土地総合研究 2021年冬号

77研究ノート

日本における住宅価格と経済活動の関係性の変化
― 住宅価格の循環変動の上昇局面における比較 ―大越 利之はじめにに緩められてきた金融条件のもとにおいても、住日本の住宅価格の変化を  年ほど振り返ると、宅価格の変化の方向は一様ではない。

 年代初頭の不動産バブル崩壊以降、住宅価格

 年は新型コロナウィルスの蔓延の影響によは約  年という長期にわたり下落傾向が続いた。

り経済活動は停滞し、 年第 四半期の実質*'3

その後、住宅価格は  年代中盤を底に、数年ごは ％減少し、その減少幅はリーマンショックとに上昇局面、下落局面を繰り返す価格の循環変直後の落ち込みを大きく上回った。その後もコロ動を示してきた（図 ） 。この間、日本ではゼロナショック以前の水準まで日々の経済活動や実体金利政策や量的緩和政策、最近ではマイナス金利経済は回復することはできていない（ 年  月

政策などの非伝統的金融政策と言われる金融緩和時点）。一方で、株価はコロナショック直後に大き策が一貫して採用されてきた。金融政策と住宅市く低下したものの、その後は一転して上昇傾向を場は密接に関係していると考えられるが、継続的続けている。不動産市場については、テレワーク

図 ．住宅価格指数の推移（実質・季節調整値）

















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



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









価格下落期

住宅価格指数（実質・季節調整値）



出所：「不動建住宅価格指数」（日本不動産研究所）、「消費者物価指数」（総務省）より筆者作成



「不動建住宅価格指数」（日本不動産研究所）の既存マンション・首都圏総合を「消費者物価指数（総合）」（総務省）によりデフレートした実質値。;$5,0$により季節調整した。



78

土地総合研究 2021年冬号の普及に伴うオフィス需要の減少に伴い、長期にわたり上昇傾向にあったオフィス賃料は低下

図 ．年間世帯収入別資産構成：二人以上世帯
に、低下傾向にあった空室率は上昇に転じた。
しかしながら、住宅価格はコロナショック後も

大きく下落することなく、安定して推移してい

るようにみえる。実体経済と住宅価格の間の関係にも変化が現れてきている可能性がある。こ

れらを踏まえ、本稿では、日本における住宅価

格と経済活動の関係性の時間を通じた変化について考察する。

















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





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











Ⅰ: ~334 Ⅱ: ~468 Ⅲ: ~630 Ⅳ: ~873 Ⅴ: 873万円万円万円万円万円a

本稿の次節以降の構成は以下のとおりである。
第  節にて住宅価格と実体経済の関係を表す経預貯金有価証券済モデルを概説する。第  節では、 年代中住宅・宅地その他実物盤以降の住宅価格の上昇局面と下落局面を特定

その他金融

出所：
「 年全国消費実態調査」（総務省）より筆者作成する。第  節では、7939$5 モデルを用いて住宅価格と実体経済の関係性の変化について考察す効果が機能するならば、日本においても住宅・宅る。最後に第  節をまとめとする。

地の価値の上昇は家計行動に影響をもたらす可能性がある。
 年の「住宅・土地統計調査」（総務省統計住宅価格と経済活動の関係
住宅価格、不動産価格の経済における役割は非局）によると、日本の住宅全体に占める持ち家住常に大きい。 年代初頭の日本の不動産バブル宅率は ％である。また、住宅は日本の家計が崩壊後の長期不況、米国の  年代後半の住宅バ保有する貯蓄（資産）の約 ％を占める主たる資ブル崩壊を引き金とした世界金融危機など、住宅産である。二人以上世帯の年間世帯収入別（五分価格や不動産価格バブルの崩壊とその後の経済危位）の資産構成で見ても、住宅・宅地はどの所得機は、密接に関係していると考えられる。経済理階層においても重要な資産であることがわかる

論においても、%HUQDQNHDQG*HUWOHU  、（図 ）。住宅価格の上昇は、銀行貸出の増加を通.L\RWDNLDQG0RRUH  に代表されるように、じた経済活動の活性や、資産効果を通じた民間部不動産などの資産価値（担保価値）の上昇が、資門の需要拡大に寄与すると考えられている。


金の借り手の借入制約を緩和させ、信用（銀行貸出）が拡大して総需要が増大すると、さらなる資住宅価格の転換点

産価格の上昇と景気拡大をもたらすという経済の日本の  年代中盤以降の住宅価格の循環変増幅メカニズムが提唱されている。これは金融政動の転換点（山・谷）を +DUGLQJDQG3DJDQ 策効果の波及経路としては、信用経路として知らのアルゴリズム %%4 を用いて選定する。この手れている。

