土地総合研究 2013 年夏号

71

研究ノート
研究ノート

地価変動と住宅投資－VAR による実証分析－

地価変動と住宅投資－VAR による実証分析－

大越 利之
大越 利之
こうした背景から、地価と経済の関係について

1．はじめに戦後の日本の地価は、高度経済成長期における工1．はじめに業地地価を中心とした騰貴、1970 年代の「日本列島
戦後の日本の地価は、高度経済成長期における工改造論」を背景とした住宅地地価の高騰を経て、理論と実証の両面から様々な研究が行われてきた。
こうした背景から、地価と経済の関係について地価変動が実体経済に影響を与える経路について理論と実証の両面から様々な研究が行われてきた。
は、次の二つが重要であろう。第一は、家計や企地価変動が実体経済に影響を与える経路について業の保有する土地の実質資産価値の変化が、経済業地地価を中心とした騰貴、1970 年代の「日本列島1990 年代初頭に土地バブルが崩壊するまで、一貫し改造論」を背景とした住宅地地価の高騰を経て、て上昇傾向にあった。この間、いわゆる「土地神話」は、次の二つが重要であろう。第一は、家計や企主体の消費行動に影響をもたらす経路（資産効果）
業の保有する土地の実質資産価値の変化が、経済である。日本の資産効果を検証した Ogawa et

1990
年代初頭に土地バブルが崩壊するまで、一貫しの下で、値上がりが期待される土地資産は、企業がて上昇傾向にあった。この間、いわゆる「土地神話」
銀行借入を行う際の担保として機能していた。1990

主体の消費行動に影響をもたらす経路（資産効果）
al.(1996)や小川・北坂(1998)によると、流動性のである。日本の資産効果を検証した
Ogawaet
高い金融資産は家計の消費行動に影響するものの、の下で、値上がりが期待される土地資産は、企業が年代に入り、バブルの崩壊とともに地価が下落に転銀行借入を行う際の担保として機能していた。1990
じると、金融機関の土地を担保とした貸付債権は不al.(1996)や小川・北坂(1998)によると、流動性の土地資産と家計消費の間には有意な関係が認めら高い金融資産は家計の消費行動に影響するものの、れないことを明らかにした。ただし、土地資産や年代に入り、バブルの崩壊とともに地価が下落に転良債権となり、不良債権の発生に伴う「貸し渋り」、じると、金融機関の土地を担保とした貸付債権は不「貸し剥がし」は実体経済を下押ししてきたと考え土地資産と家計消費の間には有意な関係が認めら住宅資産は、家計の住宅支出に有意に正の効果をれないことを明らかにした。ただし、土地資産やもつとしている。

良債権となり、不良債権の発生に伴う「貸し渋り」、られている。このように日本経済は地価の高騰、急「貸し剥がし」は実体経済を下押ししてきたと考え落に呼応するかのように景気の上昇、下降を繰り返

住宅資産は、家計の住宅支出に有意に正の効果を第二は、地価変動に伴う土地の資産価値の上昇もつとしている。
および下落が、銀行の担保融資の姿勢の変化を通られている。このように日本経済は地価の高騰、急してきたのである（図 1）。
落に呼応するかのように景気の上昇、下降を繰り返

第二は、地価変動に伴う土地の資産価値の上昇

商業地
工業地

6%
10%
4%
8%

住宅地
実質GDP成長率（右軸）
工業地

2%
6%
0%
4%

実質GDP成長率（右軸）出所：「市街地価格指数」（一般財団法人日本不動産研究所）、「国民経済計算」（内閣府）

2012 20122010 20102008 2008-15%
出所：「市街地価格指数」（一般財団法人日本不動産研究所）、「国民経済計算」（内閣府）

2006 2006

2004 2004

2002 2002

2000 2000

1998 1998

1996 1996

1994 1994

1992 1992

1990 1990

1988 1988

1986 1986

1984 1984

1982 1982

1980 1980

-2%
2%
-4%
0%
1978 1978

1976 1976

1974 1974

1972 1972

10%
14%
8%
12%

1970 1970

全用途平均
住宅地

1968 1968

12%1966 1966

商業地

1964 1964

14%

1962 1962

全用途平均

1960 1960

65%
図1．用途別地価の変動率および経済成長率
55%
65%
45%
55%
35%
45%
25%
35%
15%
25%
5%15%
-5%
5%
-15%
-5%
1958 1958

