論 文

住宅金融支援機構の証券化支援事業が地域の住宅金融情勢に与えた影響

家 森

信 善*

（名古屋大学大学院経済学研究科教授）

近 藤

万 峰 **（愛知学院大学商学部准教授）

１．はじめに「官から民へ」というスローガンのもと，今日，わが国では，特殊法人改革が積極的に進められている。
その意図するところは，市場経済のルールに則り，民間にできることは民間に任せ，政府は，あくまで民業の補完に徹するというものである。政府系金融機関についても，この趣旨に基づいた改革が進められているが，そのフロントライナーとして位置づけられてきたのが，旧住宅金融公庫（現住宅金融支援機構）の改革である 1)。
後に詳述するように，住宅金融支援機構は，住宅金融公庫であった時代に，住宅資金の供給業務から原則撤退し，民間金融機関による住宅資金の供給を円滑にするための機関となるに至った。具体的には，長期・固定金利の「フラット 35」と呼ばれる住宅ローン商品を，民間金融機関が円滑に提供できるよう証券化支援事業を行っている。旧住宅金融公庫の直接融資では，全取扱金融機関で同一の金利が適用されていたが，それとは異なり，このフラット 35 の住宅ローン金利においては，各金融機関が，手数料部分を自由に設定することが認められている。
今日，わが国が指向している民間主導の市場においては，市場原理に基づいた適正な価格競争が繰り広げられていなければならない。フラット 35 を例にとるならば，手数料部分の価格競争が，全国規模で展開されていなければならないこととなる。もし，フラット 35 の市場が，地域（例えば，都道府県）毎に形成されており，地域内の少数の民間金融機関によって，手数料部分の寡占的な価格決定が行われているとす*1963 年滋賀県生まれ。1986 年滋賀大学経済学部卒業，1988 年神戸大学大学院経済学研究科博士前期課程修了。姫路獨協大学経済情報学部助教授，名古屋大学大学院経済学研究科助教授などを経て，現職。博士（経済学）。この間，コロンビア大学，サンフランシスコ連邦準備銀行などの客員研究員。著書に『地域金融システムの危機と中小企業金融』（千倉書房，2004 年）などがある。
**
1973 年愛知県生まれ。1997 年名古屋大学経済学部卒業，2003 年名古屋大学大学院経済学研究科博士後期課程修了。名古屋大学大学院経済学研究科助手，愛知学院大学商学部専任講師などを経て，現職。博士（経済学）。論文：「信用金庫業における ATM の役割－個人預金業務を中心として－」（『信金中金月報』第 5 巻第 9 号，2006 年）他。
1)
住宅金融公庫は，2007 年 4 月から，独立行政法人住宅金融支援機構となった。

- 125 -

会計検査研究

No.36（2007.9）

れば，それは，「官から民へ」の趣旨に反しているため，国民に良質な住宅金融サービスを提供するためには，公的機関の業務を証券化支援事業に限定するという現行の制度を見直す必要性が出てくるであろう。
また，フラット 35 の金利が，全国市場における自由競争によって決まっていることが明らかとなれば，住宅金融支援機構以外の政府系金融機関の今後の業務のあり方についても，示唆が得られる。例えば，フラット 35 の金利決定において，市場原理が十分に働いているのであれば，直接融資の代替として，証券化が十分に機能していることを意味するので，政府系金融機関による証券化支援事業の対象を，民間金融機
関の他の貸出債権に広げていくという案も検討に値するであろう。また，2006 年 5 月 26 日に成立した行政改革推進法により，例えば，中小企業金融公庫は，一般貸付から撤退し，政策誘導を目的とした特別貸付のみに徹することとなったが，もし，民間金融機関が，フラット 35 の提供において，地域内で寡占的な行動をとっているのであれば，中小企業向け融資においても，同様の行動をとる可能性があり，現在の改革の方向性を再検討せざるを得なくなってくるであろう。
そこで，本稿では，旧住宅金融公庫による証券化支援事業の担い手として誕生したフラット 35 の市場の地域分断仮説を検証することを通じて，現在の特殊法人改革の方向性が妥当なものであるかを評価する
ための判断材料を提供することを目的としている 2)。具体的には，Kano and Tsutsui(2003)や家森･近藤(2005)の手法を用いて，フラット 35 の市場が，全国で 1 つに連結されたものとなっているのか，もしくは，地域毎に分断されているのか，を明らかにしていくこととしたい 3)。
本稿の構成は，以下の通りである。第 2 節では，フラット 35 の商品性について説明するとともに，同商品の金利とそのちらばりの時系列的な推移を概観する。第 3 節では，フラット 35 の市場が，都道府県毎に分断されているかを，
地域銀行のフラット 35 の金利の相関係数の分析や需給均衡式の推定を通じて明らかにする。第 4 節では，本稿から得られた結論をまとめるとともに，フラット 35 の今後のあり方について考察する。

