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土地総合研究 2017年冬号

特集

既存住宅流通市場の活性化に向けて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―武蔵野⼤学教授・慶應義塾⼤学名誉教授

本論文では、消費者の立場からみた借家市場の流動化と整備に関する 3 つの研究を紹介する。

瀬古 美喜
せこ みき

な法的保護を与えているという特徴がある。この法律の存在により、家主が市場の状態に合うよう具体的には、第 1 章で日本における借家人保護な家賃の値上げをすることは困難となっている。の建前に立った借地借家法が借家人の転居に及ぼ結果として、市場では家賃が上昇している状況です影響、第 2 章で定期借家導入の効果、第 3 章でも、借家人は、同じ借家に継続的に住み続ければ、中途解約可能なリース契約の賃料の期間構造に関新たな借家に転居した場合に支払う新規家賃よりする分析という三つのテーマに関する研究を紹介も安い（継続）家賃を支払えればよいことになるする。

ため、借家人の転居を阻害することになっていると考えられるのである。

１．我が国の転居に対する借地借家法の影響
1－1．はじめにこのような状況を踏まえて、借地借家法による（暗黙の）家賃統制システムの借家人の転居への日本の現在の住宅市場の状況を見ると、空き家影響を分析するために、まず家賃統制の恩恵を享率が全国的に増加していて、平成 25 年時点で全国受している継続家賃を支払っている借家人と、継平均 13.5%という高い水準となっている。少子高続家賃よりも高い新規家賃を支払っている借家人

齢化という我が国の近年の人口構造変化期に、住とを識別し、そのうえで、借地借家法により結果宅と家計のミスマッチ、すなわち居住ニーズのミとして生じている暗黙の補助金額を求め、借家人スマッチが生じていることが、その要因と考えらの転居に対する借地借家法の影響を分析した。

れよう。しかしながら、「住宅・土地統計調査」によれば、日本の年間転居率は 1973 年の 8.1％から1－2．ハザードモデル

2013 年では 3.8％まで低下しているが、老年層だ

本章では、各世帯は生涯を通じて効用最大化にけでなく若年層でも転居率が下がっているので、基づいて居住期間や住み替えのタイミングを決定

必ずしも、高齢化だけが要因ではない。そこで、すると仮定し、住み替えの発生を住み替えハザー

本章では、借地借家法に基づく借家人保護が、借ド率（次期に転居する確率）で捉える。転居の決家人の転居を阻害しているという観点から、制度定要因としては、世帯属性（所得(incomp)、年齢的、政策的要因が、日本の転居率を低くしている(age)、世帯人数(fsize)）、住宅属性（住宅価格(hp)、可能性を分析する。借地借家法は、第 2 次世界大

家賃指数(rent)、築年数(hage)、部屋数(rooms)）、戦中に借家人を保護するために作られた法律であ労働市場の状況（正規雇用(reg)、自営業(self)、る。賃貸借家人に契約更新権と家賃の面で、強力家族従業者(fam)および転職の是非(change)）
およ土地総合研究 2017年冬号

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び借地借家法(dirc)を考える。

表１ 借家世帯から借家世帯へのワイブルハザー
ド関数の推定結果

1－3．データ

変数
age
age2
fsize
age×incomp
age×fsize
age×hage
hp
hpgrsc3
rent
rentgrsc3
dirc
rooms
reg
self
fam
change
定数項

転居とその結果として得られる居住期間は、家計の動学的最適化行動の結果と考えられる。そこで、このような家計の行動を分析するためには、転居が生じた時点のデータだけではなく、過去のデータも必要となる。本章では、慶應義塾家計パネル調査(KHPS)が、パネル調査開始前に各世帯が現住居に入居した時の情報や、それ以前の住居に関する情報を使用することができるという利点を用いて、回顧パネル・データを作成し、分析用データ・セットとして使用している。観測期間は1980 年 1 月から 2006 年 1 月までである。パネル調査の開始時点である2004年1月を基準時点として、それ以前に前住居、または現住居に入居した世帯を分析の対象としている。
1－4．借地借家法の代理変数
本章は、借地借家法が借家世帯の転居を抑制していたかどうかを調べることが目的である。そこで、転居の決定要因として、借地借家法により生じた暗黙の補助金額の影響を調べるために、以下のような変数を作成して、推計に用いた。具体的には、暗黙の補助額の継続家賃に対する比を用い

p係数-0.238
0.003
0.106
0.000
-0.006-0.001
0.001
5.583
0.138
-57.332-3.370
0.818
1.225
0.447
-0.0491.424-20.061z-1.84 *2.00 **
0.26
1.25
-0.62
-1.37
1.19
1.54 +
2.70 ***-3.03 ***
-1.95 *
6.76 ***
2.06 **1.07-0.06
2.62 ***-2.86 ***

