122 土地総合研究 2016年秋号

特集

マイナス金利下における金融・不動産市場

家計の流動性制約と転居行動の実証分析

武蔵野大学教授・慶應義塾大学名誉教授

瀬古 美喜
せこ みき
東洋大学経済学部准教授
隅田 和人
すみた かずと慶應義塾大学経済学部准教授
直井 道生
なおい みちお

1. はじめにに先立って、わが国の転居率の状況を概観する。

本研究は、住宅市場における流動性制約が持ち転居率は国によって大きく異なるが、わが国は、家世帯の転居行動に与える影響を、ミクロ計量経国際的にみても転居率の低い国として知られてい済学的な手法を用いて明らかにすることを目的とる。アメリカの転居率の半分以下である。図１は、している。具体的には、Seko, Sumita and Naoi

『住宅・土地統計調査』による転居率の推移を表(2012)で分析を行った遡及型融資制度下におけるしたものである。これによれば、1973～1978 年に転居阻害要因の分析を、最近のデータに拡張してかけて約 7.5％であった転居率（年率）は、1983推計を行うことで、我が国における金融緩和が家～1988 年には約6.2％、1993～1998 年には5.8％、計の転居行動に与えた影響を検討する。

2003～2008 年には約 4.4％、2008～2013 年には約家計はライフサイクルの各段階で異なるタイプの住宅を必要とするので、

図 1：転居率の推移

市場経済における住宅市場9.0が円滑に機能していれば、そのため、流動性制約によ2.0

策の評価という観点でも、重要な意義を持つ。
まずデータを用いた分析

6.1

5.8
5.1
4.4

3.8

4.0
3.0

住宅市場における制度・政6.2

5.0

られている可能性がある。
る転居阻害効果の検証は、

6.8

6.0

転居率（％）

よって、円滑な転居が妨げ7.57.0宅に転居すれば良いことにには制度・政策的な要因に8.1

8.0

その都度もっとも適した住なる。しかしながら、実際3.8％まで低下してきている。

1.00.01973

19781983

1988

199319982003

2008

2013

出典：
『住宅・土地統計調査』（総務庁統計局）の各年版より、筆者作成。
註：4 年 9 ヶ月の移動世帯数の年間平均値である。

土地総合研究 2016年秋号 123

本論文では、住宅資金に関する流動性制約によられる。この後者の予想される結果は、非遡及型る持ち家世帯の転居阻害効果（ロックイン効果）融資が支配的な国の結果とは、大きく異なると言の識別を試みる。その際、金融緩和期といわれるえよう。なぜならば、非遡及型融資の場合には、近年の家計の転居行動と、リーマンショック直後債務不履行時に担保住宅以外の資産に対しては請の時期までの転居行動で、流動性制約の転居を阻求権が及ばないため、住宅価格の下落に伴い、担害する影響が異なるか否かも検討する。わが国の保住宅の価値が住宅ローン残高を下回った場合、住宅ローン融資制度は、債務不履行時には担保住家計は意図的にデフォルトを選択するインセンテ宅以外の資産に対しても請求権が及ぶ遡及型融資ィブを持つからである。

(recourse loan, リコース・ローン) 制度である。

これを、簡単な理論モデルを用いて、説明する2。

一方、アメリカにおける融資制度は、州によって3 期間モデル(𝑡𝑡 = 0,1,2)を想定する。0 期に、家も異なるが、非遡及型融資 (non-recourse loan,1計は 1 単位の住宅ストックを所有しており、未償ノンリコース・ローン) 制度に近いとされる 。

還住宅ローン残高𝐾𝐾（固定額）と、非住宅資産𝑊𝑊を住宅資金に関する流動性制約を介したロックイ保有しているとする。1 期に、持ち家家計は、住ン効果の理論的説明は、通常以下のようになされ宅価格が𝑃𝑃で規模𝐻𝐻、すなわち購入費用が𝑃𝑃𝑃𝑃である。いま、現住居のローンが残存している持ち家るような別の持ち家への転居が可能であるとする。