２．フラット 35 の商品性と金利の動き（１）住宅金融支援機構による証券化支援事業とフラット 35（i）フラット 35 の商品性
2003 年 6 月の国会において，住宅金融公庫法が改正され，旧住宅金融公庫が，新たに証券化支援事業を行うことが決められた。フラット 35 は，この旧住宅金融公庫の証券化支援事業によって誕生した商品である。本項では，証券支援事業の概要とフラット 35 の商品性について説明していくこととしよう。
住宅金融支援機構による証券化支援事業は，住宅金融公庫であった頃から，「買取型」と「保証型」の 2本立てで行われている。買取型は，住宅金融支援機構が，民間金融機関等の住宅ローン債権を買い取り，その債権を担保に，MBS を発行することによって，民間金融機関等による長期・固定金利の住宅ローン商品の供給を支援するものである。保証型は，住宅金融支援機構が，民間金融機関の長期・固定金利の住宅ローンに対し，住宅融資保険制度によって信用補完を行った上で，当該住宅ローンを担保として発行された債券について，投資家に期日通りの元利金の支払いを保証するというものである。
2003 年 10 月から，民間金融機関が，最長 35 年に渡る長期・固定金利の住宅ローン商品である新型住宅
2)

住宅金融市場の改革が，住宅金融の利用者に及ぼす影響について分析した研究には，他に家森・近藤(2004a,b)がある。
金融市場の分断仮説を，金利データを用いて検証している先行研究には，Keeley and Zimmeaman(1985)，Jackson(1992)等がある。家森・近藤(2005)を参照。
3)- 126 -

住宅金融支援機構の証券化支援事業が地域の住宅金融情勢に与えた影響

ローン（現在のフラット 35）の販売を開始した。従来，民間金融機関は，自らが提供する長期・固定金利型の住宅ローン商品の貸し倒れリスクと金利変動リスクを自力で負わなければならなかったのであるが，フラット 35 は，証券化支援事業の買取型の仕組みを活用することによって，リスクを旧住宅金融公庫（現住宅金融支援機構）や投資家に負ってもらうことが可能となった。このことによって，民間金融機関が，長期・固定金利での住宅ローンを提供することが容易になったのである。
フラット 35 の金利は，住宅金融支援機構が発行する MBS のクーポンに機構所定の事業運営費用を加え，それに，各金融機関が自由裁量で決められる手数料（図 1 のサービシングフィー）を上乗せして設定される（図 1 を参照）
。したがって，フラット 35 の窓口金融機関での金利は，金融機関によってそれぞれ異なる。ここが，旧住宅金融公庫の直接融資のケースと大きく異なる点である。

図1 証券化ローン金利の構成図【証券化ローン金利の構成図（平成18年５月）】
サービシングフィー（民間金融機関の受取額）

公庫の事業運営費用（0. 70%）（※１）

ー

証
券
化
ロ
ン
金
利

スプレッド（0. 39%）

（2.870%～4.000%）（※２）

MBSクーポン（投資家の受取額）（2.29%）
10年国債金利（1. 90%）

※１： 平成17年６月より、金利変動準備基金の活用等によりパイプラインリスク対応費用を0.20%引き下げている。
また、平成18年４月より、事業全体の寄与度及び事業量の伸び率に応じて、更に最大0.15%引き下げている。
※２： 平成18年５月適用分のもの。

（出所） 旧住宅金融公庫資料（ii）証券化支援事業を推進させる動き
証券化支援事業をさらに推進するために，フラット 35 の商品性は見直しが行われてきた。例えば，平成 17 年度には，買取型の内容を以下のように改善している。①融資額の上限を 5000 万円から 8000 万円に引き上げる，②住宅建設費等の上限を 1 億円未満から 1 億円以下に改善する，③床面積上限要件（280m2）- 127 -