および下落が、銀行の担保融資の姿勢の変化を通1956 1956

してきたのである（図1）。
図1．用途別地価の変動率および経済成長率

-6%
-2%
-4%

-6%
（年度）
（年度）

72

土地総合研究 2013 年夏号

図2．貸出金の担保内訳（10億円）
700,000

30%

600,000

25%

500,000

20%

400,000
15%
300,000
10%

200,000

5%

00%
1980
1981
1982
1983
1984
1985
1986
1987
1988
1989
1990
1991
1992
1993
1994
1995
1996
1997
1998
1999
2000
2001
2002
2003
2004
2005
2006
2007
2008
2009
2010
2011
2012

100,000

不動産・財団抵当その他担保
信用（無担保）有価証券担保保証（無担保）不動産・財団抵当の割合（右軸）（年度）

出所：「金融経済統計月報」（日本銀行）

じて民間投資に影響する経路である。資本市場がだし、これらの先行研究は、1970 年代からバブル

不完全な下では、金融ショック等の発生により資期ないし 1990 年代後半までの、地価上昇期を長く産価格が下落すると、銀行貸出にかかるエージェ含む期間を分析の対象としており、地価の下落傾ンシー・コストが上昇、または、企業の外部資金向が長期化している近年を分析の対象期間とする調達プレミアムが拡大し、金融ショックが銀行貸研究は多くない。バブル崩壊以降、銀行貸出に占出や企業の設備投資に与える影響を増幅させるとめる不動産担保融資の割合は低下していることかいう financial accelerator のメカニズムが働く。

ら、地価変動が銀行貸出や企業の外部資金調達費

これは、金融政策では信用経路と呼ばれる政策シ用に及ぼす影響はバブル崩壊以前と比較すると些ョックの波及経路として知られている。

2。
末なものになっていることが類推される（図 2）

土地担保が銀行貸出のエージェンシー・コスト

一方、民間銀行の住宅ローン供給については、一を軽減する効果に着目した研究としては、山崎・般に抵当権が設定されており、図 3 に示すように竹田(1997)、小川・北坂(1998)、井出・田口(1999)

最近の動向をみても、銀行は貸出審査項目として等が挙げられる。また、企業の外部資金調達費用土地および建物の担保価値を重要視している。

を軽減する変数として、土地資産を含む投資関数

以上を踏まえ、本稿は、バブル崩壊以降の日本を推定し、地価と設備投資の関係を分析した研究

経済について、地価変動が実体経済に及ぼす影響に、浅子他(1997)、小川・北坂(1998)、小川・得を明らかにするため、地価と住宅ローン、および津(2002)等がある。いずれの研究も、地価の上昇が銀行の貸出供給、または企業の設備投資に正の1影響を及ぼすことを示す推定結果を得ている 。た1

企業の財務データを用いてクロスセクション推定を行った浅子他(1997)によると、企業の土地投資とトービンの q（partial q）の間には有意に正の関係が認められないとしている。

2

井出・倉橋(2010）は、サンプル期間を 1995 年から2008 年として井出・田口(1999）と同様の推定を行った
ところ、土地の担保価値上昇による貸出金利低下の効果はみられないことを示した。櫻川・櫻川(2009)は、1960 年から 1992 年、1993 年から 2005 年に期間を分割し、GDP、地価、貸出、投資、金利による VAR モデルの推定を行い、サンプル後期は地価が貸出や投資に影響していないという分析結果を得ている。

土地総合研究 2013 年夏号

民間住宅投資の関係についてVARモデルによる実証分析を行う。

73

本節では、これらの理論モデルに依拠し、地価、銀行貸出、設備投資の 3 変数 VAR モデルを推定し、本稿の次節以降の構成は次のとおりである。第インパルス応答関数を計測する。ただし、1990 年

2 節において、地価変動が設備資金貸出および設代以降、地価は下落傾向が続いており、さらに、備投資に及ぼす影響を検証する。第 3 節では、地民間金融機関の不動産担保融資の割合は低下傾向