2.231

7.46 ***

231
50
1714
-85.4
AIC
222.8
注: 有意水準: ***: 1%, **: 5%, *: 10%, +: 15%
世帯数
転居世帯数
観測値数
対数尤度

地域ダミー変数の推定結果は省略されている。

出所：Seko and Sumita (2007a), Table 5. 変数の詳細に関しては、Table 1 を参照のこと。

図 1 暗黙の家賃補助の借家からの非転居確率への影響[dirc (0 (0.1) 1)]

た。式で表すと、借地借家法による暗黙 の補助額
継続家賃
市場家賃－継続家賃

継続家賃

dirc となる。継続家賃が、契約更新時の家賃である。
日本では、上述したように、新規契約家賃は、借家市場での市場家賃として決定されるが、契約更新時の契約家賃の上昇が認められないため、市場家賃と継続家賃との間に差が生じ、この差が補助金の役割を果たしていると考えられるのである。
したがって、この変数は、転居確率にマイナスの影響を与えると予想される。

ハザード率
0.791.00
1.111.00
0.99
1.00
1.00
265.88
1.15
0.00
0.03
2.27
3.41
1.56
0.95
4.16

出所：Seko and Sumita (2007a), Fig. 6

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土地総合研究 2017年冬号

1－5．推定結果とシミュレーション

る。継続家賃の裁判所による暗黙の家賃統制の影

表 1 が、借家から借家への転居に関するワイブ響を受けないこの定期借家の導入により、今後のル・ハザード関数の推定結果である。借地借家法

転居率の拡大を促進することができると期待されによる暗黙の補助率 dirc の係数はマイナスで、ている。

10％水準で有意であり、借地借家法による暗黙の補助が、借家世帯の転居を抑制していることがわかる。
図１は、異なる dirc の値別に、同じ借家にとど本章は Seko and Sumita(2007a)の分析を要約したものである。より詳細な分析結果については、Seko and Sumita(2007a)を参照のこと。

まる非転居確率を求めるシミュレーションを行った結果である。これらのシミュレーションは、世

２．家計の居住形態選択行動から見た定期借家

帯主年齢が 35 歳、世帯主は正規雇用として勤務し、導入の効果

現住居に居住し始めた時の実質所得は 4,000,000

2－1．はじめに円、世帯人員数は 4 人、住居の築年数は 8 年であり、関東地方に立地していると仮定して行ったものである。

本章では、近年の借地借家法改正の影響を、家計の居住形態選択行動の観点から分析する。
2000 年 3 月に旧借地借家法が改正され、定期借シミュレーションは、dirc を補助額がゼロから、家権という新たな契約形態の借家が誕生した。こ補助額が継続家賃と等しい 1 まで、0.1 刻みで増の定期借家権は、それまでの日本の賃貸住宅市場やすことにより行われている。dirc が増加するににおけるさまざまな問題を解決する狙いで導入さつれて、非転居確率が 1 に近づくことがわかる。

れたものである。

借地借家法による暗黙の補助額が増加するにつれ

旧借地借家法は 1941 年から、借家人に家主の意て、転居の機会費用が増えることになり、転居確思による立ち退き要求に対する強力な法的保護を率が低くなることがわかる。

与え、法廷の保護の下での暗黙の家賃統制を作り出した。第 2 次世界大戦直後の極度な住宅不足と1－6．おわりに本章では、慶應義塾家計パネル調査(KHPS)を用いて、転居ハザード関数を推定し、借家世帯への貧困の拡大していた時期には、この法律は、社会の安定と調和を作り出す役割を果たしていたが、現在は状況が大きく変化している。