会計検査研究

No.36（2007.9）を撤廃する，④中古住宅の築後年数要件（10 年以内）を撤廃する，⑤償還期間の下限を 20 年以上から 15
年以上に緩和する（申し込み受理時年齢が 60 歳以上の場合は，償還期限の下限を 10 年とし，また，完済
時年齢の上限は，80 歳とする），⑥親族居住用住宅を対象に追加する，⑦フラット 35 と併せて行われる民間プロパーローンについて，住宅融資保険の対象とする制度を創設する，⑧フラット 35 と財形融資との併用を可能とする，⑨省エネルギー性能，耐震性能又はバリアフリー性能の高い住宅について，提示金利を引き下げる 4)。
また，証券化支援事業にまつわる事業費の移り変わりを表 1 に示したが，予算，戸数についても，同事
業の活用を促すように，年々増大させているのが読み取れる。

表 1 事業費の推移
平成 16 年度

平成 17 年度

平成 18 年度

買取型

7 万戸（1.4 兆円）

9 万戸（1.8 兆円）

11 万戸（2.2 兆円）

保証型

1 万戸（0.2 兆円）

1 万戸（0.2 兆円）

1 万戸（0.2 兆円）

計

8 万戸（1.6 兆円）

10 万戸（2.0 兆円）

12 万戸（2.4 兆円）（出所）旧住宅金融公庫のホームページ（２）金利の動き
本項では，フラット 35 の金利の水準やそのちらばりが，時間の経過とともにどのように変化しているかを考察していこう。図 2 は，2003 年 10 月から 2006 年 9 月までのフラット 35 の単純平均金利と，2003
年 10 月から 2006 年 7 月までの各金融機関の裁量による上乗せ手数料部分（裁量金利と呼ぶことにする）の推移を示したものである。
ただし，手数料部分を直接データとして得ることはできなかったため，次のように算出することとした。
なお，ここで使用するデータは，住宅金融公庫の時のものであるので，本節では，住宅金融支援機構のことを住宅金融公庫と呼ぶこととする。図１に示したように，住宅金融公庫の発行する MBS の金利は，長期国債の金利にスプレッドを加えたものであるが，そのスプレッドは，住宅金融公庫の信用リスクや流動性リスクを反映しており，短期的に変動しないと想定した。したがって，民間金融機関にとって原価に相当する金利は，国債金利に連動するものと考えることができる。
そこで，フラット 35 の単純平均金利から，住宅金融公庫の事業運営費用と長期国債（10 年）新発債流通利回りを引いたものを，裁量金利と呼ぶことにした。したがって，図１の場合で言えば，ここで求めた裁量金利から，0.39％（住宅金融公庫のスプレッド）を控除したものが，真の民間金融機関の手数料となる。なお，住宅金融公庫の事業運営費用は，図1 の注にあるように，段階的に引き下げられたため，2005 年 5 月までは 1.05％，2005 年 6 月から 2006 年 3月までは 0.85％，2006 年 4 月以降は 0.7％とした。

4)

これらのうち，①から⑦までは，保証型についても同様の改善がなされている。

- 128 -

住宅金融支援機構の証券化支援事業が地域の住宅金融情勢に与えた影響

図 2 金利の推移
4
3.5
3

％

2.5
平均金利
裁量金利

2
1.5
1
0.5

20
03
年
20 10月04
年
20 1 月04
年
20 4 月
04
20 年7
04 月
年
20 10月05
年
20 1 月05
年
20 4 月
05
20 年7
05 月
年
20 10月06
年
20 1 月06
年
20 4 月06
年
7月

0（注）旧住宅金融公庫と日本銀行のホームページのデータに基づき，著者作成。

単純平均金利（図 2 の平均金利）は，2004 年 12 月に，2％台に低下し，その後も比較的低い水準で推移していたものの，量的緩和政策が解除された後の 2006 年 4 月以降は，再び 3％台に戻っている。一方，手数料部分である裁量金利は，でこぼこしてはいるものの，概ね時間の経過とともに下落していく傾向にある。仔細に見ていくと，2004 年 11 月までは，（一部の例外月を除けば）0.5％から 1.0％の範囲内で推移していたのに対し，2004 年 12 月以降は，0.5％を切る水準に落ち着いている。ここから，単純平均金利については，マクロ経済環境や金融政策の方向性とほぼ連動する動きを示しているのに対し，各行の裁量による手数料部分については，価格引き下げ競争が起こっている可能性があると考えられる。
次に，フラット 35 の金利のちらばりの変化を見ていこう。図 3 は，単純平均金利と，最高金利，最低金利の推移を示したものであり，
図4は，各月にフラット35の金利データを得ることができた銀行を対象に，フラット 35 の金利の分散を計算し，その推移を示したものである。