価変動と住宅ローンおよび住宅投資の関係についにあることから、土地資産の担保としての機能はて考察する。最後に第 4 節をまとめとし、残され失われている可能性がある。よって、1980 年第 1

た課題を整理する。

四半期から 1992 年第 4 四半期（バブル崩壊前）、および 1993 年第 1 四半期から 2012 年第 4 四半期

図3．住宅ローン融資に担保評価を重視する銀行の割合（バブル崩壊後）に期間を分割して分析を行い、98%

バブル崩壊前と後の変化について検証する。

96%
94%

（1）データ92%

推定に用いるデータは、①地価変動率 �（パー90%セント表示）、②実質設備資金貸出 �� （対数値）、

88%③実質設備投資 �� （対数値）である。

86%

地価変動率は、「市街地価格指数」（一般財団法

2012

2011

2010

2009

2008

2007

2006

調整値により実質化し、その対前期成長率を線形

2005

平均の地価指数を消費者物価指数（総合）の季節80%
2004

人日本不動産研究所）から得られる全国の全用途

82%
2003

84%

（調査年度）
出所：「民間住宅ローンの実態に関する調査」（国土交通省）

補間により半期データから四半期データに変換したものを用いる。
実質設備資金貸出は、「金融経済統計月報」（日本銀行）の国内銀行貸出金（設備資金）の残高を2．地価変動が設備資金貸出および設備投資に消費者物価指数（総合）により実質化し、与える影響

X-12-ARIMA（米国センサス局）により季節調整し地価変動が銀行の担保融資を通じて実体経済にた値を用いる。

与える影響について理論的に考察した先行研究に、実質設備投資は「国民経済計算」（内閣府）の実

Kiyotaki and Moore(1997)、山崎・竹田(1997)が質民間企業設備投資を、X-12-ARIMA により季節調ある。Kiyotaki and Moore(1997)は、土地担保を整した値を用いる。

明示的に景気循環理論に組み入れ、担保価値の変なお、実質設備資金貸出および実質設備投資は動が借入制約のある企業の投資決定を通じて景気��1� 変数である疑いがあるが、すべての変数につ循環に与える影響を考察している。山崎・竹田

いて、レベル変数を用いて誘導型 VAR の推定を行(1997)は、地価（担保価値）の減少関数である銀う。その理由は、第一に、地価変動率は線形補間

行貸出費用関数を導入した銀行行動の理論モデルによって作成されており、第二に、ADF 検定やを構築し、地価の上昇が銀行貸出のエージェンシ

Phillips -Perron 検定は季節調整値の単位根を棄ー・コストを低下させ、貸出供給に正の影響を与却しない方向に偏りがあり(西田・藤本, 2002)、えることを示している3。
3

ただし、地価上昇が銀行の貸出行動に正の影響をもつとしても、貸出資金の調達がコール市場や預金に依存する場合、中央銀行によるハイパワード・マネーの追加的な供給がない場合、銀行行動の変化は、コールレートの上昇により相殺されるとしている。

74

土地総合研究 2013 年夏号

第三に、非定常な変数が含まれている場合にも、対する設備投資の反応は負を示している。バブル崩

レベル変数による推定量は一致性をもつことが証

壊以降、過剰債務を抱える企業に銀行が追加的な融明 さ れ て い る た め で あ る (Sims, Stock, and資を行い、貸出が設備投資ではなく、企業の延命措

Watson, 1990)。

置に向けられ、経済全体の生産性を低下させていたことが指摘されており、いわゆる「追い貸し」の影（2）推定結果響が強く表れている可能性がある。また、長期にわ地価変動率、実質設備資金貸出、実質設備投資たる景気低迷に直面した日本経済において、銀行貸による 3 変数 VAR モデルのラグ次数は、シュワル出が増加したとしても相対的に貸出リスクの低いツ情報基準（SIC）に基づき 2 を選択した。なお、企業(銀行借入以外の代替的な資金調達手段をもつ

識 別 制 約 と し て 、 Choleski 分 解 に 基 づ く企業) に貸出を集中させるだけであり、マクロ経済

Recaursive な VAR モデルを想定している。また、全体として景気の回復に貢献できるほどの効果が本稿は、地価変動が担保融資を通じて実体経済になかったと考えられる。