法は内閣府経済社会研究所が景気基準日付の山・また米国では住宅を担保として銀行から融資を谷の選定に用いる %U\%RVFKDQ 法に修正を加えた受ける住宅抵当貸付が発達しているため、住宅価ものである。前掲の図  は、 年  月から 格が上昇すると家計の借り入れおよび家計消費が増加することが実証分析により明らかにされている &DVHHWDO 。住宅価格の上昇が持ち家の所有者を豊かにし、消費が促されるという資産

転換点の選定には (YLHZV %%4DGGLQ を用いた。
一循環は最短で  カ月、かつ価格上昇・下落局面はそれぞれ最短で  カ月という条件を課した。

%U\%RVFKDQ 法は 1%(5 全米経済研究所 により開発された個々の指標の山・谷を選定するために用いる統計

土地総合研究 2021年冬号

年  月までの住宅価格の推移を示しているが、シ

図 ． D 住宅価格指数（実質・季節調整値）

ャドー部分は住宅価格の下落局面である。不動産

79

バブル崩壊後の日本の住宅価格は、 年代中頃まで長期間にわたり下落傾向にあった。その後の約  年間は、住宅価格は上昇と下落を繰り返す循環変動を示している。特定された価格循環の谷から山までを住宅価格の上昇局面とすると、 年
代中盤以降に「Ⅰ： 年  月～ 年  月」、「Ⅱ： 年  月～ 年  月」、
「Ⅲ： 年

Ⅰ 2005.03
Ⅱ 2009.06
Ⅲ 2012.12
Ⅳ 2018.10 ヵ月

 月～ 年  月」、「Ⅳ： 年 ～（     

年 月）」の 度の住宅価格上昇期が観察される。

出所：「不動研住宅価格指数」（日本不動産研究所）より筆者

Ⅰ期はバブル崩壊後の最初の住宅市場の回復局面

作成

であり、期末の山は不動産のミニバブルと言われた時期である。Ⅱ期はリーマンショック後の価格

E 新設住宅着工戸数（季節調整値）
の谷からの回復期と考えられる。
Ⅲ期の始まりは、 大規模な経済拡張政策が採られたアベノミクスの 開始時期と重なっている。Ⅳ期は直近の住宅価格の動向を示している。
次に住宅市場と経済活動の時間を通じた関係を観察するために、 度の住宅価格上昇期における実質住宅価格、新設住宅着工戸数（総計）、消費総合指数（実質・季節調整値）の動きを比較する。












     

図  は、Ⅰ～Ⅳの住宅価格上昇期の開始年月の各変数を  に基準化し、変数間の動的な変化を表示されている。
図  D の住宅価格の上昇期をみると、Ⅰ期は



出所：「建築着工統計」（国土交通省）より筆者作成

したものである。なお、参考として新設住宅着工
戸数および消費総合指数の時系列の推移が図  にヵ月

F 消費総合指数（実質・季節調整値）


 カ月で価格は約 ％上昇した。Ⅱ期は  カ月で ％、Ⅲ期は  カ月で ％、直近のⅣ期は  年  月までの  カ月間で ％上昇している。なお、Ⅳ期の山の頂点の時期と大きさを推測することは困難であるが、他の上昇局面と比較すると、これまでのところⅢ期（アベノミクス期）の推移と似た動きを示しているように見える。


ヵ月     
出所：「消費総合指数」（内閣府）より筆者作成的手法である。個別系列ごとに、特異値を補正しつつ、異なる移動平均法を複数回にわたって施しながら、一定の条件の下で、段階的に山・谷を選定する。

新設住宅着工戸数（総計）は「住宅着工統計」（国土交通省）から得られる値を ;$5,0$ により季節調整した。





80

土地総合研究 2021年冬号

図  D 新設住宅着工戸数（季節調整値）

E 消費総合指数（実質・季節調整値： 年 ）











出所：
「建築着工統計」（国土交通省）より筆者作成

図  E は住宅価格上昇局面における住宅着工



















出所：「消費総合指数」（内閣府）より筆者作成

金融政策ショックと住宅価格

戸数の推移を示している。Ⅰ期（ミニバブル期）

住宅価格と経済活動の関係性が変化した可能性

およびⅡ期（リーマンショックからの回復期）のを踏まえ、需要ショックが住宅価格および経済活

住宅着工戸数は、価格の谷である期首の  を上動へと波及する効果が時間とともにどのように変回って推移している 。一方でⅢ期の住宅価格上昇化したのかについて検証する。なお、需要ショッ局面では、期首の  を下回る期間が長い。
また、クには金融政策ショックを採用する。金融政策シ