借地借家法の影響を調べた。その結果、借地借家

そこで、旧借地借家法が改正され、日本の住宅法は転居に対して、マイナスの影響を及ぼしてい市場に居住形態として第 3 の選択肢となる定期借ることが明らかになった。

家が導入されることになった。

現行借地借家法では継続家賃が抑制されている

新たに導入された定期借家契約は、期間満了にために、この制度が、借家世帯に補助額を支給すよって契約が終了し、契約の更新のない契約形態る役割を果たし、これにより借家からの転居の機である。定期借家の場合、期間満了による契約終会費用を高めることにより、借家世帯の現在の借了条件としては、書面による通知は必要だが、正家居住期間を長引かせ、転居率を低下させている当事由等は不要である。それに対して、従来からと思われる。

存在する一般借家の場合、貸主側からの一方的な借家市場には、2000 年 3 月に新たな居住形態と更新拒絶の場合には、正当事由等が必要である。

して「定期借家権付き借家」（定期借家）が導入さ同一当事者間での契約の継続に関しては、定期借れている。この定期借家での契約では、賃貸契約家契約では、更新は認められないので、引き続きの更新が家主と借家人の相互の合意に基づいて行借家関係を継続する場合には、再契約を結ぶことわれ、家主が市場状況に合わせた家賃を提示できになる。
それに対して、一般借家契約の場合には、

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正当事由がない限り、契約は更新される。

13ある。KHPS の長所は、3 居住形態に関する世帯のこのような両借家契約の違いによって、定期借特徴を示す所得、世帯人員数のみでなく、住宅属家と一般借家は、異なるリスクに直面することに性に関するデータも利用できることである。
特に、なる。一般借家契約では、家主が賃料を上げるこ

2 種類の借家に関する豊富な情報も利用できることは非常に難しいため、借主には、ほとんど賃料とが便利な点である。

増額のリスクがない。しかし、家主には好ましか

この KHPS の第 1 波、第 2 波、そして第 3 波のデらざる借家人に居座られるリスクがある。このよータを使用して、現居住世帯に入居したときの住うな借家人が留まり続けると、マンションのよう宅と家計に関する次のような情報を集めた。居住な複数の借家からなる建物の場合、他の借家人に形態、床面積、築年数、部屋数、世帯主年齢、所対する魅力が低下し、建物全体としての資産価値得、そして世帯人員数である。

が低くなることになる。

分析対象とした標本は、2000 年 3 月以降に現住一方、定期借家契約では、市場家賃に関するリ居に入居した世帯（以降、転居世帯）に限定してスクを家主の計算に含めることができる。この法いる。分析に必要な 2000 年 3 月以降から 2002 年

律の改正により、家主は、市場の状態に合わせ家までの情報は、KHPS の調査開始前の情報であるが、賃を上げることができるようになった。そして長第 2 回 KHPS において、現住居に入居した時点での期の契約を結ぶことも可能になった。さらに家主情報が調査されているので、それを利用する。
2003

は、望ましからざる借家人に居座られるというリ年以降に現住居に入居した世帯に関する情報は、スクから解放されている。しかし、家主にとってKHPS の 3 年分のデータから利用できる。の定期借家契約の欠点は、床面積 200 平方メート

持ち家の平均住宅価格(PRICE)は 30,161,200 円

ル未満の建物の、居住用の賃貸借の場合に、転居、であり、一般借家の平均家賃(GRENT)は 72,000 円/療養、親族の介護その他のやむをえない事情によ月であり、定期借家の平均家賃(FRENT)は 61,300り、建物を自己の生活の本拠として使用すること円/月であった。一般借家家賃は、定期借家家賃よが困難となった場合には、借家人による契約の解りも高い。

除が法律で認められていることである。

住宅の規模を示す変数として、部屋数(ROOMS)

また、定期借家制度の創設には、政策立案者にを用いている。持ち家の平均部屋数は 5.2 部屋でよる、質の高い、大型の賃貸住宅の供給を増やそあり、一般借家は 3.4 部屋、定期借家は 2.9 部屋うという意図が反映されている。立案者たちは、であった。これらの平均の差は有意である。特にもし法廷による暗黙の家賃統制が存在しなければ、持ち家は 2 種類の借家よりも大きいことがわかる。

家主が、新たな大型の借家を供給するだろうと考

定期借家を見てみると、より広い借家の供給を増えて、この制度を創設した。

やそうとする目的は達成されていないように見え

以下、本章では、定期借家を含む３つの居住形る。

態（持ち家、一般借家、定期借家）に対する家計

2 つの借家の平均築年数(HAGE)の差は有意ではの選択行動の決定要因を分析し、経済厚生の指標なかったが、一般借家の築年数が 12.4 年であるのとして補償変分を求め、この新たな定期借家が市に対して、定期借家は 14.5 年であった。これに対場でどう評価されているかを検討する。