与える影響を検証することを目的としているため、変数の順序を � 、�� 、�� とする。

3．地価変動が民間住宅ローンおよび民間住宅のショックに対するそれぞれのインパルス応答関

前節で示したように、バブル崩壊以降、地価が数を示している。地価変動ショックに対し、設備持続的に下落し、また無担保融資が主流となるな資金貸出、および設備投資は正の反応を示していかで、地価変動が土地担保融資を通じて設備投資る。これは、地価変動が、土地担保融資を通じてに及ぼす影響は著しく小さくなったと考えられる。

実体経済に影響を与えることを示唆している。ましかしながら、図 3 を再度確認すると、住宅ロー

た、設備資金の貸出ショックに対する設備投資のン融資については、2000 年代に入ってからも民間反応は正であり、金融政策の信用経路が機能する金融機関は土地・建物の担保評価を重視している。

素地があると捉えることができる。ただし、±2

よって、バブル崩壊以降も地価変動が住宅ローン標準誤差の範囲で示される信頼区間に負の反応も供給および住宅投資に影響を及ぼしていると推察含まれており、有意性についてははっきりしない。

できる。

図 4 は、バブル崩壊前の期間について、各変数投資に与える影響

一方、図 5 に示されるように、バブル崩壊後につ

本節では、バブル崩壊前と崩壊後の期間についいては、地価変動ショックに対する設備資金貸出のて、住宅市場に関する 3 変数 VAR モデルを推定し、反応は正であるものの、その大きさはバブル崩壊以地価変動が、住宅ローン供給および住宅投資に及前と比較すると極めて小さくなっている。地価変動

ぼす効果を分析する5。

率の 1 標準偏差のショックに対する設備資金貸出の16 期後までの反応の累積値を比較すると、バブル崩壊以前は 0.30 であるのに対し、バブル崩壊以後は0.08 であった。同様に地価変動ショックに対する設備投資反応も、バブル崩壊後に大幅に小さくなっている。この結果は、不動産担保融資の減少、地価の持続的な下落により、地価変動が設備資金貸出や設備投資に影響を与える経路が閉ざされたことを示唆していると考えられる4。さらに、地価ショックに4

北坂(2012)は 1980 年から 2001 年をサンプル前期、1992 年から 2009 年をサンプル後期とし、地価・貸出・投資による VAR モデルを推定し、地価ショックに対する貸出および投資の反応は、前期と後期でほとんど変わらないという分析結果を得ている。本稿とは異なり、
地価変動率ではなく地価指数（六大都市圏・対数値）、設備資金貸出残高ではなく総貸出残高を用いていることが推定結果の差異に表れている可能性がある。
5
ただし、住宅金融支援機構が独自に集計した「業態別住宅ローンの新規貸出額及び貸出残高の推移」によると、全業態の住宅ローン貸出残高に占める国内銀行の割合は、1990 年 3 月末に 35.7%、2002 年 3 月末に 41.2%、2012 年
3 月末に 60.5%と年々増えているものの、住宅金融支援機
構（旧住宅金融公庫）による貸出割合は 2000 年代初頭まで 4 割近くを占めていたことに留意する必要がある。

土地総合研究 2013 年夏号

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図 4．インパルス応答関数：地価変動・設備資金貸出・設備投資（バブル崩壊前：1980 年第 1 四半期～1992 年第 4 四半期）