世帯の転居（買い替え）行動を考えると、保有す旧住宅を売却する時点で、未償還住宅ローン残高る非住宅資産と純住宅資産（現住居の売却価額－を完済する必要があるため、手元に残る純資産は住宅ローン残高）を原資として、新たな住宅を購𝑃𝑃 + 𝑊𝑊 − 𝐾𝐾となる。また、新住宅を購入する際に入することになる。住宅価格の下落は、家計の純住宅資産の減少を意味するため、住宅資金に関する流動性制約（頭金制約）を介して、転居を阻害は、頭金制約があり、それが𝛾𝛾𝛾𝛾𝛾𝛾 (0 < 𝛾𝛾 < 1)であると想定する。家計所得は、未償還住宅ローンの返済をするために十分であり、完済後の所得をすることになる。例えば、Stein(1995)等は、非遡ニュメレール財の消費に充てるとする。家計の効及型融資制度下で、住宅資産と転居が負の関係に用関数は、下記のような log linear 型であるとすあることを示している。

る。

遡及型融資制度下では、上記のような標準的な

α ln 𝐻𝐻 + (1 − 𝛼𝛼) ln 𝐶𝐶 + 𝜃𝜃𝜃𝜃(1)

議論に加え、いくつかの興味深い理論的な仮説がここで、𝐻𝐻は住宅ストック、𝐶𝐶はニュメレール財得られる。まず、家計の保有する総資産（住宅資消費、𝑀𝑀は 1 期に家計が転居すれば 1 を取る二項産＋金融資産）が住宅ローン残高を上回る正の純変数、𝜃𝜃は転居により家計が得る利得である。

資産 (positive equity) をもつ家計に関しては、

まず、いかなる頭金制約もない場合は、すべて現住居の資産価値の下落は、新規に購入する住宅の家計が𝜃𝜃だけ転居により効用が増えるので、買への頭金の減少を意味するため、上記と同様のロい替える。頭金制約が存在する場合は、流動性（資ジックから、転居確率は減少すると考えられる。

金）制約により、一部の家計は、買い替えることそれに対して、総資産が住宅ローン残高を下回るが出来ない。頭金制約は、負の純資産 (negative equity) をもつ家計は、買い替え時の流動性制約に直面するため、転居する

𝛾𝛾𝛾𝛾𝛾𝛾 ≤ 𝑃𝑃 + 𝑊𝑊 − 𝐾𝐾(2)と表される。

ことはできない。したがって、住宅ローン残高・したがって、頭金制約に直面している家計が、1

住宅資産価値比率 (Loan-to-Value ratio, LTV)期に転居しようとすると、下記の住宅ストックを、の限界的な変化は転居への効果を持たないと考え1

Ghent and Kudlyak(2011)の Table 1 などを参照のこと。

2理論モデルの説明は、Seko, Sumita and Naoi(2012)に基づいている。

124 土地総合研究 2016年秋号

消費することになる。
𝐻𝐻𝐶𝐶 =

産が正の家計にとって、ELTV が高くなるほど、買𝑃𝑃 + 𝑊𝑊 − 𝐾𝐾𝛾𝛾𝛾𝛾(3)

上記のような、頭金制約に直面している家計の買い替え行動は、下記の転居することによって得𝐶𝐶𝑁𝑁られる効用𝑈𝑈 と、転居しない場合の効用𝑈𝑈 を比較することによって決められる。
𝑈𝑈 𝐶𝐶 = 𝛼𝛼ln𝐻𝐻𝐶𝐶

いということになる。したがって、理論モデルか

このような ELTV の非対称な影響は、流動性制約に起因するロックイン効果に特有のものであり、にわたる予算制約𝑃𝑃 + 𝑊𝑊 − 𝐾𝐾 + 𝑌𝑌 ≥ 𝑃𝑃𝑃𝑃 + 𝐶𝐶によって決定される。家計は、𝛥𝛥𝛥𝛥 = 𝑈𝑈 𝐶𝐶 − 𝑈𝑈 𝑁𝑁 > 0であれば転居する。𝛥𝛥𝛥𝛥は下記の式で表される。

わが国における遡及型融資制度は、ロックイン効果の識別のための重要な機会を与えている。以下
では、ELTV が持ち家世帯の転居行動に与える影響について、ミクロデータを用いた検証を行う。

2. データと推計モデル
データとしては、日本家計パネル調査
𝐿𝐿 − (1 − 𝛾𝛾))
1 − 𝛾𝛾(1 − 𝐿𝐿) − 𝛾𝛾𝛾𝛾
𝐷𝐷

(5)

