ロー

PDF 資料や Web サイトへのリンろう。例えば、⚑年未満の契約でン減税などが主として用いられてクが設定されている。特に、「税

は敷金や礼金が免除され、それら

きたが、その貸付対象や適用金利、 制関連資料」には「住宅税制個別が月々の家賃に合算された契約が税控除の対象などは、景気後退時

提示されており、保有資産が低い等に頻繁な変更がなされている。 「大綱・要綱・与党大綱・地方税

借り手がそのような契約を選択しそれらを漏れなく網羅的に確認す

改正案要旨」および「土地・住宅ている可能性を示しているかもしる作業が、政策効果や制度を研究

税制に大きな影響を持った大綱やれない。また、シェアハウスのよする場合に、しばしば多大な労力答申」に関する資料が整理収録さうな居住形態において定期借家契や負担をかけている。

れている。このような詳細で網羅思われる。

とりまとめ資料」「基本税制資料」

クロニクル＆データ事務局編

的な住宅税制関連資料集は、他に映している可能性も否定できない。（「パソコン対応型資料集『日本の思いつかない。多くの実証分析で一般にシェアハウスでは居住者間

住 宅 政 策 ク ロ ニ ク ル ＆ デー タ

は単なる期間ダミー変数などで拾での揉め事を回避するために、短2017』」）は、そうした住宅関連のい上げるしかなかった税制の違い

期の定期借家契約を用いて、問題

政策や税制などについての、さまを、この資料を使うことで、よりの多い借り手に立ち退きを求める

ざまなデータや資料を時系列で整詳細に検証できる仮説設定も可能

ような対策を取っていると言われ理し、さらにエクセルを用いて簡になるだろう。

る。これらが取引費用を形成して単に抽出できるようにまとめられいる点には違いないが、期間構造たものである。

約が利用されていることなどを反の議論としてオプション価値を正

内容は、①昭和20（1945）年か

しく評価するためにも、これらのら平成28（2016）年までの太平洋

素晴らしい年表・資料集であるだけに、今回の編纂で終わらずに、
継続的な改訂と定期的な機能拡充を期待したい。

(Ｈ・Ｓ)

エディトリアルノート

9

論文

日本のマンション市場におけるインフレ
とバブル
永易 淳
Magne & Rady（2006）がある。そして、先進

1 序論

国の不動産データを用いてこれらの関係を実証

住居は生活必需品であることや、多くの消費している（例えば、フィンランド；Oikarinen者にとって生涯で購入する最も高価な財である

2012、イギリス；Andrews & Meen 2003、オ

ため、不動産の重要性は広く認知されている。

ランダ；de Wit, et al. 2013）。

特に、バブル崩壊のような価格の下落は、資産

これを背景に、本研究は近年の日本のマンシ価値を大幅に減少させるため人々の生活や効用

ョン市場におけるインフレとバブルを検証する。

を悪化させる。そのため今日までに世界中で多多くの種類の住居が存在するが、本研究はマン

くの研究が行なわれており、現在では伝統的なションに着目する。その理由として第一に、日ミクロレベルの分析だけなく、金融危機や景気本では欧米に比べマンションを選択する傾向が循環というテーマを対象としたマクロ研究でも強く、結婚や出産後もマンションに住み続ける

不動産は重要な研究分野となっている。

こ と が 多 い1)。第 二 に、リー マ ン ショッ ク

先行研究は主に一戸建て住宅に着目し、一般（2008年）以降マンション価格は他の不動産価

的に価格が経済ファンダメンタルズから大きく格と比べ異常に上昇し、2015年には平均価格が乖離する現象をバブルと呼んでいる（Black, et

4600万円に達し記録を更新した。そのため、マ

al. 2006）。しかし、バブルは観測不可能であり、ンション市場にバブルが存在するのではないか

また経済ファンダメンタルズの定義も一様ではと懸念されている。

ない。マクロ分析では住宅金利、所得、住宅在そして本研究は二つの点において先行研究と庫数などが経済ファンダメンタルズとして考え異なる。まず、二種類のバブル（強弱バブル）

られている（Ashworth & Parker 1997, Meese

を右側と左側検定を用いることで従来の単位根& Wallace 2003）。他方で、ミクロ分析では人検定の手法の問題点を補う。従来の研究では、

口や住宅所在地などが経済ファンダメンタルズ

強バブルまたは定常（バブルの不在）どちらかと し て 頻 繁 に 用 い ら れ る（Cameron, et al.
2006）。そして、バブル期には消費者の将来への期待など非経済ファンダメンタルズがより大きな影響力を持つと考えられている。
このように価格レベルを焦点とした研究がある一方、近年の研究は住宅価格インフレと取引件数に着目している。この関係を理論的に説明し た 研 究 と し て Stein（1995）や Ortalo10

季刊 住宅土地経済

2017年秋季号№106

ながやす・じゅん
福岡県生まれ。Scottish Graduate Programme in Economics(Ph.D. Economics)、英国・野村インターナショナル（野村総合研究所）、国際通貨基金、筑波大学社会工学系を経て、
現 在、東 北 大 学 経 済 学 研 究 科 教 授。論 文：
ʠGlobal andCountry-specific Movements in Real Effective Exchange
Rates: Implications for External Competitiveness, 2017,
Journal of International Money and Finance (Vol. 76, pp.
88-105) ほか。

の状態を探求することを研究目的としていた。

ものか理論的に明確ではない場合が多い。本研

次節で説明するが、これには経済分析として潜究では、単位根や共和分にもとづきバブルの存在的に問題が残るため、本研究は現存する統計

在を検証するため、データの定常性によりこの手法を活用しながら新しいアプローチを提案す

問題の解決を見出す。

る。また、日本の不動産分析では初めて、価格インフレと取引件数の関係を検討する。特に、3 バブルの統計モデルと検定方法

市場参加者別取引件数を用いることは世界で初

ここでは単位根や共和分の概念を応用しバブめての試みである。取引件数は市場の効率性とルとインフレを分析する。本稿が称する弱バブ

関係しており、件数の上昇は関連情報がより多ルは従来これらの手法で検証されてきた

くの市場参加者に浸透していることを、ベイズ（Meese & Wallace 2003, McGibany & Nourzadの法則をもとに示すことができる2)。

2004, Gallin 2006, Oikarinen 2012, de Wit et al.

2 理論的背景2013）。住宅価格は非定常過程に従うという先行研究の報告から、説明変数との間に共和分関

バブルを定義することは難問である。事実、係が存在する可能性がある。この場合、価格と合理的・非合理的バブルなど数々の定義が存在

経済ファンダメンタルズの間に長期的関係が成する。しかし、実証研究では現在価値（Pre-り立つため経済が均衡状態にあることを意味す

sent value）モデルをもとに、住宅価格が経済る。反対に共和分が不在の場合、弱バブルが存

ファンダメンタルズから大きく乖離する現象を在することになる。

バブルと理解する場合が多い。その経済ファン⑴式は、具体的な統計モデルとして誤差修正

ダメンタルズの定義は研究者により異なり、簡モデル（Error Correction Model；ECM）で表単なものでは一変数（賃貸コスト；Meese &示した住宅価格（ ）と経済ファンダメンタル

Wallace 1994, Phillips & Yu 2011、住宅金利；ズ（ ）の線形関係を記している。

McGibany & Nourzad 2004, 住宅地価格；Ooi &Lee 2006, 家計所得；Gallin 2006）のみを考慮

􀀽 􀀫

􀀫 􎜀

􎸒

􀀫

􎸒

􎜐􀀫

⑴

􀀫

している。賃貸コストは住宅購入の代替的選択

ここで （, …, ）は時間を、a, b, c, d, f はコストであり、住宅金利は需要要素の一つであ係数を示している。誤差項（ ～ 􎜀る。また、住宅地価格は国土や土地利用に制限

済ファンダメンタルズで説明不可能な要素、つがある場合、特に住宅価格に影響力があると考まり非経済ファンダメンタルズによる価格変動

えられている。最後に、住宅価格・所得の割合と解釈できる。また、

􀀽 􂈒

􎸒

􎜐）は経

であるため

は消費者の住宅購入の困難度を示す有名な指標

がランダムウォーク過程（ (1)）に従う場合である。

は定常（ (0)）となる。括弧内􎜀

􎸒

􀀫

􎸒

􎜐

このように多くの変数が考えられるが、住居は ECM と称され、 (0)であるとき、市場が均の需給要素を両方取り入れたモデルを経済ファ衡状態にあることを示唆するため、弱バブルがンダメンタルズとして用いるのが一般的である。 不在という結論となる。この時、 は􂈒 􀀼 􀀼
所得の増加や低住宅金利は住宅需要と住宅価格の値をとり、 はスーパーコンシスタントとな

インフレを促し、供給要素として考えられる住る（Engle & Granger（1987））。􀁣 の値がこの宅在庫の増大は住宅価格上昇を抑える効果があ

範囲外の時、括弧内が非定常であるため住宅価る。しかし、これらの経済ファンダメンタルズ

格と経済ファンダメンタルズの間に長期的関係

は住宅市場の定常（均衡）状態を説明するもの（共和分）がない、つまり弱バブルが存在する

か、定常状態への過渡期の価格変動を説明すると一般的に解釈されてきた。また⑴式には取引
日本のマンション市場におけるインフレとバブル

11

件数や住宅着工数など価格変動の過渡期を説明する定常変数（ ）が組み込まれている。
括弧内の定常性の検証は共和分検定でなくても、括弧内を一変数として取り扱い単位根検定
で行なうことも可能である。その場合、ADF（Augumented Dicky-Fuller）単位根検定式は⑵式ように表すことができ、g の値によりデー
タ e の定常性を分析することができる。
􀀽 􀀫

􎸒

􀀫􂈑

􎸒

􎨽

􎜐で

⑵

􀀫

誤差項

～ 􎜀

が定常の場合は􂈒となる。また、のバブルにも対応できる方法として提案された。
􎜀 􎜐􀀽
􎜀 􎜐􀀽

􎸈􎜠

􎜰

􎸈􎜠
􎸈􎜠

􎜰
􎸒

􎜰

ここで は観測値の位置（日付）を示す。推が⑴式の標記で

定初期値は 、推定期間の最後の観測時は􀁲 􎨲とと定義され定常の場合、住宅なる（ 􀀼 􀀼 􀀼 ）。これらの検定はデータ

価格は経済ファンダメンタルズと長期的関係がが非定常であることを仮定しているため、通常あることを意味する。つまり一般的な単位根検の統計分布を検定に用いることができない。そ定手法は統計分布の左側に着目した片側検定のため、シミュレーションにより棄却域を求め（対立仮説がる必要がある。これらの手法は従来の左側検定

􎸒

􀀽

􎸒

􀀫

􎸒

􎸒

）を基礎としている。

しかし近年の計量経済理論研究（Phillips, etの手法の潜在的問題を克服することができるた

al. 2011; 2014）は左側検定手法の問題点を指摘

め、近年株式や絵画価格のバブルの検定に用いしている。Phillips 教授らの一連の研究は一般られている（Phillips, et al. 2011, Phillips & Yu