直近のⅣ期では新型コロナウィルスによる経済シ

ョックが住宅価格および実態経済（実質消費）に

ョック以前から着工戸数は減少傾向にある。

与える影響が時間を通じて変化することを考慮し

図  F の消費総合指数は経済活動の規模を表た分析モデルとして 7939$5 モデル（時変多変量

す実質 *'3 の代理変数である。最初の  つの住宅自己回帰モデル）を用いる。このモデルは従来マ価格上昇期において実質消費は増加傾向にあった

クロ経済データ分析に幅広く用いられてきた 9$5

ものの、Ⅲ期では  年  月の消費税増税以降、モデルにパラメータが毎期変化するという仮定を安定的な増加傾向は観察されなくなっている。ま取り入れたものである。

た、直近のⅣ期では、住宅着工戸数と同様にコロサンプル期間は量的緩和政策導入以後の ナショック以前から実質消費は期首の  を下回

年  月から  年  月とし、（）金融政策ショる期間が多く、 年の終盤以降は減少傾向にあックの代理変数として準備預金（億円・対数値）る。 年代以降の住宅価格の循環のうち、前半（）および貸出約定平均金利（国内銀行・短期）、の  つと後半の  つの価格上昇局面において、住住宅価格指数（対数値）、（）消費総合指数（対数

宅価格と実体経済の関係性が変化している可能性が示唆される。


Ⅰ期の  か月目に着工戸数が急減は、 年  月に施行された改正建築基準法に伴う建築審査の厳格化の影響によるものであると考えられる。



9$5 モデルは、複数の経済変数で構成される変数ベクトルを自己ラグ（自らの過去の値）で説明する時系列モデルである。9$5 モデルについては宮尾  、7939$5モデルについては中島・渡部  が詳しく解説している。
 年代後半以降の日本は、ゼロ金利政策や量的緩和政策下にある期間が長く、金融政策をコールレートの動きだけでとらえることはできない。よって準備預金および中間目標である貸出約定平均金利を金融政策の代理変数として採用した。



土地総合研究 2021年冬号

図 ．準備預金ショック（緩和）

図 ．金利ショック（引締め）

D 住宅価格の反応

D 住宅価格の反応

impulse response of lnprice.0025.0000

2005M032009M06
2012M12
2018M10.0020.0015

2005M03-.0005

2009M06-.0010

2012M12-.0015

2018M10-.0020.0010-.0025.0005-.0030.0000-.0035102030405060

1020304050



E 実質消費の反応

E 実質消費の反応

.0010.0020.0005

2009M06.0000

2012M12

2005M032009M06
2012M122018M10.0015.001060

2005M032018M10-.0005-.0010-.0015.0005-.0020.0000-.000581-.0025

1020304050

10203040506060

値）の  変数 7939$5 モデルを推計する 。なお、合する。

準備預金は消費者物価指数（総合）でデフレート

準備預金に対するショックの住宅価格の反応をした実質値である。この小規模な経済モデルは、

見ると、反応の大きさは時期によって異なる（図節で述べた金融政策の信用経路などの経済理論に

 D ）。Ⅰ期（ミニバブルまで）・Ⅱ期（リーマンよって支持される。

ショック後の回復期）よりも、Ⅲ期（アベノミク

図 、
 は 7939$5 モデルの推計によって得られス）
・Ⅳ期（直近）において反応が大きいことが分たインパルス応答関数を表している 。準備預金がかる。一方で、実質消費の反応の各期の差は小さ増大するようなショック（緩和的な金融政策ショい（図  E ）。

ック）は、住宅価格および実質消費にプラスの影

図  D E は、貸出金利を上昇させるような引響を与える（図 ）。なお、これらの住宅価格と実締め的な金融政策ショックに対する住宅価格と実質消費の反応は第  節で紹介された経済理論と整質消費の反応を表している。金利ショック（金融引締めショック）に対しても、住宅価格の反応の推計には (YLHZV 7969$5DGGLQ を用いた。
「インパルス」はショックを表し、「応答関数」はシ
ョックに対する経済変数（内生変数）の反応の経路を示す。
ただし、金融政策の住宅価格と実質消費に対する効果は± 標準誤差の信頼区間からみると統計的に明確ではない（図 ）。82

土地総合研究 2021年冬号

図 ．準備預金ショック（緩和）

図 ．金利ショック（引締め）

D 住宅価格の反応（0）

D 住宅価格の反応（0）

.020.005.015.000.010-.005.005-.010.000-.015-.005

102030405060-.020

102030

E 実質消費の反応（0）

E 実質消費の反応（0）

.004.004.002.002.000

405060-.002.000-.004-.002-.006

102030405060-.004
102030405060
注．実線は金融政策ショックに対する各変数の反応の経路、破線はそれらの信頼区間（± 標準誤差）を示している。
図  では信頼区間の下限が横軸（ゼロ）を上回れば、図  では信頼区間の上限がゼロを下回れば、各変数は理論と整合した統計的に有意な反応を示していると解釈される。