- 129 -

会計検査研究

No.36（2007.9）

図 3 最高金利と最低金利の推移
5
4.5
4
3.5
％

3

平均金利
最高金利
最低金利

2.5
2
1.5
1
0.5
2003年10月
2003年12月
2004年2月
2004年4月
2004年6月
2004年8月
2004年10月
2004年12月
2005年2月
2005年4月
2005年6月
2005年8月
2005年10月
2005年12月
2006年2月
2006年4月
2006年6月
2006年8月

0（注）旧住宅金融公庫のホームページの資料に基づき，著者作成。

図 4 分散の推移（銀行間）
0.09
0.08
0.07
0.06
0.05
0.04
0.03
0.02
0.01

20
03
年
20 10
03 月
年
20 12月04
年
2 0 2月04
年
2 0 4月04
年
2 0 6月
04
20 年8
04 月
年
20 10
04 月
年
20 12月05
年
2 0 2月05
年
2 0 4月05
年
2 0 6月
05
20 年8
05 月
年
20 10
05 月
年
20 12月06
年
2 0 2月06
年
2 0 4月06
年
2 0 6月06年
8月

0（注）旧住宅金融公庫の提供資料と『住宅金融月報』の掲載データに基づき，著者作成。

まず，図 3 を見ると，2004 年 7 月から 2005 年 5 月までにかけては，最大値と最小値の開きが，1.3 から
1.9 程度であったものの，それ以降は，1 を若干超える程度で推移しており，2006 年 8 月，9 月には，0.81にまで縮まっている。次に，図 4 を見ると，2004 年 11 月までは，低下傾向にあり，同 12 月に，一時的に急上昇したものの，それ以後は，低下している。2005 年 6 月以降は，0.017 から 0.027 程度の低水準で，ほぼ横ばいに推移している。
- 130 -

住宅金融支援機構の証券化支援事業が地域の住宅金融情勢に与えた影響

図 5 は，次節以降で分析する 2004 年 11 月から 2006 年 8 月までの全期間について 5)，フラット 35 の金利データが得られた 77 地域銀行を対象に，都道府県毎の平均金利を算出し，その分散の推移を示したものである。

図 5 分散の推移（都道府県間）
0.07
0.06
0.05
0.04
0.03
0.02
0.01

2006年8月

2006年7月

2006年6月

2006年5月

2006年4月

2006年3月

2006年2月

2006年1月

2005年12月

2005年11月

2005年10月

2005年9月

2005年8月

2005年7月

2005年6月

2005年5月

2005年4月

2005年3月

2005年2月

2005年1月

2004年12月

2004年11月

0（注）旧住宅金融公庫の提供資料と『住宅金融月報』の掲載データに基づき，著者作成。

ここから，図 4 における 2004 年 11 月以降の分散の動きと同じく，概ね時間の経過とともに，地域間の金利のちらばりが，小さくなっていく傾向が見てとれる。とりわけ，2005 年 2 月と 2005 年 6 月には，かなり大きく低下しており，2005 年 6 月以降は，低水準でほぼ横ばいに推移している。
以上から，銀行間においても，都道府県間においても，フラット 35 の金利のちらばりが，小さくなっていく傾向にあることが示された。このことから，各銀行の上乗せ手数料部分の引き下げ競争が，年々激しくなっており，フラット 35 の金利が，全体としてほぼ同じ水準に収束していく傾向にある可能性を指摘できる。

３．フラット 35 市場の地域分断仮説の検証（１）全国市場の分析
前節において，都道府県間のフラット 35 の金利のばらつきが，時間の経過とともに小さくなっており，
全国市場が，統合されていく傾向にある可能性が示された。本節では，都道府県間の金利の相関を調べる
ことを通じて，フラット 35 の市場が，地域毎に分断されているかを検証していこう。
具体的には，2004 年 11 月から 2006 年 8 月までの 22 ヶ月間について，フラット 35 の金利データが得ら
5)

フラット 35 は，2003 年 10 月に導入されたが，必ずしも多くの金融機関が，当初から参加していたのではなく，後に，徐々に参加金融機関が増えていった。そこで，データの期間の長さとサンプル銀行の数とを考慮に入れた結果，この期間を分析対象にすることとした。

- 131 -

会計検査研究

No.36（2007.9）

れた 77 地域銀行を対象に，すべての組み合わせについて相関係数を求めてみることとした。地域銀行の組
み合わせは，全部で 2926 通りである。表 2 に，相関係数の記述統計量を示した。
表 2 相関係数の記述統計量
最大値