的な単位根検定と異なり、Bhargave（1986）

2011, Phillips, et al. 2014, Kraussl, et al. 2016）。

のように統計分布の右側に着目した片側検定に

しかし、強バブル単位根検定がすべての問題

もとづく（対立仮説が）。そして、複数のを克服しているわけではない。これらのテスト手法（右側検定 ADF、Rolling ADF（RADF）,

は強バブルを分析することに長けているが、市Supremum ADF（SADF）, Generalized SADF

場が多くの時間を費やしていると考えられる均（GSADF）を提案している。バブルが異常な衡状態について何も言及していない。そのため高価格現象であることを考慮すると、これらの本研究は、従来の左側と強バブル（右側）検定

強バブル単位根検定（Explosive unit root test）

を両方用いることにより、より頑強性の高い結を提案した意図を理解することができる。

果を求めることを推奨する。具体的には、右側

RADF は強バブル（Explosive bubble）を検

検定で強バブルを確認することができなかった証する手法で、固定された期間（window size）

場合、市場に弱バブルが実際に存在したのか通を⚑期ごとにずらしながら期間ごとの統計値を

常の共和分検定を用い再検証する。

求める。この Rolling 手法はモデルの安定性を検証する時に用いられる一般的な方法である。

4 データと初期分析

他方、SADF は逐次的手法にもとづき初期を本研究は近年構築された日本の不動産データ

固定し最終期を⚑期ごとずらすことにより統計を用いる。日本の不動産ミクロデータと異なり、値を求める。最後に、GSADF は期間の最初と研究に用いることができるマクロデータの利便

最後の期間の異なる組み合わせから統計値を求性は著しく低かった。そのため、不動産に関すめるため、この四種類の手法の中で最も一般化

る国際研究を行なった論文では日本を除いた先された手法である。そのため、GSADF は複数

進国を研究対象とすることが頻繁にある。これ12

季刊 住宅土地経済

2017年秋季号

№106

表⚑

主なデータの概要

注）国土交通省（MLIT）。The e-Stat は総務省が管理している国内データを提供している。Datastream のコード
番号は括弧に記している。所得データは四半期から月次に Eviews 8の関数（cubic-match last）で変換。サンプ
ル期間は2008M4－2015M4。

を背景に、国際通貨基金の下、国土交通省が不全体（全国）と地域（北海道、東京、名古屋、

動産価格インデックスと取引件数を作成するよ大阪）のマンション価格を分析する。全国デー

うになった。本研究はこのデータを用い、日本

タの作成時に全都道府県の情報を用いているが、日本のマンション市場におけるインフレとバブル

13

図⚑

きかなどそれぞれ特徴を持

名目不動産価格っているため、ヘドニック
手法を用いている。住宅地（land) や戸建住宅 (house)と 比 較 し、マ ン ショ ン
（condominium）市 場 に おけるインフレが異常に高いこと（図⚑）がわかる。
マンション価格データの他、本研究では国土交通省
からマンション取引件数も表⚒入手した。この取引件数は一般的単位根検定

上記で説明した地域別のデータで、また取引者のタイ
プ別データであることが特徴である。具体的には、マンション売買に携わったのが個人なのか法人企業なのか、また、どちらが売り手（買い手）なのか区別することができる。
その他、本研究では先行研究をもとに人口変動、所得、住宅金利、新規住宅着工件数（表⚑）、および在日中国人数を用いる。日本
においても中国人在住者が増加しており、2007年に韓注）Augmented Dicky-Fuller（ADF）単位根検定の統計値。検定には切片が含まれており、ラグの長さは Akaike 情報基準により決定。

国人を抜き中国人が最も多い外国人となった。2015年の在日外国人の比率は、中都道府県別データはこの⚔地域のみ開示されて

国 人（30％）、韓 国 人（20％）
、フィ リ ピ ン 人いる。そして、この⚔地域の中で北海道だけが（10％）となっている。所得や在日中国人数の三大都市に含まれておらず、人口減少を経験し月次データが不在のため統計的手法により頻度た唯一の地域である（表⚑参照）。

を変換したデータを用いる。世界の大都市（ニ

このデータは月次で2008年⚔月から利用可能ューヨーク、ロンドン、シドニー）ではチャイである。不動産価格は主に民間部門で取引されナマネーが不動産バブルを生んでいると指摘さた中古住宅の契約価格で、毎月3000から6000のれているため、国境間住宅投資統計が不在のな

アンケートの情報をもとに作成されている。住か、本変数は中国本土からの住宅資金移動の代

居は、住宅面積、所在、築年数、改装済か南向理変数として考えることができる興味深い変数

14

季刊 住宅土地経済

2017年秋季号

№106

表⚓

見つかったが、その反対のマンション価格と住宅地価格の因果関係

証拠は見つけることができなかった（表⚓）。これは、
注）全サンプル。Ｆ検定は⚒変数（年次マンション上昇率と住宅用土地価格の上昇率）とVAR(12)にもとづく。

表⚔マンション実質価格と経済ファンダメンタルズの長期的関係

シンガポール（Ooi & Lee2006）や フィ ン ラ ン ド（Oikarinen 2013）を 対 象とした先行研究と同様の結果 で あ る。 Oikarinen（2013）は住宅価格のほうが経済ファンダメンタルズの変動を早く反映させるからだと論じている。これらの結果にもとづき、本研究では住宅地をマンション価格の決定要素として考えていない。
第二に、名目マンション価格と異なり、実質価格は注）Heteroscedasticity and Autocorrelation Consistent（HAC）標準誤差は Bartlett kernel と Newely-West bandwidth（4）を用いて計算した。

である。

単位根過程（ (1)）に従い変動している結果を ADF

検定は報告している。これは、名目価格のほう

マンション価格変動を理解するため、まず通がより爆発的（explosive）要素を含んでいる

常の単位根検定を行なう。ここでは左側検定と理解することができる。実質価格は CPI を

ADF テストにより、マンション価格とマンシ用いて作成したため、マンション価格は一般的

ョン・住宅地価格の比率を分析している（表な財サービスの価格とは異なる変動しているこ⚒）。実質価格は総務省が提供している消費者とを意味する。

物価指数（CPI）を用いて統計値を求めた。検定に用いるラグ数は赤池情報基準により決定し、帰無仮説（単位根）vs 対立仮説（定常）を検

5 マンション価格のトレンドと強バブル
前節で解説した強バブル単位根検定を用い、定した結果、二つの興味深い点を報告している。 マンション価格と経済ファンダメンタルズの長第一に、図⚑からも明らかなように、マンシ期的関係を検証する。特にここではマンション

ョン価格と住宅地価格には長期的関係がないこ

市場が強バブルを経験したのかという点に着目とがわかった。これは、マンション・住宅地価

し、経済ファンダメンタルズ（実質所得、実質格比率が定常でないという結果にもとづく。住住宅金利、在日中国人数）を用い分析する。本宅地とマンション（建物部分）は補完的関係で稿が取り扱う強バブルテストは単位根検定でああるというのが一般的な認識で、他国ではこれるため、Engle-Granger 手法のようにマンシ

らの価格間に長期的関係があることを示した論ョン価格式の誤差項を求めることから始める。

文もある（Ooi & Lee 2006）。Granger テスト

OLS で求めたこれら変数の係数は表⚔にまによる因果関係テストにおいて、マンション価

とめられている。多くの場合、経済理論通りの格上昇率から住宅地価格上昇率への因果関係は関係が存在することがわかる。つまり、所得と日本のマンション市場におけるインフレとバブル

15

表⚕

強バブル検証注）棄却値は Monte Carlo simulation（1000回）により求めた。ADF は右側単位根検定。

中国人居住者数はマンション価格と正の関係を持ち、住宅金利はマンション価格と負の関係を

6 マンション市場における弱バブル

持っている。例外として、北海道においてマン

強バブルが存在しなかったという結果から、ション価格と所得に負の関係があることが示さ

ここでは⑴式にもとづきマンション市場が弱バれた。これは、三大都市圏と比較しリーマンシ

ブルを経験したのか、平常（非バブル）であっョックからの景気回復が遅かったことが要因でたのか検証する3)。ECM の符号が負であるこはないかと考える。

とは価格と経済ファンダメンタルズの間に共和

この係数をもとにマンション価格式の誤差項分が存在するため経済が定常状態にあることをを求め、その誤差項に強バブル検定を応用した。 示唆する。反対に、この対立仮説を支持できな
一般的な分布を検定に用いることができないた

い場合は弱バブルの存在を確認することになる。

め、棄却値を1000回の抽出のモンテカルロ法に⑴式のｚには取引件数、人口増減、住宅新規着より求めた。結果は検定方法により多少異なる

工件数、マンション取引件数が含まれ、これらが（表⚕）、より頑強と考えられる手法であるの追加された変数は、マンション価格変動、つSADF や GSADF によると帰無仮説が棄却でまり短期的な価格の動きを説明するために用いきないことから、どの地域においても強バブル

られる4)。

は存在しなかったと結論付けることができる。

不動産における価格と取引件数の研究は株式

このように強バブルの不在を確認することがの研究と比較すると稀であるが、Stein（1995）できたが、この右側検定は帰無仮説で弱バブル

は理論的に取引件数が増えると住宅価格も上昇を、そして対立仮説で強バブルを仮定しているすることを報告している。そして、この関係はため、経済が定常にある状態を想定していない。 リピート購入者が多いほど強くなることがわか
市場は大半定常状態にあると考えられるため、っている。しかし、Follain & Velz（1995）はバブル状態のみを現実として捉え検証すること

住宅購入時に必要な頭金が消費者に大きな負担には無理がある。そのため、次節では弱バブルとなるため、負の関係になる可能性があること

vs 定常（非バブル）という仮説を検証する。

を論じている。同様に Ortalo-Magne & Rady

16

季刊 住宅土地経済

2017年秋季号

№106

表⚖

非集計取引件数を用いたマンション実質価格インフレ式の推定

注）HAC 標準誤差を Bartlett kernel と Newely-West（4）を用い求めた。全国aには実質所得と実質住宅金利が、全国bには実
質所得、実質住宅金利、在日中国人数が ECM に含まれている。

（2006）は一般的に裕福でない若年層の所得と住宅価格の間に負の関係が発生する可能性を指摘している。

た結果である5)。

7 インフレと取引件数

ECM の符号が負で大半が有意あることから最後に、市場参加者の情報量と深く関連して（表⚖）、本研究は近年のマンション市場には一いると考えられている取引件数と価格インフレ

般的に弱バブルは存在しなかったことを示してについて検証する。本研究が使用しているマン

いる。ECM に中国在住者数を含むモデルからション取引件数データはマンション価格と同じも同様の結論を導くことができる。つまり、前く民間部門の売買に関連している。そして、個節の強バブル検定結果も考慮すると、強弱に関人と法人企業に分類されている。つまり、⚔種

わらず近年の日本のマンション市場においてバ類の取引タイプ（①個人から個人、②個人からブルは存在しなかったということになる。これ

企業、③企業から個人、④企業から企業）の取は強バブル検定だけでは導くことができなかっ引件数が記録されており、個人間の取引が件数
日本のマンション市場におけるインフレとバブル

17

としては最も多く全体の50％ほどを占めている。 ションは人気の高い住居形式で、近年のマンシ
これらの市場参加者別マンション取引件数のデータを用いてインフレを分析した結果も表⚖に記されている。興味深い点は、取引件数の符ョン価格は他の不動産と比較しても大幅な上昇を記録しているため、注目されている。
まず、統計手法を用い二種類のバブルの定義

号や有意性が取引ペアにより異なることである。 （強弱バブル）を提案した。弱バブルとは価格
具体的には、法人企業が取引に関連しているとが単位根過程で表現できる場合を示唆し、強バ