ここで、𝐿𝐿 = (𝐾𝐾 − 𝑊𝑊)/𝑃𝑃 , 𝐷𝐷 = (1 − 𝛾𝛾)𝑃𝑃𝐻𝐻𝐶𝐶 /𝑌𝑌である。また、 𝐿𝐿は住宅ローン残高から非住宅資産を除いた家計の純負債額と現住居の資産価値の比率になっており、遡及型融資制度の下で家計が直面する流動性制約の指標となる。以下では、この指標を拡張された住宅ローン残高・住宅資産価値比率 (Extended Loan-to-Value ratio, ELTV)と呼ぶことにする3。一方、𝐷𝐷は返済・所得比率(Debt-to-Income Ratio, DTI) として解釈可能である。
ELTV の転居（買い替え確率）に対する効果は、家計の純資産状況に依存するため、正の純資産を保有している家計と、負の純資産の状態にある家計の双方に対する比較静学分析をする必要がある。
(5)式より、正の純資産の状態にある家計 (0 <𝐿𝐿 < 1) については、𝐿𝐿が 1 に漸近的に近づくにつれて、Δ𝑈𝑈 < 0となることがわかる。これは、純資3にとどまらざるを得ない。すなわち、転居できな(4)

ここで、ニュメレール財の消費は、家計の生涯+ 𝜃𝜃1) は、頭金制約（(2)式）があるために、現住居ら、ELTV の水準は、負の純資産の家計の転居性向

𝑈𝑈 𝑁𝑁 = (1 − 𝛼𝛼) ln(𝑊𝑊 − 𝐾𝐾 + 𝑌𝑌)+ (1 − 𝛼𝛼) ln (1 +それに対して、負の純資産の状態の家計 (𝐿𝐿 >には、何らの影響も与えないということがわかる。

+(1 − 𝛼𝛼)ln(𝑃𝑃 + 𝑊𝑊 − 𝐾𝐾 + 𝑌𝑌 − 𝑃𝑃𝐻𝐻𝐶𝐶 ) + 𝜃𝜃

1 − 𝐿𝐿Δ𝑈𝑈 = 𝛼𝛼 ln ()𝛾𝛾

い替え確率が下がることを意味する。

次節以降の実証分析では、これと同様の変数を定義し、分析に用いている。

(JHPS/KHPS) を用いた。JHPS/KHPS は、2004 年に調査を開始した（旧）慶應義塾家計パネル調査(KHPS) と、2009 年に調査を開始した（旧）日本家計パネル調査 (JHPS) を統合したものである。
以降では、統合した調査を単に JHPS と呼ぶ。両調査とも、初年度の標本は無作為に抽出された全国調査は、の 20 歳以上の男女約 4,000 名からなる4。
毎年 1 月末日を期日として実施されている。
なお、継続対象者に加えて、2007 年および 2012 年に新規サンプルが追加されている。本研究では、第 12波（2015 年 1 月実施）までのデータセットを利用して分析を行なった。
転居に関する情報としては、各年 1 月の調査において、「昨年 1 年間の転居」に関する質問をしており、これを利用した。本研究は、持ち家世帯の買い替えを分析対象としているため、サンプルは連続する 2 回の調査で継続して持ち家に居住している持ち家の世帯に限定した。分析の被説明変数
は、過去 1 年間に転居を経験し、かつ転居後の住宅の所有形態が持ち家である場合に 1 を取るようなダミー変数として定義される。
4

旧 KHPS に関しては、初回調査時点での対象者の年齢の上限が 69 歳となっているという違いがある。

土地総合研究 2016年秋号 125

転居の規定要因としては、世帯員数や子どもの及型融資が支配的なアメリカとは大きく異なる部有無などの世帯属性、居住室数や居住年数などの分である。実際、アメリカの場合には、転居に関変数、転居前の居住地属性（地域および市群規模する住宅資産制約は、ダミー）などを利用した。前述の通り、JHPS では𝐿𝐿𝐿𝐿𝐿𝐿 =過去 1 年間の転居について質問しているため、説明変数を被説明変数と同一年度の調査結果から作住宅ローン残高住宅資産価値によって計測されることが多い。

成すると、（転居を経験した家計については）転居所得変動の影響を捉えた指標としては、拡張さ後の属性を計測してしまうことになる。
そのため、れた返済・所得比率 (Extended Debt-to-Income