1

最小値

0.052

平均

0.804

標準偏差

0.161

サンプル数

2926

すべての組み合わせの相関係数の単純平均は，0.804 であり，
地域銀行間のフラット 35 の金利の相関は，正でかつ，強いと言える。
全地域銀行の組み合わせのうち，同一都道府県内にある銀行同士の組み合わせは，43 通りある。その相関係数の平均を求めてみたところ，0.886 であり，全組み合わせの平均をやや上回った。つまり，同じ都道
府県内にある地域銀行のフラット 35 の金利の動きが，かなり類似していることとなり，フラット 35 の市場が，都道府県毎に形成されているようにも見える。
他方，表 3 に示した相関係数が 0.998 以上の銀行の組み合わせを見てみると，伊予銀行－愛媛銀行，第四銀行－北越銀行，静岡銀行－清水銀行，阿波銀行－徳島銀行といった同一県内にある銀行同士の組み合
わせが見られる一方で，都道府県が異なる銀行同士の組み合わせも，全 14 通りのうち 10 通り存在する。
したがって，同一都道府県内の銀行の組み合わせのみにおいて，金利が顕著に類似しているとは，断言できそうにない。
表 3 相関係数が 0.998 以上の組み合わせ
相関係数が 1 の組み合わせ
北國（石川県）－徳島（徳島県）
伊予（愛媛県）－愛媛（愛媛県）
福岡（福岡県）－佐賀（佐賀県）
相関係数が 0.998 以上の組み合わせ（カッコ内は相関係数）
札幌（北海道）－庄内（山形県）（0.999）第四（新潟県）－北越（新潟県）（0.999）北陸（富山県）－北國（石川県）（0.999）北陸（富山県）－徳島（徳島県）（0.999）北國（石川県）－阿波（徳島県）（0.999）静岡（静岡県）－清水（静岡県）（0.999）阿波（徳島県）－徳島（徳島県）（0.999）北陸（富山県）－愛知（愛知県）（0.998）北陸（富山県）－阿波（徳島県）（0.998）愛知（愛知県）－阿波（徳島県）（0.998）阿波（徳島県）－香川（香川県）（0.998）- 132 -

住宅金融支援機構の証券化支援事業が地域の住宅金融情勢に与えた影響（２）東海 4 県の市場の分析
本節では，東海 4 県（岐阜県，静岡県，愛知県，三重県）を取り上げ，地域間のフラット 35 の金利の相関に，どのような特徴が見られるかを考察していこう。東海 4 県に本店を置く地域銀行（地銀，第二地銀）
12 行のすべての組み合わせについて相関係数を求め，その結果を表 4 に示した。なお，これらの銀行のフ
ラット 35 の金利データは，2004 年 6 月から 2006 年 8 月までの計 27 ヶ月分が，欠落なく得られたので，この期間内における相関係数を求めている。