き特に理論的に予想される正で有意な関係が見

ブルは価格の爆発的変動を意味する。この異なられる。企業は一般的に家計よりリーマンショ

るバブルを区別することにより、従来の統計手

ックからの経済的回復が早かったことや、より法の問題点を克服することを試みた。そして、多くの関連情報を保有していることが予想され

本研究の結論として、マンション市場にはいずる。そのため、個人と企業との間で情報の非対れのバブルも存在しなかったことを実証した。

称性が存在したのではないかと考えられる。土

また所得、住宅金利、中国人在住者数などの経地価格の研究では売手と買手の間に情報の非対済ファンダメンタルズによりマンション価格の称 現 象 が 存 在 す る と 論 じ ら れ て い る（Pope

長期的トレンドを説明できることも報告してい2008）。住宅市場においても原野ほか（2012）

る。

は、住宅市場においても改築情報が買手に十分

短期的な価格変動は取引件数により説明でき伝わっていないことを日本のデータを用い示しることも証明した。金融資産と比べ取引頻度がている。これらの研究を補完するように、本研低いことを考慮すると本研究結果は興味深い。

究は、個人企業間での情報の非対称性をマンシ

しかし、特に企業を含む取引において有意で理ョン市場のデータから報告している。株価や為論通りの結果を得たことから、個人と法人との替レートの研究分野で取引件数と投資家の情報

間に情報の非対称があることを本研究結果は示の関係が実証されているが、これらの金融資産唆している。これは、日本の中古マンション市と異なり取引頻度が極度に低い不動産において場の不完全性を反映しているのではないかと考取引件数の重要性が実証されたことは特筆すべえる。

き点である。
以上の結果は、日本の住宅市場の不完全性を異なる点から再確認したことになる。金融市場の発展と深く関連しているが、従来住宅ローンの利便性や多額の頭金の負担により、日本の消費者は流動性制約に直面しており、住宅購入時
期が西欧諸国と比べ遅いことが指摘されてきた。
また、住宅購入は投資として考える傾向も消費者に浸透していない。そのため、わが国の中古住宅市場は今後大いに発展する余地があることを裏付ける。

8 結論
本研究は、日本のマンション市場における価格変動とバブルについて、近年開示されたデータを用いて検証した。日本では欧米と比べマン
18

季刊 住宅土地経済

2017年秋季号№106

謝辞
日本経済学会大会と日本住宅総合センター主催の研究会で発表し、多くの先生方（瀬古美紀、隅田和人、行武憲史、原野 啓）か ら 有 益 な コ メ ン ト を い た だ い た。ま た、Gabriel
Cordoba の研究補助や不動産流通経営協会から助成金をいただ い た こ と に 感 謝 す る。デー タ と 分 析 を 拡 張 し た 論 文 はʠBubbles and inflation in the Japanese condominium marketʡ
として公表している。

注⚑）国勢調査（2011）によると、日本の居住者のうち42% がマンションに住んでおり、マンション依存率
は 都 市 部 ほ ど 高 い（東 京 68%、神 奈 川 55%、大 阪
54%）。
⚒）この理論はマーケットマイクロストラクチャーという分野を確立し、株価や為替レートの変動を説明
す る た め に 応 用 さ れ て い る（Campbell et al. 1993,
Lyons 1995）。
⚓）多変量共和分検定（Johansen）によると、マンシ
ョン価格と経済ファンダメンタルズには一つの共和

分が存在することがわかった。この継続として Vector Autoregression Model による弱バブルの検証も可能であるが、本論文での強バブルの分析方法との整合性を保つため本研究では⑴式を用いている。
⚔）スペースの関係で単位根検定結果は本論文に記載されていないが、ｚに含まれる変数は定常である。
⚕）本研究ではバブルとデータの構造変化を明確に区別していない。バブルは暫定的に存在する現象であるため、マンション価格インフレ式に構造変化があることは市場にバブルが存在したと解釈することができる。構造変化は単位根や共和分検定の帰無仮説を棄却する能力を低下させる（Perron 1989）ことを考慮すると、本研究結果であるバブルの不在は構造変化がなかったことを意味する。
参考文献
Andrew, M. and G. Meen（2003）ʠHouse Price Appreciation, Transactions and Structural Change in the
British Housing Market: A Macroeconomic Perspective,ʡReal Estate Economics, Vol.31, pp.99-116.
Ashworth, J. and S. C. Parker（1997）ʠModelling
Regional House Prices in the UK,ʡScottish Journal of
Political Economy, Vol.44, pp.225-246.
Bhargava, A.（1986）ʠOn the Theory of Testing for
Unit Roots in Observed Time Series,ʡReview of
Economic Studies, Vol.53, pp.369-384.
Black, A., P. Fraser and M. Hoesli（2006）ʠHouse
Prices, Fundamentals and Bubbles,ʡJournal ofBusiness Finance & Accounting, Vol.33, pp.1535-1555.
Cameron, G., J. Muellbauer and A. Murphy（2006）
ʠWas There a British House Price Bubble? Evidence
from a Regional PanelʡDepartment of Economics
Discussion Paper Series, ISSN 1471-0498, Universityof Oxford.
Campbell, J. Y., S. J. Grossman and J. Wang（1993）
ʠTrading Volume and Serial Correlation in Stock
Returns,ʡQuarterly Journal of Economics, Vol. 108(4), pp.905-939.
de Wit, E. R., P. Englund, and M. K. Francke（2013）
ʠPrice and Transaction Volume in the Dutch Housing
Market,ʡRegional Science and Urban Economics,
Vol.43, pp.220-241.
Engle, R. F. and C. W. J. Granger（1987）ʠCointegration and Error Correction: Representation,
Estimation, and Testing,ʡEconometrica, Vol. 55, pp.
251-276.
Follain, J. R. and O. T. Velz（1995）ʠIncorporating the
Number of Existing Home Sales into a Structural
Model of the Market for Owner-occupied Housing,ʡ
Journal of Housing Economics, Vol.4, pp.93-117.
Gallin, J.（2006）ʠThe Long-run Relationship between
House Prices and Income: Evidence from Local
Housing Markets,ʡReal Estate Economies, Vol.34, pp.
417-438.

Kraussl, R., T. Lehnert, and N. Martelin（2016）ʠIs
There a Bubble in the Art Market?ʡJournal of
Empirical Finance, Vol.35, pp.99-109.
Lyons, R. K.（1995）ʠTests of Microstructural Hypotheses in the Foreign Exchange Market,ʡJournal of
Financial Economics, Vol.39, pp.321-351.
McGibany, J. M. and F. Nourzad（2004）ʠDo Lower
Mortgage Rates Mean High Housing Prices?ʡApplied Economics, Vol.36, pp.305-313.
Meese, R. and N. Wallace（1994）ʠTesting the Present
Value Relation for Housing: Should I Leave My Housein San Fransico,ʡJournal of Urban Economics, Vol.35,
pp.246-266.
Meese, R. and N. Wallace（2003）ʠHouse Price Dynamics and Market Fundamentals: The Parisian Housing Market,ʡUrban Studies, Vol.40, pp.1027-1045.
Oikarinen, E.（2012）ʠEmpirical Evidence on theReaction Speeds of Housing Prices and Sales to
Demand Shocks,ʡJournal of Housing Economics, Vol.
21, pp.41-54.
Ooi, J. and S-T. Lee（2006）ʠPrice Discovery between
Residential and Housing Markets,ʡJournal of Housing Research, Vol.15, pp.95-112.
Ortalo-Magne, F. and S. Rady（2006）ʠHousing Market
Dynamics: On the Contribution of Income Shocks andCredit Constraints,ʡReview of Economic Studies,
Vol.73, pp.459-485.
Perron, P.（1989）ʠThe Great Crash, The Oil Price
Shock, and The Unit Root Hypothesis, Econometrica ,Vol.57, pp.1361-1491.
Phillips, P. C. B., S-P. Shi, and J. Yu（2014）ʠTesting forMultiple Bubbles: Historical Episodes of Exuberance
and Collapse in the S&P 500,ʡInternational Economic Review, forthcoming.
Phillips, P. C. B., Y. Wu, and J. Yu（2011）ʠExplosive
Behavior in the 1990s Nasdaq: When Did Exuberance
Escalate Asset Values?ʡInternational Economic
Review, Vol. 52, pp.201-226.
Phillips, P. C. B. and J. Yu（2011）ʠDating the Timelineof Financial Bubbles during the Subprime Crisis,ʡQuantitative Economics, Vol.2, pp.455-491.
Pope, J. C.（2008）ʠDo Seller Disclosures Affect Property Values? Bayer Information and the Hedonic
Model,ʡLand Economics, Vol.84, pp.551-572.
Stein, J. C.（1995）ʠPrices and Trading Volume in the
Housing Market: A Model with Down-payment
Effects,ʡQuarterly Journal of Economics, Vol.110, pp.
379-406.
原野啓・中川雅之・清水千弘・唐渡広志（2012）「中古住宅市場における情報の非対称性がリフォーム住宅価格に及ぼす影響」『日本経済研究』第66号、51-71
頁。

日本のマンション市場におけるインフレとバブル

19

論文

中途解約可能な賃貸借契約の賃料
期間構造
吉田二郎・瀬古美喜・隅田和人
約を理論および実証的に分析しており、本稿ははじめにそれを簡潔に紹介するものである。理論的には、

借地借家法は、制定された第⚒次世界大戦中

家主の直面する取引費用（募集・空き家・契約の時代背景を反映し、借家人に契約更新と家賃などに係る費用）がない場合には、契約期間が改定の面で強力な保護を与えている。特に、借長くなるに従い家賃が高くなる（賃料期間構造

家人は理由によらず⚑カ月の予告で契約を中途が右上がりになる）。つまり、定期借家家賃は解約することができるが、賃貸人である家主は一般借家家賃より低く、長期契約になるほど一中途解約のみならず契約更新を拒否するのにも般借家家賃に接近する傾向があることになる。

正当事由が求められる（正当事由条項）。戦後

これは、借家人のもつ解約権に対する対価が賃の判例においても、家主の正当事由は限定的に料に含まれるためである。言い換えると、中途しか認められてこなかった。この条項により、解約可能な賃貸借契約の場合、賃借人と賃貸人

借家人は入居時と大きく違わない家賃のまま賃の双方にとって、右下がりの期間構造は合理的貸契約を更新して長期間住み続けることができではない。

る。家主としては、望ましくない借家人に長期しかし、家主の取引費用が高い場合、短期契

間居住しつづけられることを避けるために、居約を提供するには、より頻繁に生じる取引費用

住期間が総じて短い独身者や小家族向けの借家を埋め合わせるだけの高い家賃が必要となる。

を中心に供給してきた。その結果、わが国ではその場合、短期の定期借家家賃は一般借家家賃

借家の規模や品質が劣る状況にある。

よりも高くなり、賃料期間構造は短期では右下この問題を解決するために、2000年⚓月に借がりに、長期では右上がりとなる。しかし、借地借家法が改正され、新たな賃貸契約として定家人にとっては右下がりの期間構造は合理的で

1)

期借家契約が導入された 。この契約の下では、 はない。より長期の契約を結んでおいて中途解契約期間満了時に家主の正当事由がなくても契約すればよいからである。したがって、取引コ約が終了する。これにより、家主は望ましくなストが高い場合には、短期の契約は観察されない借家人が居座るリスクから開放されると同時