して、持ち家は 6.9 年と比較的新しかった。
後述の居住形態選択モデルでは、各住居属性変

2－2．データ
この節では、分析に用いたデータ・セットと、3居住形態に関するいくつかの記述統計量について説明する。データは、KHPS から抽出されたもので数を表すために、ヘドニック価格モデルの予測値を使用する。ヘドニック価格モデルは次のように表される。

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土地総合研究 2017年冬号

PRICE  f ( HAGE, ROOMS , ) (1)

そこで、これら 2 つの居住形態に関しては、現住GRENT  g (HAGE , ROOMS, ) (2)居に転居後の居住期間 HMONTH を代わりに利用しFRENT  h( HAGE , ROOMS,  , CMONTH ) (3)ている。
こ の よ う に し て 求 め ら れ た GRENTHAT と(1)式は、持ち家住宅価格のモデルであり、(2)

FRENTHAT とを PRICEHAT で割ることにより、相対式は一般借家家賃のモデルである。
そして(3)式は価格(RELAP)を求めている。
この相対価格は持ち家定期借家家賃のモデルである。最後のモデルだけの資本コストを示していると解釈できる。RELAP1には、定期借家契約における契約期間の長さを示を一般借家家賃と持ち家価格との間の相対価格とす変数 CMONTH が含まれている。これは、一般借家し、RELAP2 を定期借家家賃と持ち家価格との間のは、借主が賃料の増額なしに契約を更新するか契相対価格とする。これらの相対価格を居住形態選約を終了するかという選択権を持っており、実質択モデルの推定に利用する。

的に契約期間が無限で確定していないのに対して、定期借家は契約期間の終了時には契約の更新はな

2－3．ヘドニック価格モデルと、条件付きロジッされないという意味で契約期間が確定しているとトモデルの推定いう両借家契約の本質的な違いを反映するためで

まず、サンプル・セレクションの問題に注意深ある。長期契約が契約期間を固定することによりく対応するために、持ち家価格、一般借家家賃、市場リスクを減らすと想定される場合には、定期借家家賃に関するヘドニック価格モデル(1)

CMONTH の係数は、正の符号条件を持つと予想され(2)(3)を推計した。次に、この 3 種類の居住形態る可能性が高い。しかしながら、実際には、借家の価格の予測値を用いて、持ち家、一般借家、定契約の形態や、市場条件などに関して、どのような理論的な想定をするかによって、定期借家家賃

表２ 居住形態選択の構造型条件付ロジット・モ
デルの推定結果は、契約期間に関して、右上がりになったり、右推定値 標準誤差下がりになったり、両方の混合形態になる可能性があることが示されている(Grenadier(1995),
Yoshida, Seko and Sumita(2016)等参照のこと)。
これらのヘドニック・モデルの推定結果を得た後に、全ての世帯に対して、3 種類の予測住宅価格を求める。
持ち家価格の予測値は PRICEHAT である。これらの値は持ち家サンプルに対してのみに計算するのではなく、2 つの借家サンプルに対しても計算している。借家サンプルの場合には、持ち家価格の予測値は、借家世帯が住んでいる借家を購入した場合の価格を示している。同様に、一般借家の予測家賃と、定期借家の予測家賃も計算されており、それぞれ GRENTHAT と FRENTHAT とする。
FRENTHAT を計算するときには、契約期間 CMONTHに関する情報を利用する必要がある。
この変数は、持ち家と一般借家については、契約期限が存在しないために、この情報を用いることは出来ない。

z値

RELAP

-3.1210.534-5.85 ***

(一般借家)PINCOME-0.0020.001-3.60 ***FMEMBERMARRIEDNEWPLACE
PLAN
HMONTH-0.657-0.1542.631
0.129-0.007

0.108
0.354
0.911
0.676
0.008

-6.11 ***
-0.44
2.89 ***
0.19
-0.90

(定期借家)PINCOME-0.0020.001-2.59 **FMEMBERMARRIEDNEWPLACE
PLAN
HMONTH-0.682-1.5343.930
1.040-0.0040.1380.364
0.959
0.660
0.010