説明変数については、前年調査の情報を利用してRatio, EDTI) を用いた。

いる。

𝐸𝐸𝐸𝐸𝐸𝐸𝐸𝐸

本研究の焦点である住宅資産制約に関連する変=数としては、前述の拡張された住宅ローン残高・年間住宅ローン返済額＋その他のローン支払い額(7)

世帯年収住宅資産価値比率に対応する変数を作成して分析である。これは、住宅ローンを含めた家計の全てに用いた。これは、現住居のローン残高から非住の借入に対する年間返済額を世帯所得で除したも宅資産（預貯金・有価証券）を減じたものを、建のとして定義される。このような定義を用いてい物価格と敷地価格を合計した住宅資産価値で除しるのは、遡及型融資の場合、借り手の全ローンのた変数として、返済能力が問題となるためである。

𝐸𝐸𝐸𝐸𝐸𝐸𝐸𝐸=

本推計の被説明変数は、持家世帯の買い替えを住宅ローン残高 − 預貯金 − 有価証券(6)表す二値変数であるため、固定効果ロジットモデ

住宅資産価値

ルによる分析を行なった7。いま、第𝑖𝑖世帯の𝑡𝑡年にで表わされる5。(6)式の分子にある住宅ローン残高、預貯金額、有価証券額に関しては、いずれもおける持ち家の買い替えに関する潜在変数を𝑆𝑆𝑖𝑖𝑖𝑖∗

JHPS から得られる各年の回答を用いている。また、

以下のように示される。

であらわすことにすれば、推計のためのモデルは𝑆𝑆𝑖𝑖𝑖𝑖∗ = 𝑥𝑥𝑖𝑖𝑖𝑖′ 𝛽𝛽 + 𝛼𝛼𝑖𝑖 + 𝜀𝜀𝑖𝑖𝑖𝑖

分母の住宅資産価値としては、回答者による自己6(8)

評価額の値を用いた 。(6)式の値が 1 を上回る場

ここで、実際に観察される買い替えについてのダ合には、当該家計の住宅ローン残高が総資産（住ミー変数𝑆𝑆𝑖𝑖𝑖𝑖 は、𝑆𝑆𝑖𝑖𝑖𝑖∗ > 0のとき 1、そうでなければ宅資産＋預貯金・有価証券）を上回っている（純資産が負）ことになる。なお、前述の通り、(6)式の分子が、単に住宅ローン残高だけでなく、そこから預貯金および有価証券保有額を差し引く形0 を取るものと仮定される。𝑥𝑥𝑖𝑖𝑖𝑖 は前述の説明変数、、𝜀𝜀𝑖𝑖𝑖𝑖 は𝛼𝛼𝑖𝑖 は家計𝑖𝑖の観察できない異質性（固定効果）ロジスティック分布に従う誤差項、𝛽𝛽は推計されるパラメータである。以下の分析では、で定義されるのは、わが国の住宅金融制度が遡及Chamberlain(1980)によって提案された方法に基型融資制度であることと対応している。
すなわち、づき、条件付き最尤法によって(8)式を推計していわが国では、住宅資産価値のみではなく、他の資る。

産（貯蓄や株・証券）も、住宅ローンの借り入れ

表 1 は、2009～2014 年および 2004～2008 年のに対する担保となるためである。この点が、非遡各期間について、LTV および ELTV の水準を示したものである。ここで、「全サンプル」は期間中に持5

これは、(5)式の𝐿𝐿にあたる。
これらの建物価格と敷地価格は、所有者に対する「現在の市場価格（売るとした場合の価格）はいくらくらいだと思いますか。
」という問いに対する回答を利用している。

67

住宅需要に関する推計において、観察できない異質性（固定効果）を考慮することの重要性については、
Börsch-Supan(1990)および Seko et al.(2012)を参照のこと。

126 土地総合研究 2016年秋号

表 1：住宅ローン残高／住宅資産価値比率に関する記述統計(A)2009～2014年
変数名拡張されたLTVELTVELTV ≤ 00 < ELTV < 1ELTV ≥ 1
LTVLTVLTV = 00 < LTV < 1LTV ≥ 1

全サンプル
観測値数(%)

転居サンプル
観測値数(%)

14,974
7,990
4,475
2,509

(100.0%)(53.4%)(29.9%)(16.8%)

363
105
170
88(100.0%)(28.9%)(46.8%)(24.2%)