いか、または高い短期賃料が観察されるとすれに、家賃を市況に合わせ変更することができる

ば短期でしか契約できないような借家人がいるようになった。しかし、借家人による契約の中ことになる。例えば、信用力の低い借主には短途解約は、面積200㎡未満の居住用物件につい期契約しか提示されないような場合である。

ては一般借家と同様に認められている。

これらの理論予測は、日本の借家市場のデー

Yoshida, Seko, and Sumita（2016）は、わがタと整合的である。空き家による取引費用の低国の借家契約のように中途解約が可能な賃貸契い地域では、賃料期間構造は右上がりで、定期20

季刊 住宅土地経済

2017年秋季号№106

(著者写真)(著者写真)(著者写真)

よしだ・じろう（左）1970年岩手県生まれ。東京大学工学部卒、カリフ
ォルニア大学バークレー校博士。現在、ペンシル
ベニア州立大学准教授。
せこ・みき（中）1948年神奈川県生まれ。慶應義塾大学経済学部卒。
慶應義塾大学博士（経済学）。現在、慶應義塾大学名誉教授、武蔵野大学経済学部教授。
すみた・かずと（右）1973年神奈川県生まれ。慶應義塾大学総合政策学部卒。博士（経済学）。現在、東洋大学経済学部准教授。

借家の期間が長くなるにつれ家賃は一般借家家

り込んだものである。賃借人は変動する市場賃賃に漸近していく。しかし空き家率の高い地域料を前提に契約期間や中途解約の選択を行ない、では、短期の定期借家契約は少なく、家賃も中賃貸人は将来の賃借人の選択を予想しながら当長期契約より高くなっている。さらに、信用力初の賃料を決定する。モデルの分析結果として、の相対的に低い借家人が短期の契約を利用して賃貸人にとっての取引費用がない市場では賃料いる。

に関して右上がりの期間構造が、取引費用があYoshida, Seko, and Sumita（2016）が焦点をる市場では U 字型の期間構造が導かれる。

あてた中途解約権と取引費用の期間構造への影

まず T 期間の賃貸契約の当初賃料を、中途

響は、既存研究や不動産経済学の教科書では明解約不能なものについて􀁒 􎩔􎨰 、中途解約可能ならかになっていなかったものである。例えば、

ものについて2)で表す。賃借人の中途解約権

Geltner et al.（2014) は、契約費用、再開発のの割引現在価値を可能性、借家人の短期契約への選好、借家人の率 的 割 引 係 数（Stochastic Discount Factor；

居座り問題などを反映し、賃料の期間構造は概SDF）をして右下がりになるとしている。他の最近の研がない場合のリース契約の価値は、中途解約不究も、賃借人の信用リスク、不完全競争、複数

能なものについては、のオプションを導入しているものの、中途解約権の効果を明示的に分析しておらず、また現実の賃料を十分に説明できていない3)。
さらに、Yoshida, Seko, and Sumita（2016）の研究は、日本の定期借家と一般借家の賃料を、

􎸒

􀀽􂈑
􎨽

とし、時点 t における確とする。賃貸人にとって取引費用

􎜠

⑴

􎜰

中途解約可能なものについては、
􎸒

􀀽􂈑
􎨽

􎜠

⑵

􎜰􂈒

合理的な要因に基づき統一的に分析した数少なで表される。賃貸人が合理的に賃料を設定する

い研究である。特に、短期の定期借家賃料が高ならこれらの価値は一致する：

いのは空き家などの取引費用を反映した場合でし解約権の価値は非負であるため、解約可あり、家主が超過利潤を得ているためではない

能な契約の賃料は契約不能な契約の賃料という結論は、わが国の賃貸住宅市場を分析す

よりも高く設定される。さらに、解約権の価値るにあたって重要な視点となろう。

は長期間の契約ほど大きいため、中途解約可能

1 モデル

􀀽

。しか

な賃料は右上がりの期間構造を示す。また右上がりの程度（傾き）は、金利が低いほど、市場理論モデルは均衡賃料の標準的なモデル（例

賃料の変動性と期待上昇率が高いほど、そしてえ ば McConnell and Schallheim 1983、Grena-

市場賃料と経済変動との相関が低いほど、大きdier 1995、
および Clapham and Gunnelin 2003）

なものとなる。

に基づくが、中途解約権と契約の取引費用を盛

図⚑は、数値シミュレーションの結果を示し
中途解約可能な賃貸借契約の賃料期間構造

21

図⚑

賃料期間構造のシミュレーション結果（取引費用がない場合）

注）基準設定は、当初短期賃料が20、賃料変動制が年10％、安全利子率が⚐％、リスク・プレミアムが⚐％、賃料期待成長率が⚐％、契約費用がゼロである。
出所）Yoshida et al.（2016）, Figure 2 より作成。

ている（正式な証明と数値シミュレーションの長率の影響を示している。期待仮説が示唆する

詳細については、Yoshida et al. 2016の Appen-

通り、高い期待賃料は傾きを急にする。

dix A および B を参照されたい）。図⚑-A は賃

次に、賃貸人に取引費用がある場合には、賃料の変動性（ボラティリティ）による影響を示

貸人としては、より頻繁な契約更新の費用を補している。変動性が大きいほど、中途解約権の償するべく、短期賃料を高く設定できなければ価値が増大するため、賃料期間構造の傾きが急割に合わない。したがって、中途解約の問題がになる。図⚑-B は安全資産利子率の影響を示なければ賃料の期間構造は右下がりとなる。ししている。安全資産利子率が高いと、将来の賃かし先にみたように、賃借人の中途解約権の要料の影響が小さくなるため、傾きが緩やかにな

素からは、逆に右上がりの期間構造が合理的とる。図⚑-C は将来の賃料を現在価値に割り引なる。これらの競合する要因の正味の効果は、く際のリスク・プレミアムが及ぼす影響を示し

取引費用と市場賃料の変動特性に依存して決まている。リスク・プレミアムは安全利子率と類る。図⚒は、取引費用が賃料期間構造に与える似の効果を持ち、大きなリスク・プレミアムは影響を示している。契約時の費用が10% より

傾きを緩やかにする。図⚑-D は賃料の期待成

小さい時には右上がりの期間構造が見られる。

22

季刊 住宅土地経済

2017年秋季号

№106

図⚒

取引費用が賃料期間構造に与える影響

期間に対し右下がりの部分が生じることはない。
短期の賃料より低い賃料で解約可能な長期契約を結ぶことができれば、そのほうが高い効用を得られるからである。
したがって、取引費用がない場合には、賃貸人と賃借人の両方の希望賃料が期間に対し右上がりなので、ヘドニック均衡賃料も右上がりとなる。しかし取引費用がある場合、賃借人の希望賃料の右上がりの包絡線は、賃貸人の包絡線の右下がりの部分とは乖離する。この場合、期出所）Yoshida et al.（2016）, Figure 3 より作成。

間構造の右下がりの部分では取引が発生しないことになる。ただし市場が部分的に分断されて10％の費用とは36日間の空き家に対応する。契いる場合には、期間構造が右下がりの部分でも約費用が大きくなるにつれて、賃料率は U 字取引が発生しうる。ヘドニック均衡の条件の一型の期間構造を示すようになる。このシミュレ

つは、各人が異なる属性の賃貸物件・契約を比ーションにより、取引費用が小さい場合には右較検討できることだが、もし信用力の低い賃借

上がりの期間構造が得られ、取引費用が大きい

人には短期の賃貸借契約しか提供されないとす場合には U 字型の期間構造が見られることがると、その賃借人は長期の低い賃料の契約を比わかる。

較検討することができないため、賃貸人の希望

以上のような賃貸人の希望賃料が均衡賃料とに沿って短期の賃料を受け入れる必要がある。

なるのはどのような場合であろうか。まず、賃

この場合、期間構造の右下がりの部分でも均衡

貸人が均質であれば、すべての賃貸人の希望賃

家賃が観察される。このときの高い短期賃料は、料関数が同一となり、これ以外の賃料は設定さ

信用力の低い賃借人からの搾取を意味するのでれない。第二に、市場が完備である場合、確率はなく、高い取引費用を補償するものである。

的割引率と中途解約権の価値はすべての賃貸人

なお、右上がりの期間構造を生み出す仕組みと賃借人に共通となる結果、一括均衡の賃料がとして、異なる可能性も存在する。賃借人の質決定される。第三に、個人のリスク回避に関すが明らかでないとき、賃貸人としては、短期のる特性が Rubinstein（1974）の条件を満たし

定期借家契約であれば低い家賃でも合意するでていると、個人の資産保有量の違いによらず、あろう。賃借人の質が低いことがわかった時に確率的割引率や解約権の価値は一意に決まる。

は、契約更新をやめれば良いからである。逆に分離均衡の場合は、Rosen（1974）が定式化

賃借人の立場からは、自分が賃借人として質がしたヘドニック均衡として理解することができ低いと知っていれば、安定した長期契約を望む。

る。この均衡では、ある属性（契約期間など）

この場合、質の低い賃借人が長期契約を選択し、に係る均衡価格関数は、さまざまな賃貸人の希

賃貸人は長期契約に賃料プレミアムを要求する

望賃料関数の包絡線であり、同時にさまざまなという分離均衡がありうる。このときは、家賃

賃借人の希望賃料関数の包絡線でもある。仮におよび契約期間と賃借人の質との間に負の相関

すべての賃貸人の希望賃料が期間に対して右上がみられるはずである。

がりであれば、包絡線の傾きも右上がりとなり、
U 字型であれば包絡線もまた U 字型となる。
しかし、賃借人の希望賃料の包絡線については、

2 日本の賃料期間構造の予測理論モデルを日本の賃貸住宅データに当ては
中途解約可能な賃貸借契約の賃料期間構造

23

図⚓

賃料の期間構造の予測

注）相対賃料とは、定期借家家賃と一般借家家賃の差である。
出所）Yoshida et al.（2016）, Figure 4より作成。

めると家賃の期間構造はどうなるだろうか。図Household Panel Survey；JHPS）を用いる5)。

⚓は得られた日本の家賃の期間構造の予測値を

この調査は2004年⚑月より4005世帯を対象に始4)示している 。縦軸の相対賃料とは、定期借家

まった慶應家計パネル調査（Keio Household

賃と一般借家家賃の差である。一般借家契約のPanel Survey；KHPS）の2011年までの⚘波に

賃料には期間⚘年の長期家賃を、契約時の取引わたるデータと2009年⚑月から始まり2011年ま費用には空き家になることによる逸失額を用いでの⚓波の JHPS とを統合したデータである。

ている。図⚓-A は、取引費用の低い地域での前者が20歳から69歳までの個人を調査対象とし賃料の期間構造の予測値を示している。中途解ていたのに対して、後者は調査対象とした個人約権の価値を反映して、契約期間のすべてを通の年齢が20歳以上と、両者は異なってはいるが、じて右上がりとなっている。図⚓-B の U 字型

共通の調査対象者はおらず、共通の質問項目をの期間構造は、取引費用の高い地域での予測値含むため、統合した利用が可能である。

を示している。短期の右下がりの部分は、大き分析に利用しているのは、定期借家が導入さな取引費用の影響である。一般借家の賃料は短れた2000年⚓月以降に賃貸住宅に入居した世帯期と中期の契約期間の中間に位置している。以