大きさは各期で異なり、特に直近のⅣ期において変化について検討した。7939$5 モデルの推定に大きくマイナスの反応を示している。一方で、実よる分析の結果、金融政策の実質消費に対する波

質消費の各期の反応の差は、住宅価格と比較して及効果は時間を通じての変化がほとんど見られな小さい 。いのに対し、住宅価格に対する影響は変化してい以上の結果から、 年代以降の金融緩和政策る可能性が示された。特に、 年  月を谷とが実質消費に与えた影響は、 つの住宅価格の上する直近の住宅価格の上昇局面では、他の上昇局昇局面で差異が小さいのに対し、住宅価格に与え面と比較して、住宅価格に与える影響度が高まった影響は各期で異なり、特に  年のアベノミクていることが示唆された。ただし、推計された効スによる大規模な経済政策が採用されて以降果には統計的優位性が担保されておらず、住宅価（Ⅲ・Ⅳ期）に強まったことが示唆される。

格や実質消費が金融政策から受ける影響は、極めおわりにて小さくなっていると推察される。また、9$5 モ
デルの推計においては、推計方法、変数の数、採

本稿では、日本の  年代中盤以降の住宅価格

用する変数、サンプル期間などにより結果が異なの循環変動における谷と山を選定し、住宅価格のるため、本稿の分析結果の解釈には十分な留意が上昇局面における住宅価格と実体経済の関係性の必要である。
また、金融政策の波及効果が時間を通じて変化脚注  と同様（図 ）。

土地総合研究 2021年冬号

した要因については本稿では分析されていない。



米国の先行研究である $DVWYHLWHWDO  お

よび $OEXTXHUTXHHWDO  は、リーマンショ

ック後の住宅市場の回復期における住宅供給の価格弾力性の低下を明らかにし、住宅需要の回復は住宅建設の増加ではなく価格の上昇に吸収されている可能性を示唆した。日本においても住宅供給の価格弾力性が低下しており、住宅需要に対する正のショックが住宅価格の上昇に吸収されている可能性も考えられる。金融政策と住宅価格、住宅価格と実体経済の関係性の時間を通じた変化の要因の検証は、今後の課題である。

参考文献 $DVWYHLW.$OEXTXHUTXH%DQG$QXQGVHQ$  “7KHGHFOLQLQJHODVWLFLW\RI86KRXVLQJVXSSO\”9R[(8RUJ)HEUXDU\ $OEXTXHUTXH%,VHULQJKDXVHQ0DQG2SLW])
 “0RQHWDU\SROLF\DQG86KRXVLQJH[SDQVLRQV:KDWZHFDQH[SHFWIRUWKHSRVW&29,'KRXVLQJUHFRYHU\”9R[(8RUJ-XQH
 %HUQDQNH%DQG*HUWOHU0  “$JHQF\&RVWV
1HW :RUWK DQG%XVLQHVV)OXFWXDWLRQV” $PHULFDQ(FRQRPLF5HYLHZ   &DVH.(4XLJOH\-0DQG6KLOOHU5-  “&RPSDULQJ:HDOWK(IIHFWV7KH6WRFN0DUNHWYHUVXVWKH +RXVLQJ 0DUNHW” 7KH %( -RXUQDO RI

0DFURHFRQRPLFV'H*UX\WHU  
 +DUGLQJ'DQG3DJDQ$  “'LVVHFWLQJWKH
F\FOHDPHWKRGRORJLFDOLQYHVWLJDWLRQ”-RXUQDORI

0RQHWDU\(FRQRPLFV  
 .L\RWDNL1DQG0RRUH-  “&UHGLW&\FOHV”

-RXUQDORI3ROLWLFDO(FRQRP\  
 3ULPLFHUL*(  “7LPH9DU\LQJ6WUXFWXUDO
9HFWRU $XWRUHJUHVVLRQV DQG 0RQHWDU\ 3ROLF\”

5HYLHZRI(FRQRPLF6WXGLHV
 中島上智・渡部敏明（）「時変ベクトル自己回帰モデル－サーベイと日本のマクロデータへの応用－」『経済研究』  ，． 宮尾龍蔵  『マクロ金融政策の時系列分析』日本経済新聞社．

[おおこし としゆき]
[(一財)土地総合研究所 客員主任研究員]

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