��

1.6
1.2
0.8

�

1.2
0.8

0.4

0.4

0.4

0.0

0.0

0.0

-0.4

-0.4

-0.4

24

68

10121416-0.8

2468101214

16-0.8.08.08.08.06.06.06.04.04.04.02.02.02.00.00.00-.02

��1.2246810121416-.02

246810121416-.02.12.12.12.08.08.08.04.04.04.00.00.00-.04

246810121416-.04

2468

���

1.6

0.8-0.8

�����

1.610121416-.04

2468

1012141624681012

14

16246810121416

注：実線はそれぞれの変数の 1 標準偏差のショックに対する反応、点線は±2 標準誤差の範囲を表している（以下同）。

図 5．インパルス応答関数：地価変動・設備資金貸出・設備投資（バブル崩壊後：1993 年第 1 四半期～2012 年第 4 四半期）

��.6.4����

.6.4.4.2.2.2.0.0.0

-.2

2

4

6

8

10

12

14

16-.2

2

4

6

8

10

12

14

16

-.2.012

.012

.012

.008

.008

.008

�� .004

.004

.004

.000

.000.000-.004

��

2

4

6

8

10

12

14

16-.004

2

4

6

8

10

12

14

16-.004

.04

.04

.04

.02

.02

.02

.00

.00

.00

-.02-.02-.02-.04

2

4

6

8

10

12

14

16-.04

2

4

68

���

.6

10

12

14

16-.04

2

4

6

8

10

12

14

16

2

468

10

12

14

16

2

46810121416

76

土地総合研究 2013 年夏号

図 6．インパルス応答関数：地価変動・住宅ローン・住宅投資（バブル崩壊前：1980 年第 1 四半期～1992 年第 4 四半期）

ߝ௭௛ 

1.5
1.0

‫ݖ‬௛

1.0

0.5

0.5

0.0

0.0

0.0

-0.5

-0.5

2

4

6

8

10

12

14

16

-1.0

2

4

6

8

10

12

14

16

-1.0.08

.08

.08

.04

.04

.04

.00

.00

.00

24

6

8

10

12

14

16

-.04

2

4

68

10

12

14

16

-.04

.08

.08

.08

.06

.06

.06

.04

.04

.04

.02

.02

.02

.00

.00

.00

-.02

-.02

-.02

-.04

24

68

10

12

14

16-.04

ߝ௜௛

1.5

-0.5

-.04

݅௛

1.0

0.5-1.0

݈௛

ߝ௟௛

1.5

2468

10

12

14

16-.04

2468

10

1214

16

2468101214

16

2468

10121416

図 7．インパルス応答関数：地価変動・住宅ローン・住宅投資（バブル崩壊後：1993 年第 1 四半期～2012 年第 4 四半期）

ߝ௭௛ .6.4‫ݖ‬௛

.4.2.2.0.0.0

2

4

68

1012

14

16-.2

2

4

68

10

12

14

16-.2.03

.03

.03

.02

.02

.02

.01

.01

.01

.00

.00

.00

-.01

݅௛

.4

24

6

8

10

12

14

16-.01

24

68

10

12

14

16-.01

.08

.08

.08

.06

.06.06.04.04.04.02.02.02.00.00.00-.02-.02-.02-.04

246810121416-.042468ߝ௜௛.6.2-.2݈௛ߝ௟௛

.610121416-.04246810121416246810121416246810121416土地総合研究 2013 年夏号（1）データ77

価変動ショックに対して負の反応を示している。

推定に用いるデータは、①地価変動率 ��（パーこれは、地価が、企業の設備投資関数では外部資、③セント表示）、②実質住宅ローン �� （対数値）

金調達コストを低減させる担保価値として組み入

地価変動率は、「市街地価格指数」（一般財団法

宅価格を表す代理変数として強く機能しているこ

実質住宅投資 �� （対数値）である。

れられるのに対し、家計の住宅投資関数では、住人日本不動産研究所）から得られる全国の住宅地とが理由として考えられる。バブル期のように地の地価指数を基に、前節と同様の手法で作成した価が持続的に上昇している時期には、住宅価格の値を用いる。

上昇ショックは住宅価格の先高観から住宅需要を

実質住宅ローンは、「金融経済統計月報」（日本増加させ、一方、バブル崩壊後の長期不況の時期銀行）の国内銀行個人向け貸出金（住宅資金）のにおいては、住宅価格の相場を押し上げ、住宅需残高を消費者物価指数（総合）により実質化し、要を減少させたと考えられる6。また、住宅ローン

X-12-ARIMA（米国センサス局）により季節調整し供給のショックに対する住宅投資の反応は、当初た値を用いる。

は正の反応を示すが 8 期後からマイナスに転じて実質住宅投資は「国民経済計算」（内閣府）の実いる。
この結果については次のように解釈できる。

質民間住宅投資を、X-12-ARIMA により季節調整し民間住宅ローンの貸出増加や金利低下は、当初はた値を用いる。

住宅投資に正の影響を及ぼすが、金利が低下基調

なお、前節と同様の理由から、実質住宅ローンにあるなかで、住宅ローン金利の先行きについておよび実質住宅投資は ��1� 変数である疑いがあ低くなるとの予想が広まると、次第に家計は住宅るが、すべての変数について、レベル変数を用い投資を減少させる（先送りにする）と考えられる。
以上の結果から、地価変動は、バブル崩壊前・る。