の入居時点のデータである。さらに2005年調査

上の分析から、日本の賃料期間構造について次で質問している過去の情報を利用し、2000年かの予測が導かれる。

ら2002年の間に入居した世帯も分析に加えてい

〈予測〉

る。

⑴低空き家率地域では、短期の賃料は、一般借表⚑は一般借家と定期借家の記述統計量と、家の賃料よりも低く、期間構造は右上がりに参考として持ち家世帯の記述統計量を示したもなる。

のである。ここで持ち家世帯の記述統計量は参⑵高空き家率地域では、短期の賃料は一般借家考として含めている。定期借家の平均契約期間の賃料よりも高く、期間構造は U 字型にな

は2.8年であり、⚕年期間の場合が95％を占める。

ている。ただし、契約期間が⚕年を超えるサン⑶高空き家率地域の短期契約は信用の低い賃借人により選ばれている。

外れるので、分析から除くことにした。
いくつかの違いを除き、一般借家と定期借家

3 データは同じような特徴を示している。平均築年数は実証分析には、日本家計パネル調査（Japan24

季刊 住宅土地経済

プルは数も少なく、その特徴が平均から大きく2017年秋季号№106

16年、部屋数は⚓部屋、住居のタイプの分布を

表⚑

記述統計量

出所）Yoshida et al.（2016）, Table 1より作成。

みるとマンションが多く、最寄り駅までの時間

月・㎡当たり家賃（賃料率）を比較するにあた

距離は⚙分、大都市での割合は40％、その他のっては、まず一般借家サンプルを用い、空き家

都市に居住している割合は55％となっている。

率の高い地域と低い地域のそれぞれに対してヘ

一方、持ち家世帯は、平均で見ると築年数はドニック・モデルを推定した。この推定結果が8.2年、部屋数は5.3部屋、一戸建てが84％を占表⚒である。次に、これらの推定結果を定期借めており、借家世帯は持ち家世帯と比較して古家サンプルに当てはめ、一般借家として貸し出

く規模の小さな家に住んでいることがわかる。

した場合の予測賃料率

また、定期借家は関東地方に集中し、一般借家

実際に観測された定期借家賃料率􀁦􀁲􀁥􀁮􀁴 􎩩􎩴から、は近畿と九州地方に多いことがわかる。

予測賃料を差し引くことにより、相対賃料率

空き家率は、賃貸人にとっての新規契約費用を示している。
「土地住宅統計調査」の都道府
県・政令指定都市のデータより求めた全国平均の賃貸住宅の空き家率19％をもとに、これを上􎘨 を求める。最後に、􎘨􀁰􀁥􀁲􀁲􀁯􀁲 􎩩􎩴を求める（􀁰􀁥􀁲􀁲􀁯􀁲 􎩩􎩴􀀽􀁦􀁲􀁥􀁮􀁴 􎩩􎩴􂈒􀁦􀁲􀁥􀁮􀁴 􎩩􎩴）。

4 実証分析
4.1 実証分析に用いたモデル

回る地域を高空き家率地域、下回る地域を低空

相対賃料率􀁰􀁥􀁲􀁲􀁯􀁲 􎩩􎩴 を説明するために、全地

き家率地域と分けた。定期借家と一般借家の域の定期借家契約のデータを用いて、次のモデ中途解約可能な賃貸借契約の賃料期間構造

25

表⚒

一般借家家賃モデルの推定結果

􀀽 􀀫
􀀫

􀀫
􀀫

􀃗
􀀫

⑷

4.2 推定結果

表⚓は⑶式に対応する(i)と、⑷式に対応する(ii)、(iii)の⚓つの推定結果をまとめている。(i)の推定結果によれば、基準とした契約期間⚑年に比べて、⚒年の契約では月・㎡当たりの賃料率が294円低くなる。それに対して、⚕年の契約では⚒年の契約よりも上昇しているが、⚑年契約と比べると15円だけ低くなっている。⚑
年契約と⚒年契約との差、および⚒年と⚕年の契約の係数の差は10％水準で有意となり、図⚑-Bで示された U 字型の形状を見ることができる。
注）従属変数は実質賃料率（円/㎡）である。不均一分散一致標準誤差を計算している。***：⚑％、**：⚕％、*：10％でそれぞれ、有意にゼロと異なることを示す。
出所）Yoshida et al.（2016）, Table 3より作成。

空き家率の高低で分けて推定したのが(ii)と(iii)の推定結果である。しかしこれらのモデル推定に用いることができる標本数は多く

ルを推定した。
􀀽 􀀫ないので、⑷式のように交差項を含む回帰式で
􀀫⑶

􀀫

は、説明変数の数が増えると、自由度が減少する。この自由度の減少の推定結果に与える影響

ここで被説明変数は、t 時点に観測された i 世を確認するため、自由度を最大限確保するため

帯の相対賃料率である。説明変数については、に最小限の説明変数のみを含んだ(ii)式と、自􀁌 􎩩􎩴 が定期借家契約の契約期間である。非線形

由度は小さくなるが、必要な説明変数を含むの関係を捉えるために、契約期間が、⚑年間を(iii)式とを推定した。その結果、契約期間の係基準として、⚒年間、⚓年間、⚔年間、⚕年間数については、二つのモデルで同様な傾向が見のダミー変数を利用している。􀁘 􎩩􎩴は、部屋数、られたので、(iii)の結果をもとに、議論を進め

築年数、住宅の種類、最寄り駅までの時間距離、 る。
契約年や立地に係る住宅属性で、 􎩩􎩴は確率的に変動する誤差項である。

空き家率の高低で分けて推定した(iii)の結果によると、低空き家率地域での家賃の期間構造

さらに、取引費用（空き家率）の高低によるには、緩やかな右上がりの傾向が見られる。

賃料率の違いを見るために、契約期間と高空き

月・㎡当たりの賃料率で見ると、⚑年と⚕年と家率ダミー􀁨 􎩩􎩴との交差項を含むモデルも推定しの差は256円であり、50㎡の物件では月額⚑万た。

2800円の差となる。他方、高空き家率地域では、
まず、高空き家率地域を示すダミー変数の係数

26

季刊 住宅土地経済

2017年秋季号

№106

表⚓

推定結果

注）従属変数は、相対賃料率（千円 / 月・㎡）である。***：⚑％、**：⚕％、*；10％でそれぞれ、有意にゼロと異なることを示す。その他に、部屋数、住宅の建て方、都市規模、地域、契約時点を示す変数が含まれている。
出所）Yoshida et al.（2016）, Table 4より作成。モデル(i), (ii), (iii)は、それぞれ Table4のモデル(a), (b), (e)に対応している。

は0.738と⚑％水準で統計的に有意である。こ

属性の平均値とダミー変数の最頻値を利用した。

のダミー変数と契約期間ダミー変数との交差項理論から示唆されたように低空き家率地域では、の係数は、有意水準⚕％以下ですべて有意であ

契約期間が長くなると相対賃料率は単調的に上る。これらの結果は、空き家率の高低によって昇するが、高空き家率地域では、短期の家賃は家賃の期間構造が異なることを示している。低高いが中期の家賃は一般借家家賃よりも低く、

空き家率地域では、定期借家家賃は契約期間が⚕年の契約期間では一般借家家賃と変らない水

長くなるにつれて上昇し、一般借家家賃に接近

準となっている。

する傾向が見られる。高空き家率地域では、短

この空き家率による違いの説明として、数年期契約では家賃が一般借家よりも高く、中期契後の家賃水準の予想が、高空き家率地域では低約では逆に低く、さらに長期の契約では上昇すく低空き家率地域では高いという説明もありうるという U 字型の期間構造が見られる。このる。これは、家賃や空き家率が時間とともに大結果は、賃料率を対数変換したモデルの推定結きく変動する場合には適切な説明だが、日本の果や、外れ値の存在に対して頑健な最小絶対偏賃貸住宅市場では過去10年間にわたり市場は安差法による推定結果でも見られた。

定的に推移しており妥当ではない。例えば、都図⚔は空き家率の高低による家賃の期間構造

道府県の空き家率の順位相関係数は、⚕年間での違いを示している。相対賃料率の計算に必要

0.85、10年間で0.65である。空き家率の地域差

な賃料率予測には、中規模の都市における住宅

は、むしろ構造的な空き家率の地域差と考えら
中途解約可能な賃貸借契約の賃料期間構造

27

図⚔

賃料の期間構造注）相対賃料率とは、定期借家賃料率（円 / 月・㎡）と、予測一般借家賃料率（円 / 月・㎡）の差である。
出所）Yoshida et al.（2016）, Figure 5より作成。

表⚔

定期借家の賃借人に関する記述統計量

期賃借人の信用力が高けれ
ば、賃借人に係る情報の非対称性による分離均衡だと考えられる。定期借家の賃借人の特性を表した表⚔より、データでは、高空き家率地域では⚑年契約は少な
く、⚑年の賃借人は中期契約の借家人よりも約20％低
い所得、70％少ない金融資
産、10歳低い年齢といった特徴を持つ。よって、賃料の U 字型の期間構造は、賃貸人の空き家費用を考慮した希望賃料に沿ったものだと考えられ、本研究の理論モデルと整合的である。

5 結論
注）実質変数は2010年価格である。大企業は、従業員数1000人以上の企業を示す。
「(a)(b)」は、(a)-(b)が⚐と異なるかを検定した結果のＰ値である。
（＝⚑）は該当する場
合に⚑を示すダミー変数を示す。
出所）Yoshida et al.（2016）, Table 5などより作成。

賃料の期間構造は、一般
的には、将来の期待賃料とリスク・プレミアムが反映されていると考えられていれる。

る。この解釈では、右上がりの期間構造が見ら

また理論分析によれば、もし短期契約があまれるときは、将来の家賃は上昇すると期待されり見られず、かつ賃借人の信用力が低ければ、る。しかしわれわれの分析では、賃借人が契約