14,952
6,578
5,028
3,346(100.0%)(44.0%)(33.6%)(22.4%)

363
149
159
55

(100.0%)(41.0%)(43.8%)(15.2%)

拡張された LTV の水準に関して、これがゼロ以下となる（すなわち、住宅ローン残高から預貯金などを差し引いた家計の純負債が住宅資産額を下回る）
家計の割合は、 2004 ～2008 年では64.9％であったものが、2009～2014 年には 28.9％まで低下する。一方で、相対的に流動性制約が強いと思われる、
0 < ELTV < 1およびELTV ≥ 1 であるような家計の割合は、いずれも上昇している。こうした傾向の背景には、近(B)2004～2008年
全サンプル
観測値数(%)
拡張されたLTVELTVELTV ≤ 00 < ELTV < 1ELTV ≥ 1LTVLTVLTV = 00 < LTV < 1LTV ≥ 1

転居サンプル
観測値数(%)

10,958
8,083
1,941
934

(100.0%)(73.8%)(17.7%)(8.5%)

832
540
188
104

(100.0%)(64.9%)(22.6%)(12.5%)

10,946
7,604
2,125
1,217

(100.0%)(69.5%)(19.4%)(11.1%)

832
516
182
134

(100.0%)(62.0%)(21.9%)(16.1%)

出所:パネル(B)の集計結果はSeko, Sumita and Naoi (2012, Table 2)による。

年の金融緩和に伴って、住宅ローンの利用可能性が高まり、流動性制約に直面した家計であっても相対的に転居が容易になった可能性が考えられる。以降の分析では、こうした可能性を考慮し、家計の流動性制約を表す ELTV が転居確率に及ぼす影響を、期間別の比較を交えながら検討することとする。

3. 分析結果
表 2 は、(8)式に基づくモデルの推計

ち家に居住していた家計すべてを含む。一方、「転結果を示したものである。モデル(A)は、2009～

居サンプル」は、期間中に少なくとも 1 回以上の2014 年のサンプルを用いて、その間の転居サンプ転居を経験した家計に限定したものである。

ルを分析対象にした推計結果である。一方、モデ全サンプルの傾向を見ると、より最近（パネル

ル(B)は、Seko, Sumita and Naoi (2012) で報告(A)2009～2014 年）の方が、全体的に LTV の値がされた 2004～2008 年のサンプルを用いた推計結

大きい（すなわち、住宅の資産価値に比べてロー果である8。ここで、家計の流動性制約を示す住宅ン残高が大きい）家計の割合が高くなっているこ

ローン残高・住宅資産価値比率 (ELTV) に関してとがわかる。このことは、リーマンショックに起は、Seko, Sumita and Naoi (2012)の分析に倣い、因する住宅価格の下落によるものと推察される。

各水準のダミー変数を定義して推計を行った。

例えば、住宅ローン残高が資産価値を上回る住宅資金に関する流動性制約に関しては、以下（LTV ≥ 1）家計の割合は、2004～2008 年ではの結果が得られている。まず、2004 年から 200811.1％であったものが、2009～2014 年には 22.4％年にかけての家計の転居行動を対象にした分析結となる。こうした傾向は、拡張された LTV でみて果（モデル(B)）をみると、住宅ローン残高・住宅もほぼ同様である。

資産価値比率 (ELTV) が高まるにつれて、家計の期間中に転居を経験した家計（転居サンプル）転居確率が顕著に低下する傾向がみられる。これに関しては、やや傾向が異なる部分はあるものの、は、ELTV の水準ごとに定義されたダミー変数の係

やはり最近のほうが全体的に LTV の値が大きい家計の割合が高くなっている傾向がある。例えば、

8

これらの推計結果に関しては、瀬古・隅田・直井(2011)、瀬古(2014)も参照のこと。

土地総合研究 2016年秋号 127

表 2：持ち家世帯の転居に関する推計結果
変数(A) 2009～2014年(B) 2004～2008年

係数

係数

標準誤差

標準誤差

拡張された住宅ローン残高・住宅資産価値比率 (ELTV)
ELTV<0基準

基準
0.990(0.564) *(0.999)-3.091(1.416) **-1.037(0.946)-4.326(1.341) ***-1.786(1.503)-4.190(1.370) ***-5.182(1.302) ***-4.485(1.063) ***0≤ELTV<0.2 (=1)