表 4 東海 4 県の銀行同士の相関係数
大垣共立

十六

岐阜

静岡

スルガ

清水

愛知

名古屋

0.901

0.915

中京
0.953

三重
0.912

百五

第三

大垣共立

1.000

0.918

0.985

0.936

0.911

0.925

0.864

0.870

十六

0.918

1.000

0.934

0.961

0.866

0.955

0.992

0.998

0.954

0.900

0.941

0.963

岐阜

0.985

0.934

1.000

0.961

0.863

0.96

0.933

0.931

0.941

0.882

0.842

0.872

静岡

0.936

0.961

0.961

1.000

0.885

0.997

0.968

0.962

0.963

0.910

0.874

0.909

スルガ

0.911

0.866

0.863

0.885

1.000

0.855

0.837

0.865

0.952

0.977

0.907

0.875

清水

0.925

0.955

0.96

0.997

0.855

1.000

0.964

0.954

0.946

0.883

0.844

0.890

愛知

0.901

0.992

0.933

0.968

0.837

0.964

1.000

0.991

0.943

0.885

0.923

0.956

名古屋

0.915

0.998

0.931

0.962

0.865

0.954

0.991

1.000

0.953

0.903

0.945

0.968

中京

0.953

0.954

0.941

0.963

0.952

0.946

0.943

0.953

1.000

0.970

0.930

0.933

三重

0.912

0.900

0.882

0.910

0.977

0.883

0.885

0.903

0.970

1.000

0.938

0.935

百五

0.864

0.941

0.842

0.874

0.907

0.844

0.923

0.945

0.930

0.938

1.000

0.974

第三

0.870

0.963

0.872

0.909

0.875

0.890

0.956

0.968

0.933

0.935

0.974

1.000

表 4 を見ると，同一県内にある銀行同士の正の相関は，全体として極めて強いと言えよう。しかし，一方で，十六銀行－名古屋銀行の 0.998 やスルガ銀行－三重銀行の 0.977 などのように，他県の銀行同士の相関が，極めて強いケースも多数見られ，同一県内の銀行同士の金利の相関が，突出して高いとは言い難い。
実際に，家森・近藤(2005)における一般の住宅ローン商品の金利の相関係数と比較してみても，本稿におけるフラット 35 の金利については，同一県内の銀行同士の相関と他県の銀行同士の相関の差が，それほど大きいわけではない 6)。よって，前項の結果と併せて考えてみると，フラット 35 の市場が，都道府県毎に分断されているとは，必ずしも結論づけられないであろう。
（３）需給均衡式による分析
第（１），（２）項での分析から，フラット 35 の市場は，必ずしも都道府県毎に分断されているわけではない可能性が示された。本項では，この結論を，Kano and Tsutsui(2003)における推計式によって，さらに検証していくこととしよう。Kano and Tsutsui(2003)は，日本の地域銀行と信用金庫の貸出市場が，都道府県毎に形成されているかを分析するのに際し，下記のローン需給均衡式を推定している。

Ri = co + c1Yi + c 2 Di + c3 CORi

6)

家森・近藤(2005)は，民間金融機関の固定期間選択型住宅ローンの当初金利を使って分析を行っている。

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（１）

会計検査研究

No.36（2007.9）

ここで， Ri は（ i 都道府県）の金利，Yi は県内総生産， Di は総預金残高， CORi はハーフィンダール
指数（競争環境を表す変数）をそれぞれ表している。
市場が，都道府県毎に分断されているのであれば，Yi ， Di ， CORi は，金利に有意な影響を及ぼし，全国市場が，1 つに連結されているのであれば，これらの変数は，有意な符号をとらないこととなる。
本稿では，（１）式の推定に際し，県内におけるフラット 35 の競争環境を表す変数として，ハーフィン
ダール指数の代わりに，第（１）項で求めたフラット 35 の金利の相関係数を用いることとする 7)。具体的には，同一都道府県内にある銀行同士の相関係数の平均を CORi とする。
家森・近藤(2005)において論じられているように，市場が，都道府県毎に分断されているのであれば，金利相関の高さは，（１）地域における金融機関の寡占的行動を表している，（２）地域における金融機関の競争の激しさを表している，のいずれにも解釈可能である。なぜなら，地域において，金融機関が協調的に行動しているのであれば，当該地域の金融機関は，同じ水準の高い金利を（暗黙的であるにせよ）共
謀して付けるため，金利相関が高くなるからである。この場合，相関係数 CORi は，有意なプラスの符号をとる。
一方，地域における金融機関の競争が激しいのであれば，ある金融機関が金利を下げれば，他の金融機
関も，それに追随して金利を下げるという行動に出るため，結果として，金融機関同士の金利の動きが連動するようになる。この場合，相関係数 CORi は，有意なマイナスの符号をとる。もし，市場が，1 つに連結されているのであれば，全国のどの地域を取り出しても同質であり，都道府県間の競争環境の相違は，意味を持たないため，相関係数は，有意な符号をとらないであろう。
被説明変数は，2004 年 11 月から 2006 年 8 月までのフラット 35 の平均金利とする。なお，ここでの推定においては，都道府県別データを用いるが，フラット 35 を提供している地域銀行が，1 つも存在しない
地域や，2004 年 11 月から 2006 年 8 月までの全期間についてフラット 35 の金利データが得られる地域銀行が存在しない地域は，サンプルから除かざるを得なかった。その結果，サンプル数は，43 となった。

Yi は 2003 年 3 月の県内総生産， Di は 2005 年 3 月の預金残高であり，両変数とも自然対数に変換することにする。また，推定に際しては，標準誤差を White の方法によって算出している。フラット 35 の金利
データは，2005 年 10 月までについては，旧住宅金融公庫から提供を受けたものを用い，それ以降については，各月の『住宅金融月報』に掲載されているものを引用している。県内総生産と預金残高のデータは，『地域経済総覧』（東洋経済新報社）の 2006 年版に掲載されているものを利用した。
推定結果は，表 5 の通りである。
表 5 推定結果