短期の契約については賃貸人の希望賃料にそっを中途解約できる場合には、そのオプション価

た市場が形成されていると考えられる。逆に短値を反映して、右上がりの期間構造が将来の賃28

季刊 住宅土地経済

2017年秋季号№106

料期待によらず見られることが明らかになった。
さらに、空き家費用のような賃貸契約コストが大きい場合には、期間構造は U 字型となることが示された。日本の住宅市場では、賃借人の中途解約権が法的に保障されており、賃料期間
構造はわれわれの理論の予測とよく一致している。
これらの結果は、賃貸借契約の賃料期間構造を解釈する際には、内包されたオプション、契約コスト、市場空き家率などの要因を注意深く考慮する必要があることを示している。また日
本の賃貸市場に関して、一般借家契約の本質は、中途解約権のついた無期限賃貸借契約であり、一般借家と定期借家の二種類の契約形態は同じ経済モデルで分析することが可能であることを示している。
注⚑）定期借家の住宅市場での評価については、瀬古・隅田（2011）を参照されたい。
⚒）Geltner et al.（2014）p. 799．
⚓）最 近 の 研 究 は Grenadier（2005）、Ambrose andYildirim（2008）、Agarwal et al.（2011）、Chang etal.（2012）など。実証面の評価は、Stanton and Wallace（2009）および Bond et al.（2008）など。
⚔）予測には次のパラメータを用いた。安全利子率は、
日本国債の2001年から2012年の月末の平均利回りに基づき⚑％とした。賃料率の成長率とボラティリテ
ィは、2005年から2012年の関東地方における「IPD/
リクルート日本住宅指数」に基づき、年間成長率を⚑ %、ボラティリティを⚘ % とした。賃料率は安定していることから、短期賃料のリスク・プレミアムは⚑％とした。賃貸人の費用は、「2008年住宅土地統計調査」における賃貸住宅の平均空き家率に基づき、高空き家率地域で19%、低空き家率地域で⚕ % とした。
⚕）日本家計パネル調査の詳細については、慶應義塾
大 学 パ ネ ル デー タ 設 計・解 析 セ ン ター（https: //www.pdrc.keio.ac.jp/）を参照されたい。
参考文献
Agarwal, S., B. W. Ambrose, H. Huang, and Y.Yildirim（2011）ʠThe Term Structure of Lease Rates with
Endogenous Default Triggers and Tenant Capital
Structure；Theory and Evidence,ʡJournal of Financial and Quantitative Analysis, Vol.46, pp.553-584.
Ambrose, B. W., and Y. Yildirim（2008）ʠCredit Risk

and the Term Structure of Lease Rates: A Reduced
Form Approach,ʡJournal of Real Estate Finance andEconomics,Vol.37, pp.281-298.
Bond, S., P. Loizou, and P. McAllister（2008）ʠLease
Maturity and Initial Rent: Is There a Term Structure
for UK Commercial Property Leases?ʡJournal ofReal Estate Finance and Economics, Vol.36, pp.451469.
Chang, C.C., H.W.Ho, H. Huang, and Y. Yildrim （2012）
ʠSimultaneous Implication of Credit Risk and Embedded Options in Lease Contracts,ʡWorking paper.
Clapham, E., and A. Gunnelin（2003）ʠRental Expectations and the Term Structure of Lease Rates,ʡReal
Estate Economics, Vol.31, pp.647-670.
Geltner, D. M., N. G. Miller, J. Clayton, and P. Eichholtz（2014）Commercial Real Estate Analysis and Investments, 3rd ed. OnCourse Learning.
Grenadier, S. R.（1995）ʠValuing Lease Contracts; A
Real-options Approach,ʡJournal of Financial Economics, Vol.38(3), pp.297-331.
Grenadier, S. R.（2005）ʠAn Equilibrium Analysis ofReal Estate Leases,ʡJournal of Business, Vol.78(4),pp.1173-1214.
McConnell, J. J. and J. S. Schallheim（1983）ʠValuationof Asset Leasing Contracts,ʡJournal of Financial
Economics, Vol.12(2), pp. 237-261.
Rosen, S.（1974）ʠHedonic Prices and Implicit Markets:
Product Differentiation in Pure Competition,ʡJournal of Political Economy Vol.82, pp.34-55.
Rubinstein, M.（1974）ʠAn Aggregation Theorem for
Securities Markets,ʡJournal of Financial Economics,
Vol.1(3), pp.225-244.
Stanton, R. and N. Wallace（2009）ʠAn Empirical Testof a Contingent Claims Lease Valuation Model,ʡ
Journal of Real Estate Research, Vol.31, pp.1-26.
Yoshida, Jiro, M. Seko and K. Sumita（2016）ʠThe Rent
Term Premium for Cancellable Leases,ʡJournal ofReal Estate Finance and Economics, Vol. 52 (4), pp.
480-511.
瀬古美喜・隅田和人（2011）「借地借家法改正後の居住形態選択と経済厚生の変化」『季刊住宅土地経済』
2011年夏季号（No.81）、26-38頁。
瀬古美喜（2017）「日本の住宅市場と家計行動――借家市場の流動化と整備：定期借家をめぐって」『既存住宅流通の活性化』（東洋経済新報社）近刊所収（『土地 総 合 研 究』第 25 巻 ⚑ 号、2017 年 冬、10-17 頁 を 再録）。

中途解約可能な賃貸借契約の賃料期間構造

29

紹介

パソコン対応型資料集『日本の住宅政策クロニクル＆データ2017』
クロニクル＆データ事務局
及効果を内需拡大に寄与させるとの観点から、はじめに高度経済成長期以降は経済対策・景気対策とし

日本住宅総合センターでは、2017年⚖月に、ての側面も重視されてきました。

『日本の住宅政策クロニクル＆データ2017』の他方で、超高齢社会の中にあって、空家は増発売を開始いたしました。
『クロニクル＆デー

加を続けており、住宅ストックへの対応が重要

タ2017』は、住宅関連の調査や研究を行う際にな課題になっています。さらに、足下では大規必要となるさまざまな情報（年表、関連資料、

模な金融緩和が日銀によって実施されており、および統計データなど）をエクセル形式の資料

世界経済の変化も日本の住宅市場に大きな変化として一つにまとめ、USB メモリに収納した、を及ぼす時代になっています。

パソコン対応型資料集です。年表の抽出や資料

このように、住宅市場に関する調査研究には、の確認等は、エクセルを用いて行なうため簡単

住宅市場をとりまく社会経済状況や多様な制度な操作で実行できます。

がどのように関連し、変化してきたかという複

今回は、この場を借りて『クロニクル＆デー

眼的な視点が必要であり、そのようなアプロー

タ2017』の収録内容や利用方法についてご紹介

チによって、より充実した研究成果が得られるいたします。

ものと考えられます。

1『クロニクル＆データ』の作成目的
戦後、住宅の絶対的不足の解消から出発した
わが国の住宅政策は、昭和20年代後半にほぼ現在の体系に整備され、すでに半世紀以上が経過しています。この間、公的部門による住宅供給『クロニクル＆データ2017』は、こうした考えに基づき、住宅政策の変遷を社会経済や住宅市場動向を含めて調査することができる資料を目指して作成されています。

2『クロニクル＆データ』の概要とともに、個人の持家取得の支援を基本とする『クロニクル＆データ』は、大きく以下の⚓住宅政策が展開され、高度成長期を通じて民間

つのコンテンツに分かれています。

自力の住宅建設が推進されてきました。

①年表

日本の住宅政策は、⚘期におよぶ「住宅建設②年表関連資料

五ヵ年計画」とそれに続く「住生活基本計画」③統計データ案内

によって大きな枠組みが設定されてきました。

まず、①年表では、昭和20（1945）年⚘月か

住宅不足の解消、居住水準の改善、住宅ストッら平成28（2016）年⚓月までの、住宅関連およク重視など、時代に応じた目標がそのつど設定

び社会経済・政治に関する情報が整理されていされてきましたが、住宅投資の持つ高い経済波

ます。

30

季刊 住宅土地経済

2017年秋季号

№106

図⚑

『クロニクル＆データ2017』表紙

次に、②年表関連資料では、住宅政策・住宅

表に掲載されている内容は6000件以上と膨大な税制および住宅金融公庫・支援機構に関連するため、年表全体を見るだけでは必要な情報を得資料が整理されています。

るのは困難です。

最後に、③統計データ案内では、住宅関連統

そこで、『クロニクル＆データ2017』では年計データが、どのようなサイト等に掲載されて表の中で必要な部分だけを抽出できるよう、図いるのか、新築住宅や中古住宅等に分類したう⚒のような「年表中表紙」を設けています。

えで、各サイトの内容やリンク先および各デー「年表中表紙」では、年表に収められているさタのサンプルなどを紹介しています。

まざまなデータを⚔種類のメインカテゴリ（社また、これら以外にも、本誌『季刊 住宅土会経済・政治、住宅政策等、税制、金融）に分

地経済』の案内や『クロニクル＆データ2017』

類し、各メインカテゴリをさらにサブカテゴリを制作する過程で制作した調査資料などについに分類し、サブカテゴリをさらにテーマへと分てもまとめています。

類しています。
「年表中表紙」では、これらの分類をクリックすると、該当する情報だけを年

2.1「年表」について表として抽出することができる仕組みとなってUSB を接続し、エクセルファイル「クロニいます。このように、特定の分類から必要な年

クル＆データ2017」をクリックすると、図⚑の表情報だけを抽出することができる点が、『ク

ような「表紙」画面が開きます。

ロニクル＆データ2017』の大きな特徴のひとつ「表紙」画面には、収録コンテンツが列挙さとなります。

れており、各コンテンツにはリンクが張ってあります。したがって、利用したいコンテンツを

2.2「統合年表」から年表を抽出クリックすれば、該当ページに移動することが次に、年表中表紙を用いずに年表から必要なできます。まずは、「1.年表 昭和20年…」に部分だけを抽出する方法をご紹介します。

ついて紹介いたします。

「年表中表紙」から「統合年表」をクリック「1. 年 表 昭 和 20 年 …」を 選 ぶ と、図 ⚒ のすると、年表全体が開きます（図⚓）。図に示「年表中表紙」頁が開きます。
『クロニクル＆デされているとおり、年表は右列から順番に「和ータ2017』では、昭和20年⚘月から平成28年⚓

暦」
、
「西暦」
、
「月」
、
「メインカテゴリ 」、「サ

月までの間にあった、住宅関連のさまざまな出

ブカテゴリ」、「事項・政策」、…といった内容

来事を年表として整理しています。ただし、年が表示されています。

パソコン対応型資料集『日本の住宅政策クロニクル＆データ2017』 31

図⚒『クロニクル＆データ2017』年表中表紙

例えば、⚑列目の「和暦」と⚒列目の「西ーン問題がクローズアップされる（⚙日）」と暦」を見ると「s20」および「1945」とあり、いったサブプライム問題の内容が見られます。

掲載内容の年が確認できます。また、⚓列目のまた、一番下の11行目には、「01社会経済・政「月」を見ると「⚘」とあり、⚘月にあった出治」、「01社会経済」、「米サブプライムローンの来事だと確認できます。それ以降の掲載内容は、 不良債権が急増し、米株式市場は暴落、世界同「メインカテゴリ」が「01社会経済・政治」、

時株安」という記述もあり、この時期にサブプ「サブカテゴリ」が「01社会経済」、「事項・政ライム問題が顕在化したことが確認できます。

策」として「太平洋戦争終結（15日）」とあり、

このように、フィルタ機能を利用することで⚑行目全体の年表情報が確認できます。

必要な時期だけを年表として抽出することが可「メインカテゴリ」の⚒行目以降を見ると、能です。また、知りたい情報の年月がわからな「04金融」、「01社会経済・政治」、および「04金

い場合は、エクセルのキーワード検索機能を利融」と続き、年表情報がテーマ毎に分類されて用することで、該当する年表情報を調べることいることが確認できます。前節で紹介した分類も当然可能です。

は、こうしたカテゴリごとにフィルタを掛けることで該当する情報だけを抽出していることに

2.3「年表関連資料」についてなります。

「2.年表関連資料」は、「⑴住宅政策関連」、

この「統合年表」から必要な部分を抽出する「⑵税制関連」、「⑶住宅金融公庫・支援機構関には、複数の方法がありますが、ここではフィ

連資料」が、それぞれ整理されています。各頁

ルタ機能を利用する方法について紹介します。

には、関連する PDF 資料および Web サイト

例えば、フィルタ機能を利用して、「2007年」

へのリンクなどが設定されており、必要に応じ「⚘月」でソートすると、図⚔のような年表がて閲覧することができます。また、資料の一部表示されます。2007年⚘月の出来事として、複は、年表上にもリンクを設定しているため、そ数の情報が掲載されていますが、上から⚒行目