-4.94 ***
-4.21 ***
4.10 ***
1.58 +-0.38

N492
Log L-400.545
注：有意水準: ***: 1%, **: 5%, *: 10%, +: 15%
持ち家を、ベースとなる選択肢としている。
出所：Seko and Sumita (2007b), Table 5. 変数の詳細に関しては、Table 2 を参照のこと。

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期借家の 3 居住形態に関する 3 選択肢の構造型条の居住選択関数を推定し、次に自己選択から生じ件付ロジット・モデルを推計した。表２に、構造るバイアスの補正項をヘドニック関数に入れて予型条件付ロジットモデルの推定結果がまとめられ測価格を推定し、最後に予測価格から相対価格（家ている。

賃／価格）を求め、居住形態選択に関する構造型

3 つの居住形態の価格から作成された相対価格

条件付きロジットモデルを推定した。そして、借(RELAP)は有意であることから、居住形態の違いが地借家法の経済厚生を分析するために、補償変分反映された価格情報が、居住形態を選択する際に（定期借家を含む期待消費者余剰と定期借家が存重要な役割を果たしていることがわかる。恒常所在しない場合の期待消費者余剰の差分）を借主の得変数(PINCOME)も負で有意であり、高所得世帯ほ属性ごとに求めた。

ど持ち家を選択し、一般借家・定期借家への選択

このように、本章は、2000 年 3 月に借地借家法確率は低下する傾向が見られた。定期借家を選択の改正により導入された定期借家を含む居住形態する世帯は、世帯人員数(FMEMBER)が少ない世帯、選択関数を推定した研究であるが、その結果、次他県からの転居世帯(NEWPLACE ダミー変数が 1)、のことが明らかとなった。(ⅰ)価格項の推定値か結婚をしていない(MARRIED ダミー変数が 0 の)世ら、3 つの居住形態はいずれも代替財である。(ⅱ)

帯主による世帯、5 年以内に持ち家購入予定（PLAN一般借家世帯も定期借家世帯も恒常所得が増加すダミー変数が 1 の）世帯であった。

ると、これらの選択確率は減少するが、前者の方が後者よりも大きく反応していた。(ⅲ)世帯人員

2－4．定期借家導入の効果

数の少ない世帯、県外からの転居世帯、世帯主が

本節では、定期借家導入という借地借家法の改既婚でない世帯、将来持ち家を購入する予定のあ正による、経済厚生の変化に関する結果を概観す

る世帯に、定期借家を選択する傾向が見られた。

る。

すなわち、定期借家の導入により、若年層、低所

本章では、上述したように、定期借家を含む 3つの居住形態（持ち家、一般借家、定期借家）に得、世帯人員数の少ない世帯、少し古い住宅の定期借家世帯での経済厚生の拡大が見られた。

対する家計の選択行動の決定要因を分析し、経済本章での実証結果は、これまで信用力が乏しい厚生の指標として補償変分を求め、この新たな定ゆえに賃貸市場から排除される傾向の高かった経期借家が市場でどう評価されているかを検討した。

済的弱者に対しても定期借家制度の導入により居その結果、(1)定期借家を選択する世帯は、世帯人住の確保ができるようになったことを示唆してい数の少ない世帯、県外から転居してきた世帯、単る。しかし、定期借家の導入による家族の多い世身世帯、近い将来に持ち家を購入する予定のある帯での経済厚生の拡大は小さく、良質な家族向け世帯であることがわかった。また、(2)定期借家の賃貸住宅の増加という当初の政策目的が達成され導入により定期借家居住世帯にもたらされた補償ていないことになる。家族向け定期借家を増やす変分の平均値は 1,205 円であり、彼らの家賃の約ためには、一般借家から定期借家契約への転換を1.96％に当たる。若い世帯主・低所得世帯が定期容易にすること、また借家人からの一方的な借家借家の導入により最も多くの恩恵を受けているこ契約解除に制限を設けることなどが挙げられる。とがわかった。

それにより、住宅市場における流動性が高まり、持ち家率が低下し、すべての家計の経済厚生は増2－5．おわりに加すると期待できる。

本章では、各世帯は生涯を通じて効用最大化に基づいて最適な居住形態（持ち家、一般借家、定本章は Seko and Sumita (2007b)の分析を要約期借家）を選択すると仮定し、まず初めに誘導型したものである。
より詳細な分析結果については、