後の両方の期間において、住宅ローンの担保融資（2）推定結果に正の影響を与えていたことが明らかとなった。

ラグ次数はシュワルツ情報基準（SIC）に基づき一方、地価ショックに対する住宅投資の反応をみ2 を選択し、識別制約として Choleski 分解に基づると、地価は、家計の住宅投資関数において、資く Recaursive な モデルを想定した。変数の順序

金調達費用を低減させる担保価値の代理変数としは �� 、�� 、�� である。てよりも、現在および将来の住宅価格としての側住宅投資の反応は正である。また、住宅ローンシ

4．おわりに

図 6 はバブル崩壊前についての分析結果である。

面が強いと考えられる。

地価変動ショックに対する住宅ローン供給および本稿は、バブル崩壊前および崩壊後の日本経済

ョックに対し、住宅投資も正の反応を示している。
いずれも想定された結果と整合的である。

について、地価変動が実体経済に与えてきた影響

バブル崩壊後についての分析結果は図 7 に示さを検証するために、「地価、設備資金貸出、設備投れている。地価変動ショックに対する住宅ローン資」および「地価、住宅ローン、住宅投資」の 3の反応は正である。バブル崩壊前と崩壊後について、16 期後までの反応の累積値を比較すると、バブル崩壊前は 0.21 であるのに対し、バブル崩壊後は 0.07 と小さくなっている。しかし、その差異は民間設備の反応ほど顕著ではない。よって、地価変動は、バブル崩壊以降も銀行の住宅ローン貸出に影響していたといえる。次に、住宅投資は、地6「平成 22 年度 年次経済財政報告」（内閣府）は、2002年度から 2007 年度の各年度について、地価・住宅価格の相場が注文住宅の購入に与える影響の DI を作成し、地価が軟調であった 2002 年度から 2006 年度については正、一方、首都圏を中心に地価や住宅価格が上昇した 2007 年度には負となったことを明らかにしており、この間、家計の住宅投資関数は地価や住宅価格の減少関数であったことを示唆している。

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土地総合研究 2013 年夏号

変数 VAR モデルの推定により分析を行った。
分析の結果、バブル崩壊以前は、地価変動は設備資金貸出および設備投資に正の影響を与えていたが、バブル崩壊以降は、設備資金貸出への影響は大幅に低下し、また設備投資については負の影響を受けていたことが示された。この結果は、バ
ブル崩壊後の期間については、地価が土地担保融資を通じて民間設備投資に影響するという定説が成立しないことを示唆している。地価が持続的に下落し、また、土地を担保とした融資が主流ではなくなってきたことが理由として考えられる。
地価変動が住宅ローン供給に与える効果については、バブル崩壊後に小さくなったものの、両期間を通じて正の影響があることが明らかになった。
2000 年代に入ってからも民間銀行は住宅ローン融資の際に担保価値を重視していることから、現実から予想される結果と整合的な分析結果といえる。一方、地価が住宅投資に与える影響については、バブル崩壊以前は正、バブル崩壊以後は負の効果が表れた。これは、地価が住宅投資関数の住宅価格の代理変数として強く機能していることが理由であると考えられる。
最後に本稿に残る課題を整理する。地価変動が民間銀行の担保融資を通じて実体経済に影響を与えるという経路は、金融政策の効果の波及経路である信用経路の機能を増幅させる（financialaccelerator）。また、バブル期を含む日本経済と地価変動の関係を検証する上で、金融政策要因は極めて重要である。したがって、本稿で用いた 3
変数に、金融政策の代理変数および主要なマクロ経済変数を加えたモデルを特定化し、住宅市場を通じた地価とマクロ経済の相互作用について分析する必要がある。これにより、変数の欠落によるVAR モデルの特定化の誤りを回避し、より頑健な分析結果が得られるであろう。

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［おおこし としゆき］［(一財)土地総合研究所 研究員］