こから開くこともできます。

に、「04 金 融」、
「04 国 際 金 融」、
「仏 BNP パ リ「2.年表関連資料」の「⑴住宅政策関連」でバ傘下のファンドが資産凍結。サブプライムロ

は、「基本計画」と「国土交通白書」に関する

32

季刊 住宅土地経済

2017年秋季号

№106

図⚓

統合年表（一部を抜粋）

図⚔「2007年」「⚘月」でフィルタリング

情報を掲載しています。
「基本計画」には、戦関連する資料が整理・掲載されていますので、後から現在までの住宅建設五箇年計画と住生活

必要に応じて PDF 資料を開くことができます。

基本計画の PDF 資料が掲載されています。ま掲載している資料として、例えば「住宅税制た、各計画における項目の変遷については、

個別とりまとめ資料」の「住宅ローン減税入居「住宅建設五箇年計画及び住生活基本計画の項

年 別 経 緯」を ク リッ ク す る と 表 ⚑ の よ う な

目別記述の変遷」に別途整理しています。

PDF ファイルが開き、住宅ローン減税制度の「国土交通白書」については国土交通省の制度変遷に関する資料が閲覧できます。

Web サイトにリンクを貼っているため、該当ページを開くことができます。

税制については、以下のようなさまざまな資料が整理されています。

「⑵税制関連資料」には、「住宅税制個別とりまとめ資料」、「基本税制資料」、「大綱・要綱・・既存住宅特例の変遷

与 党 大 綱・地 方 税 改 正 案 要 旨」
、お よ び「土・床面積要件の変遷

地・住宅税制に大きな影響をもった大綱や答・流通税の税率等の改正経緯申」が掲載されています。いずれの項目にも、・土地譲渡益重課制度の変遷 など

パソコン対応型資料集『日本の住宅政策クロニクル＆データ2017』 33

表⚑

住宅ローン減税入居年別経緯（一部を抜粋）

出典）『日本の住宅政策クロニクル＆データ2017』より一部を抜粋

同様に、「⑶住宅金融公庫・支援機構関連資図⚕

公庫融資の貸出金利の推移（住宅別）料」には、「住宅ローン新規貸出額・貸出残額の推移」、「公庫借入基準に関する資料」、および「借入基準の推移比較」が掲載されており、必要に応じて PDF ファイルの資料が閲覧できます。例えば、「借入基準の推移比較」には、住宅金融公庫融資において、新築住宅と中古住宅に対する貸出金利がどの程度異なっていたのか整理した図が掲載されています（図⚕）。その他にも、最長償還期間の比較、住宅別の表示登記の比較（＝築年数条件の比較）などが整理されています。

だし、各データには特徴があり、必ずしも同じ数値が掲載されているわけではありません。ま

2.4「3．統計データ案内」についてた、初学者の場合、どのようなデータが、どこ

このコンテンツでは、住宅・土地関連のさまにあるのか、ということを調べること自体が難ざまな統計情報および関連サイトについて整理をしています。

しいものです。
そこで、「3.統計データ案内」では、統計デ

住宅・土地関連の統計データは、さまざまなータの内容ごとに、どのようなデータがあるの主体によって公表されています。例えば、新築

か「出典」を列挙し、それぞれの統計データの住宅のデータであれば、『住宅着工統計』、『住「内容」と、入手方法などの「補足情報」を整宅・土地統計調査』、および『レインズ 年表

理しています。また、それぞれのデータを用いマーケットウォッチ』などが挙げられます。たて入手・作成できる図表のサンプルと、データ

34

季刊 住宅土地経済

2017年秋季号

№106

図⚖

『クロニクル＆データ2017』統計データ案内（一部を抜粋）

入手先のリンクを設定することで、利用者の利

図⚗

住宅着工戸数推移（利用関係別）

便性を高めています。例えば、「1.新築住宅関係」、「住宅着工統計調査」にサンプルとして掲載している図は、「住宅着工戸数推移（利用関係別）」（図⚗）等となっています。
なお、「3.統計データ案内」では、以下のよ
うな統計情報について整理しています。
・新築住宅関係
・既存住宅関係
・賃貸住宅関係
・価格水準の変化（価格指数他）など

わせいただければ、センターより折り返しご連
絡いたします。

3 購入方法・価格について
以上、「クロニクル＆データ2017」について

センター HP : http://www.hrf.or.jp/index.html

簡単に紹介しました。ここではすべての内容に

お問合せ先：chro@hrf.or.jp

ついて紹介することができませんので、詳細は定価：9800円+税 送料：510円

ご購入後にお確かめいただければ幸いです。
『クロニクル＆データ2017』の購入をご希望の方は、当センター HP のトップページ右上にあるアイコンから「購入申込書」をダウンロー
ドして、お申込みください。
また、下記メールアドレスに直接、お問い合
パソコン対応型資料集『日本の住宅政策クロニクル＆データ2017』 35

海外論文紹介

土地利用規制と土地および住宅の価値
大都市圏内における分析

Kok.N, P. Monkkonen, and J. M. Quigley（2014）“Land Use Regulations and the Value of Land andHousing: An Intra-metropolitan Analysis” Journal of Urban Economics, Vol.81, pp.136-148.

かの経路が考えられる。土地利用規制がデベロッパ

はじめにーの利益を毀損するために、地価を下落させる可能

土地利用規制は、都市の形態や開発の空間的パタ性があるが、同じ都市圏内の他の自治体に代替財がーン、居住者の住宅・交通費用および厚生水準に関なければ、土地利用規制によるアメニティ改善が、する重要な決定要因の一つであり、土地の利用方法

地価を上昇させる効果をもつことも考えられる。

を限定することをつうじて直接的に、また周辺環境

また、土地利用規制が住宅や土地の価格に与えるや特定の特徴をもった都市を形成することをつうじ影響をモデル化する際に、規制と価格の内生性が生て間接的に、土地価格に影響を与える。

じる可能性がある。いくつかの研究では、操作変数

今回紹介する Kok, Monkkonen and Quigley 論文

法を用いてこの問題に対応しているが、いわゆる除（以下、本論文）は、米国で市および郡の自治体が外制約を満たすことは難しい。本論文では、人口構

土地利用規制の権限を行使するために生じる、都市成や都市の特徴に関する包括的な変数を OLS 回帰

圏内での規制の厳しさのばらつきを利用して、サンに含めることで内生性による問題を減少させ、またフランシスコ・ベイエリアにおける110の行政区に

頑健性の確認のため、二段階最小二乗法の結果を併おける土地利用規制と地価の関連を調べている。ませて確認している。

た、戸建て住宅の販売に関する大規模なサンプルを用いて、地価と住宅価格を関連づけ、土地利用規制

地価とその決定要因に関するデータ

が住宅市場に与える影響についても分析を行なって

地価

いる。

地価データについては、取引の仲介業者および市場参加者によって報告された2010年⚑月⚑日現在

都市の地価の決定要因についてのサンフランシスコ・ベイエリアにおける⚙郡の土人口統計および地形

地区画の所有者一覧を用いている。この一覧には各都市の地価を決める要因（仕事へのアクセシビリ

区画の住所、面積および売却価格が含まれている。

ティ、アメニティ、地形など）はすでに先行研究に

データは1990年から2010年までの同都市圏におけるより理論的枠組みが完成しているものの、データの7358の土地取引に関するデータセットとなっている。

不足のために実証的な研究はほとんどなされていな

不動産代理店から報告される各区画の現況についい。とくに都市における空き地の取引は珍しい。土ては、⚔つのカテゴリーに分類した（
「更地」
、
「粗

地の異質性、重要情報の欠落、取引頻度の少なさ、い整地」、「完全に改良された土地」、「あらかじめ開高い取引コスト、複雑な商習慣などに加えて、空き発された土地」）ほか、各区画の今後の計画用途に地に付与されている開発オプションなども、不確実ついても⚘つに分類している（「開発のため保持」

性の高い資産市場においては価格を左右すると考え「戸建て住宅」「商業用」「工業用」「集合住宅」
「用

られる。

途混在」
「公共空間」「公共施設」）。

36

土地利用規制仕事へのアクセス

土地利用規制の地価への影響については、いくつ

本論文では、⚒つの方法により、「仕事へのアク季刊 住宅土地経済

2017年秋季号№106

セシビリティ」を計測している。⚑つは、中心ビジ
ネス業務地区（CBD）への近接性である。もう⚑

地価と経済地理的要因の関係

つが、重力モデルによる雇用へのアクセスについて

まず、地価と仕事へのアクセシビリティ、土地のの指標である。これは各区画が大都市圏のすべての現況および計画用途との関係を、1990年から2010年

仕事にアクセスしうるが、距離減衰関数によってアまでの四半期ごとの固定効果を含めて OLS 回帰でクセシビリティが割り引かれる変化量として定義さ分析している。その結果、⚑平方フィート当たり地

れ、⑴式で求められる。

価 は、ロッ ト サ イ ズ、CBD ま で の 距 離、お よ び
⑴

􀀽􂈑
􎨽

ここで

は区画 の近接性に関する指標、 は 業

BART（通勤用高速鉄道）までの近接性で約半分の変動を説明できている。土地の現況や計画用途も考慮すると、説明力は60％にまで高まる。

務地区における仕事の数、 は区画 から 業務地

土地の現況は、整備が進んでいるほど高値がつい

区までのマンハッタン距離であり、利便性のため⚒ている。また、計画用途も、何らかの開発が予定さ乗している。

れているほうが高く売却されていることから、計画用途がその区画のゾーニングを示唆しているとすれ

地形および地理ば、規制が地価と強く関連している可能性を示す。

サンフランシスコ・ベイエリアのひとつの特徴で

CBD までの距離は、⚑㎞増加すると地価が2.4％ある地理的な差異については、地理情報システム

下がり、CBD 距離の代わりに重力モデルに基づく（GIS）を用いて、各区画の局所的な環境に関する変化量を用いると、モデルのフィットがわずかなが地理的特質の差異について計測している。勾配や標ら改善した。

高は、開発コストを上昇させることが知られている

続いて、上記分析モデルに、地形および人口統計

一方、快適なアメニティも提供する。本論文では、の値を含めて OLS 回帰を行なっている。地形も地価

各区画の標高を計測し、各区画の半径⚑マイル内にと強い相関を示し、標高が高く丘陵地帯のほうが高おける傾斜⚕％以上の土地面積のシェアを計算してい価格で売却されていた。一方、標高と丘陵地帯のいる。