16

土地総合研究 2017年冬号

Seko and Sumita (2007b)を参照のこと。

造：一般借家家賃と定期借家家賃の期間構造の比較分析
本章では、中途解約可能なリース契約（オペレーティングリースや日本の 2,000 万戸の借家契約に共通）の賃料の期間構造を理論的・実証的に検討した。換言するならば、摩擦要因と賃料のリスクプレミアムが存在する場合の、借り手の最適な定期借家家賃 － 一般借家家賃

３．中途解約可能なリース契約の賃料の期間構

図２ 定期借家家賃と一般借家家賃との差
0.5
0.4
0.3
0.20.10-0.1-0.2
-0.3
-0.4
-0.5
-0.6

高空家率地域
低空家率地域1

中途解約および解約決定行動と、貸し手の合理的な登録賃料決定行動をモデル化した際の、中途解約可能リース契約の均衡賃料期間構造の分析を行った。

2

3
契約年数

45

出所：Yoshida, Seko and Sumita(2016) Figure 5 より作成

低空家率地域では、契約期間が長くなると、定期

Yoshida, Seko and Sumita(2016)によれば、理借家と一般借家の家賃の差は 0 に接近するが、高論的に我が国の借家契約のような中途解約が可能空家率地域では、短期の契約において、定期借家な場合、家主の直面する取引コスト(契約コストやの家賃は一般借家よりも高くなる傾向が確認でき空室によるコスト)が低い場合には、契約期間が長た。

くなるに従い、定期借家家賃は一般借家家賃に接この研究結果は、契約の期間構造を解釈する際近する傾向を示す。つまり、理論的には、借主がには内包されたオプション、契約費用、市場の空リース契約をいかなる時点でも解約可能ならば、室率等に注意を払う必要があることを示している。

摩擦のない経済では賃料の期間構造は右上がりになることを示すことができる。

本章は、Yoshida，Seko and Sumita(2016)の分

しかし、家主の取引コストが高い場合には、短析を要約したものである。より詳細な分析結果にい契約期間の家賃は、家主にとっての取引コストついては、Yoshida, Seko and Sumita(2016)を参を埋め合わせるためにも、一般借家家賃よりも高照のこと。

くなる傾向がある。定期借家契約の家賃では、取引コストが重要となるのである。つまり、貸主の以上、借家市場の流動化と整備という観点より、リースコスト（摩擦要因）をモデルに加えると、その中でも主に、定期借家をめぐる三つの研究を短期の契約においては初期賃料が高く設定され、紹介したが、今後の不動産流通の促進のためには、これらは日本の借家市場のデータを用いた実証結

定期借家を普及することの有効性が、積極的に検果と整合的である。この場合、短期契約における討されるべきであろう。

賃貸市場は借主の信用度によって分断される。たとえば、少数の信用力の低い借主は、彼らに長期参考文献のリースが提示されないならば、高い短期賃料を瀬古美喜『日本の住宅市場と家計行動』、東京大学出版

受け入れざるを得ないという説明が可能である。
図２に、空家率を取引コストの代理変数としてJHPS/KHPS1を用いて分析した結果が示されている。

1

JHPS/KHPS とは、日本家計パネル調査、Japan会、2014 年.
Grenadier,S.R.,(1995)”Valuing Lease Contracts: A
Real-Option Approach,” Journal of FinancialEconomics, 38(3), pp.297-331.

Household Panel Survey をさす。

土地総合研究 2017年冬号

Seko, Miki and Kazuto Sumita (2007a)“Effects ofGovernment Policies on Residential Mobility inJapan: Income Tax Deduction System and the Rental
Act” Journal of Housing Economics, 16(2),pp.167-188.（邦語短縮版：「わが国の住替えに関する制度・政策の影響」『季刊住宅土地経済』2008 年夏号,No.69, pp.12-22.）
Seko, Miki and Kazuto Sumita(2007b)“JapaneseHousing Tenure Choice and Welfare Implications
After the Revision of the Tenant Protection Law”

Journal of Real Estate Finance and Economics,
35(3), pp.357-383. （邦語短縮版：「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 年夏号, No.81, pp.26-38.）
Yoshida, Jiro, Miki Seko and Kazuto Sumita (2016)“The Rent Term Premium for Cancellable Leases”,

Journal of Real Estate Finance and Economics,
52(4), pp.480-511.

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