定数項
県内総生産
預金残高
相関係数
修正済 R27)

フラット 35 の平均金利
係数
t値
p値
3.610
6.064
0.000
-0.076-1.222
0.229
0.535
0.666
0.510
-0.438-1.2110.233
0.045

個別銀行のフラット 35 の取扱い残高が公表されていないため，ハーフィンダール指数の算出が不能なためである。

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住宅金融支援機構の証券化支援事業が地域の住宅金融情勢に与えた影響

推定結果を見ると，Yi ，Di ，CORi は，いずれも有意な符号をとっていない 8)。よって，本節の第（１），（２）項において明らかにされたように，フラット 35 の市場は，必ずしも都道府県毎に形成されているわ
けではなく，ほぼ 1 つに統合されていると考えるのが妥当であろう。

４．おわりに本稿では，現在推し進められている特殊法人改革の方向性が，妥当なものであるかを評価するために，
住宅金融公庫が始めた証券化支援事業によって誕生したフラット 35 に焦点を当て，その市場が，一般の住宅ローン商品の市場と同じく，都道府県毎に分断されているかを，地域銀行の金利の相関係数の分析や需給均衡式の推定を通じて検証してきた。
その結果，フラット 35 の市場は，都道府県毎に分断されておらず，全国の市場が，ほぼ 1 つに連結されている可能性が高いことが示された。フラット 35 の導入により，消費者は，地域の金融機関の独自商品を選ぶこともできるし，全国均一の商品を選ぶこともできるようになった。フラット 35 の金利の設定において，各金融機関の仕入れ価格は，全国統一であるが，各金融機関は，マージンをいくら上乗せするかについての自由度を与えられている。この点が，全く同じ金利・条件で融資が行われてきた旧住宅金融公庫による直接融資との（利用者サイドから見た）大きな違いである。この仕組みは，各金融機関の創意工夫と競争を促進し，消費者の利益になることを狙って導入されたのであるが，金融機関間での競争が少ない地
域では，高いマージンを上乗せすることが可能であり，消費者にマイナスの影響が及ぶことが懸念された。
しかし，我々の分析結果からは，実際には，そうした地域的なマージンの相違は，統計的には検出されなかったのである。手数料部分の引き下げ競争が，全国規模で起こっており，全国の地域銀行のフラット
35 の金利が，同じ水準に収束していく傾向にあると考えることができる。
こうした全国統一市場が成立している理由については，次のように考えられる。通常は，各銀行の提供する住宅ローンの商品性が微妙に異なるため，馴染みのない他都道府県の銀行の商品を検討することは少ない。しかし，フラット 35 の場合，商品性が全国均一であり，価格の差異が非常に分かりやすいので，消費者は，馴染みの深い銀行に対して，「他の銀行の方が安い」と容易に指摘することができるのである。また，銀行側から見ても，信用リスクを住宅金融支援機構や投資家が負担してくれるので，他地域の初めての顧客に対しても，容易に貸出が行える。したがって，地域において独占的な支店網を持っている銀行であっても，地域独占的な行動はとりにくいのである。公共政策的な観点から，特に重要なのは，フラット
35 の直接の利用者だけではなく，他の金融機関から借り入れることになった顧客にとっても，（フラット
35 の仕組みが存在することで）民間金融機関との交渉力を高められるようになっている点である。つまり，フラット 35 は，その残高以上の影響力を持っていると考えることができる。
以上のように，これまでのところ，旧住宅金融公庫が，直接融資から撤退することによって懸念された地域における住宅金融サービスの低下という事態は，証券化支援事業によって十分に緩和されているというのが，本稿の結論である。
ただし，本稿の分析結果を解釈する際には，いくつかの留意すべき点がある。まず，フラット 35 の取り扱いを始めたのが，比較的最近であり，本稿の全分析期間（2004 年 11 月から 2006 年 8 月）の金利データが得られなかった銀行や，
フラット 35 を本稿の全分析期間において取り扱っている銀行が皆無な都道府

8)