交差項は価格と有意に負の相関があった。また、人また、海岸の位置、および自然災害リスクについ

口統計的な特徴を考慮すると、丘陵地帯の効果は有ても計測している。前者については、各区画を中心

意でなくなった。これは丘陵地帯の地価に対する影とした半径⚑マイルの円における水面積の割合を計

響がソーティング効果に起因するためと考えられる。

算する。後者については、地震断層線の近接性を用地震断層からの距離は、⚑マイル近づくごとに地い、各区画からヘイワード断層もしくはサンアンド

価は約⚒％下がるほか、公園への近接性は、アメニ

レアス断層への距離を計算している。

ティの価値と、ソーティング効果を反映し、高地価につながっている。水資源への近接性も関連してお人口統計および地域の公共サービス

り、海岸沿いの区画は有意に高い地価となっている。

本論文では、各区画が属する人口調査標準地域

人口統計の重要性も確認できる。黒色人種のシェ（census tract）を特定し、1990年における人種や大アが大きい地域は価格が低く、大卒者の割合が多い

卒以上の人口の割合を含む人口統計的な特徴を記録

地域では、有意ではないものの、高い価格がつけらしているほか、2000年以降の学業成績指数（API）れている。また、API で計測された質の高い学校

スコアを用いて計測された高校の質を付け合わせてが提供されている区画の価格も高地価につながっている。また、各区画から半径1マイルにある公園のいる。

近接性についても計測している。

地価と土地利用規制の関係
本論文では、前節までに構築した回帰モデルに、

海外論文紹介37

規制に関する以下⚔つの変数を含めて、規制の地価に 与 え る 効 果 の 分 析 を 行 なっ て い る。Glickfield

土地利用規制と地価および住宅価格

and Levine（1992）で作成された自治体ごとの規制

都市圏内のエビデンスの「厳しさ（restrictiveness）」と「優遇（hospital-

前節の回帰分析をもとに、サンフランシスコ・ベ

ity）」に関する指標、および土地利用規制の厳しさ

イエリアにおける地価の決定要因とこれらの要因がに関する⚒つの計測値（建設許可発行前に自治体か

住宅価格に与える効果について考察している。

ら要求された独自調査および申請の数、およびゾー

ここで、各住宅価格（ ）を名目価格で価格付け

ニング変更の認可のために必要な地元自治体によるされたその住宅の物理属性の価値（

第三者調査の数）を、それぞれ平均⚑、標準偏差⚐

する土地の物理属性の価値（に基準化したものである。

式のように定式化する。

そして、⚔つの規制に関する計測値と土地の売買価格の関連性を、単純な OLS 回帰で分析している。

􀀽

）および属

）の合計として⑵⑵􀀫

この推定戦略は、規制が外生的であることを前提と1990-2010年の期間におけるベイエリアの⚙郡にしており、内生性の問題に対処するため、地形や社属する110の市について、四半期ごとに戸建て住宅

会経済的指標といった各決定要因など包括的なコンの売買に関する件数、売却価格、ロットサイズのデトロール変数を含めている。

ータを入手した。また各市の四半期ごとの地価を回また、操作変数法を用いた頑健性の確認も行なっ

帰結果から推定し、その推定地価と平均ロットサイている。操作変数にはカリフォルニア州で1978年にズを掛け合わせることで、戸建て住宅に供される土行なわれた Proposition 13（固定資産税に関する投地の平均価格を推計している。そして、⑵式より、票）に対する住民投票の結果および1980年の大統領

戸建て住宅価格から土地価格を差し引くことで、住選におけるレーガン（カーター大統領の対立候補）

宅資産の価値

への投票率を、投票区ごとに用いている。

を計算した。

その結果、同都市圏における住宅の平均売買価格

OLS 回帰の結果によると、規制の厳しさは、地のうち、土地価格は約32％を占め、この割合は経年価に対して、地理的・人口統計的な特徴を考慮してで大きくなっている。1990-95年における取引ではも、プラスの効果を有している。建設許可の取得お土地価格の割合は約31％であったが、2005-10年によびゾーニングの変更にかかる調査および申請の数は平均的に43％を占めるようになった。

は、どちらも地価の上昇につながっている。もし建この土地の価値の上昇は、人口および所得の増加

設プロジェクトの認可に必要な独自調査の数が⚑標に加え、上述した地形や規制による制約を反映して準偏差増加した場合、平均的に⚘％地価が上昇する。 いると考えられる。
同様に、もしゾーニングの変更のために要求される

また、地理や人口統計、土地利用規制が各地域の自治体による第三者調査が⚑標準偏差上昇する場合、 住宅価格にどの程度の影響を与えるかを知るために、
地価は平均的に⚔％上昇する。

回帰分析の結果と⑵式を使って、仮想的な経済状況

規制の「厳しさ」指標の⚑標準偏差の増加は約⚓の下、住宅価格の変化を計算している。例えば、地％の地価上昇につながり、「優遇」指標の⚑標準偏震の脅威が減少した（断層線からの距離が⚑％遠ざ差の増加は地価を⚑％下落させる。

かる）ときの、平均住宅価格に与える影響は、地域

な お、操 作 変 数 モ デ ル の 結 果 は わ ず か な が らによって－⚖％から＋⚓％の幅がある。また、仕事

OLS モデルと異なっている。⚔つの規制指標のうの立地が分散すると、たとえば仕事が集中するパロ

ち、⚓つの係数は同じ符号を示しており、OLS のアルトやサンフランシスコのような都市の住宅価格

それよりも大きい値を示している。ゾーニング変更

は大きく下がり、サンタローザやフェアフィールドのための申請の数の係数は統計的には有意ではなくのような郊外の住宅価格は上昇する。

なった。

38

季刊 住宅土地経済

住宅価格に対する、土地利用規制の厳しさについ2017年秋季号№106

ては、ベイエリアにおける開発プロジェクトの認可

図⚑KMQ 指数および DP 指数の推移

図⚒

KMQ 指数、Case-Shiller 指数および BEA 指数に必要な独自調査の数を⚑標準偏差減らすと、住宅価格は⚔-⚘％減少する。ゾーニング変更のための独自調査を⚑標準偏差減らすと、住宅価格は⚑～⚒％減じる。
経年的な地価と住宅価格の関係

最後に、本論文では、地価と住宅価格、および資本コストの経年的な関係について論じている。まず、取引実績に基づいて独自に作成した地価指数（KMQ 指数）と、Davis and Palumbo（2008）で提案された住宅価格からの推計に基づく地価指数（DP 指数）を比較している（図⚑）。また、KMQ
指数と、戸建て住宅価格を用いたリピートセールス法に基づくベイエリアの Case-Shiller 指数および商
務省経済分析局（BEA）による建設費用指数とも比較している（図⚒）。
図⚑に示されるように、取引ベースの KMQ 指数
は、推計に基づく DP 指数に対し、時間的な遅れを伴っている。この違いは DP 指数が住宅価格に依拠するためである。また、図⚒が示すように、KMQ
指数は近年の住宅バブルが始まるまでは Case-Shiller 指数と似た動きをしており、住宅価格の大幅な証している。OLS 回帰分析の結果、地域の人口や上昇後も、地価は数年の間、比較的落ち着いていた。 環境要因をコントロールしたうえでも、建築許可やこのラグは住宅購入に限定された低利融資の急速なゾーニングの変更に必要な申請の数で計測される法普及によるものだろう。

律や規制の厳しさは、明確に地価に影響を与えていDP 指数の変動性が KMQ 指数に比べて低いのは、 た。また、住宅の価値の大部分を地価が占めている
短期的には、KMQ 指数が取引の比較的少ない土地ことを示すことで、土地利用規制が住宅価格に影響

売買のデータに依拠しているのに対し、DP 指数はを与える新たな経路があるという証拠を提供した点

緩慢に変化する資本コストと、四半期ベースで滑らが、本論文の貢献である。

かに動く住宅価格指標に依拠しているためである。
長期的には、地価は住宅価格よりも価格変動が大きくなる。DP 指数のような住宅価格は、土地と構
造物のまとまりを含んでおり、この結果から、住宅用地の価格は、住宅そのものの価格よりも変動が大
きくなることが明らかになった。

結論
今回紹介した Kok, Monkkonen and Quigley 論文
では、都市の土地取引に関するデータを利用し、土参考文献
Davis, M. A. and M. G. Palumbo（2008）“The Price ofResidential Land in Large US Cities,” Journal of Urban
Economics, Vol.63(1),pp.352-384.
Glickfield, M., and N. Levine（1992）Regional Growth,
Local Reaction: The Enactment and Effects of Local
Growth Control and Management Measures in California, Cambridge, MA.

小谷将之

日本大学大学院経済学研究科後期博士課程

地の価格と土地利用規制の関係にまつわる仮説を検

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」
http: //www. hrf. or. jp/webre
port/
公益財団法人 日本住宅総合センターでは、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、
2017年7月末現在、最新の調査成果として2016年度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
第⚑号の発売から、2017年⚓月31日までの間に収集した事例数は、戸建て住宅とマンションを合わせた 総 数 で 6354 件、⚕ 万 4242 区 画（戸）にのぼる（戸建て住宅5669
件⚓万1867区画、マンション685
件⚒万2375戸）。
以下、通年度で取れる最新年度
で あ る 2016 年 度（2016 年 ⚔ 月 ～2017年⚓月）に収集された物件の特徴を簡単に紹介する。
2016年度における戸建て住宅の供給は、58件82区画で、前年度同期（51件93区画）と比べ11区画の減少となっている。都道府県別の戸建て住宅発売区画数は、第⚑位
は愛知県の66区画、第⚒位は静岡
県の⚗区画、次いで第⚓位は兵庫

編集後記
私は、つくばエクスプレス(TX）に乗り通勤しているのだが、最近、車両がボックスシートからロングシートに移行してきていることにふと気が付いた。調べてみると、混雑緩和対策として、ロングシート化を進めており、朝のラッシュ時の供給輸送力を14～15％増加する計画とのことだった。
ボックスシートから景色を眺める
ことが好きな私にとっては、残念なお知らせだが、混雑緩和のためならしょうがない。それにしても、車両
か ら 見 え る 風 景 は、TX 開 業 当 時（2005年⚘月）からだいぶ変わった。
殺風景だったところに、ショッピン
グモール、マンションが立ち並び、

ちょっとした買い物をするのには大変便利になった。その一方で、守谷～つくば間は、依然としてきれいな田園風景が広がっており、旅行気分を味わえる。
秋葉原～つくば間を最短45分で結ぶ TX は、沿線の人々の生活を大きく変えた。進学、就職、結婚など
人生の重要な分岐点を、どこで過ごすのか、その選択肢の幅を広げたと思 う。私 も、こ れ か ら TX と 共 に人生を歩んでいくのかと思うと、妙な親近感が沸き、ますます地元から離れられなくなるな…。などと考えていると、あっという間につくばに着いていた。
(S･Y)

県、奈良県の⚓区画で、収集された事例の約80％が愛知県になっている。また、土地面積については、最大面積が200㎡を超える区画を含む事例は58件中14件あり、全体の24％に達し、前年度同期(24％)とまったく同じであった。
一方、マンションの発売数は14
件1193戸であり、前年度は⚘件236戸であるので、⚑件当たり戸数が多くなっており大規模なマンションが増えていることがわかる。
都道府県別マンション発売戸数は、第⚑位が東京都の561戸、第⚒位が大阪府の350戸、次いで第⚓位が神奈川県の177戸となっており、大都市圏を中心に供給されている
ことが示されている。
本調査は調査方法の特性により、定期借地権活用動向の全体像を把握するための資料としては制約が伴うものの、分譲住宅事例の地域分布および建物の種別や規模等の実態を検証する上で有用なデータセグメントであると考えられる。
編集委員
委員長
瀬下博之
委員
浅見泰司
浅田義久
宅間文夫

季刊 住宅土地経済
2017年秋季号（第106号）
2017年10月⚑日 発行
定価［本体価格 715円＋税］送料別
年間購読料[本体価格2860円＋税]送料込
編集・発行

公益財団法人

日本住宅総合センター
東京都千代田区二番町6-3
二番町三協ビル5階〒102-0084
電話：03-3264-5901
http://www.hrf.or.jp

編集協力
印刷

堀岡編集事務所
精文堂印刷㈱本誌掲載記事の無断複写・転載を禁じます。

40

季刊 住宅土地経済

2017年秋季号№106