家森・近藤(2005)と同じく，（１）式からYi と Di を除いて推定を行ってみたが，相関係数 CORi は，有意な符号をとらなかった。

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会計検査研究

No.36（2007.9）

県の存在により，サンプル数が少なくなってしまっている点である。また，ある程度のサンプル数を確保するために，分析期間を 2004 年 11 月から 2006 年 8 月までに限定せざるを得ず，それ以前の情報を利用することができなかったという技術的な点にも，留意が必要である。
第二に，本稿の分析期間中は，金利の低下局面が続く一方で，企業の借入需要が低調に推移したため，
民間金融機関が，住宅金融に対して極めて積極的であったが，金融が逼迫するような状況になった際に，民間金融機関が，金融の超緩和期と同様の行動をとり続けると断言することは難しい。
さらに，注意しておかねばならないのは，最近，フラット 35 の複雑化が進んでいることである。例えば，途中で金利が変更になるような段階金利制度をとっていたり，融資手数料を様々に設定する金融機関が存在したりする。そうすると，例えば，本稿で分析した当初金利については，他行と横並びにしながらも，段階金利を高めにして，独占的な利益を獲得している金融機関が存在する可能性もある。たしかに，
フラット 35 の複雑化は，各金融機関の創意工夫の結果であるという側面もあるが，同時に，消費者による比較を困難にし，フラット 35 の単純性のメリットを失わせ，結果的に消費者に不利益を生じさせる可能性があることも否定できない。
そこで，こうした問題に対応して，フラット 35 のナショナルミニマムとしての性格を維持するために，
例えば，全てのフラット 35 取扱い金融機関に対し，全国同一の融資手数料や金利体系を持つ基本型商品の提供を義務づけた上で，その変形商品の販売を認めるといったことが必要になるかもしれない。いずれにせよ，フラット 35 による証券化スキームは，まだ始まったばかりであり，今後，様々な改善を加えていかなければならないであろう。
最後に，会計検査へのインプリケーションについて述べておきたい。住宅金融公庫は，独立行政法人住宅金融支援機構法に基づき，2007 年 4 月 1 日に廃止され，同日，その権利及び義務を承継する独立行政法
人住宅金融支援機構が設立された。住宅金融支援機構は，住宅金融公庫が主要業務としてきた直接貸出を原則的には行わず，証券化支援業務（フラット 35）を主要業務とすることになっている。その際，原則として，独立採算ベースで，こうした政策目標を達成することが要請されており，効率的な経営が，これまで以上に求められることになる。したがって，会計検査においても，事務・事業が，経済的，効率的に行われているか（経済性，効率性）という点を確認することが大変重要である。
しかし，独立行政法人を設立して，住宅金融分野における公的関与を維持することを政府が選択したのは，証券化支援業務により，モーゲージバンクを含む民間金融機関を支援し，住宅ローンが，全国において安定的かつ効率的に供給される状況を維持するためなのである。したがって，住宅金融支援機構が，目先の収益性にこだわり，事業の所期の目的を忘れることがないように，政策目的との適合性を検査することも必要である。さらに，民間金融機関による証券化の取り組みが発展し，全国において安定的な住宅ローンの供給が確保できるようになったり，情報通信技術によって，革新的な住宅ローン商品が登場し，地域の住宅金融市場が，全国的に統一されるなどの新しい状況が生まれたりしたならば，住宅金融支援機構の業務内容や，さらに，場合によっては，存在そのものの必要性についても見直す必要が出てくるであろう。政策の総合的な有効性を評価するために，広く金融環境について研究しておくことも，会計検査の質を高める上で不可欠であると言えよう。

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住宅金融支援機構の証券化支援事業が地域の住宅金融情勢に与えた影響＜参考文献＞
Kano, M. and Y. Tsutsui(2003)“Geographical Segmentation in Japanese Bank Loan Markets,” Regional Science and
Urban Economics, Vol.33, No.2, pp.157-174.
Keeley, M. and G. Zimmerman(1985)"Determining Geographic Markets for Deposit Competition in Banking,"
Federal Reserve Bank of San Francisco Economic Review, Summer, pp.25-45.
Jackson, W. E., III(1992) "Is the Market Well Defined in Bank Merger and Acquisition Analysis?" Review of
Economics and Statistics, Vol.74, No.4, pp. 655-661.
家森信善・近藤万峰(2004a)「利用者の視点から見た住宅金融改革の成果と課題（前編）－新商品の登場と借入金利の変化を中心に－」『住宅金融月報』第 630 号。
家森信善・近藤万峰(2004b)「利用者の視点から見た住宅金融改革の成果と課題（後編）－地域の住宅金融市場への影響を中心に－」『住宅金融月報』第 631 号。
家森信善・近藤万峰(2005)「住宅金融市場の規制緩和と住宅金融公庫の廃止が地域生活者へ与える影響－
住宅金融における市場分断仮説の検証を通じた考察－」『会計検査研究』第 31 号。

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