-1.981(0.775)0.2≤ELTV<0.4 (=1)-1.1600.4≤ELTV<0.6 (=1)
0.6≤ELTV<0.8 (=1)

**

***

0.8≤ELTV<1 (=1)

-3.208(1.091)

ELTV≥1 (=1)-0.767(0.890)-5.634(2.693) **-1.658(1.253)-2.242(0.988)**1.625(0.593) *****-0.019(0.005) ***返済・所得比率 (EDTI)
世帯主年齢
世帯主年齢(2乗)0.019(0.009)

世帯人員数

0.606

(1.175)2.404(0.867) ***世帯人員数（2乗)0.069(0.151)-0.160(0.085) *既婚(=1)-0.934(1.555)0.428(0.908)

子ども年齢: 6歳以下 (=1)

0.010

(1.018)0.693(0.631)0.268(0.589)

子ども年齢: 7歳以上, 12歳以下 (=1)-2.302(1.221)

子ども年齢: 13歳以上, 15歳以下 (=1)-0.688(1.140)-1.442(0.990)

子ども年齢: 16歳以上, 18歳以下 (=1)

-1.114(1.203)-0.615(1.042)

子ども年齢: 19歳以上, 22歳以下 (=1)

-3.065(1.832) *-1.797(0.915) **子ども年齢: 23歳以上 (=1)-1.381(1.687)2.185(0.979) **世帯変動 (=1)-0.856(0.766)1.810(0.390) ***観測時からの世帯変動 (=1)-0.172(1.275)-0.540(0.569)世帯主失業 (=1)

0.733

(2.853)1.165(0.853)

実質世帯金融資産(万円)

0.000(0.001)0.003(0.001) ***実質世帯所得(万円)-0.002(0.001) **0.000(0.000)

部屋数-2.072(0.920) **-2.187(0.595) ***部屋数(2乗)0.162(0.077) **0.102(0.044) **居住期間(年)0.628(0.141) ***0.209(0.052) ***観測値数363*832

注：***: 1%, **: 5%, *:10%水準で、有意であることを示す。推定には、時点ダミー変数と、都市規模ダミー変数が用いられている。「(B) 2004～2008年」の推計結果は、Seko, Sumita and Naoi (2012) のTable 3で報告されたもの。

数が、統計的に有意に負の値を取り、かつこれらクイン効果を裏付けるものであるといえる。の係数の大きさは ELTV の水準が高まるにつれて他方で、2009 年から 2014 年にかけてのより最絶対値で大きくなることからわかる。また、近のデータを用いた結果 (モデル(A)) を見ると、ELTV ≥ 1のケース（負の純資産）では、係数の値

やはり住宅ローン残高・住宅資産価値比率 (ELTV)は－4.485 であり、0.8 ≤ ELTV < 1のケースと比の水準は、家計の転居確率を引き下げる傾向にあべて、係数の値はほぼ同一の水準となる。このこるものの、全体的に統計的な有意性は低下し、かとは、第 1 節の理論モデルで示した非対称なロッつ係数の絶対値も小さくなる。したがって、近年128 土地総合研究 2016年秋号になるほど、住宅市場における流動性制約が転居プルが増えたためであると考えられる。これらのを阻害する効果（ロックイン効果）は小さくなっ結果は、2009～2014 年のモデルにおいて、居住期ていることが推察される。

間が長くなるほどより転居する傾向が見られるこ

上記の分析のみから、こうした変化の理由を直ととも整合的であると考える。

接に検証することは難しいが、一つの解釈としては、近年の金融緩和に伴って、住宅ローンの借り4. おわりに入れが容易になったことが背景にあると考えられ

本研究では、遡及型融資というわが国の住宅金る。住宅ローン金利の下落は、新規の借り入れを融の制度的な特徴を明示的に考慮したうえで、流容易にするため、ELTV の水準が同一であったとし動性制約と持ち家世帯の転居の関係を検討した。ても、近年になるほど住み替えが容易になってい具体的には、転居阻害要因としての家計の流動性る可能性がある。同時に、頭金制約((2)式)の緩和制約の影響を、まず非対称なロックイン効果を説や、フラット 35 などの長期固定金利ローンの利用明する理論モデルを示し、次にそれをミクロデー可能性が高まったことも、同様の傾向を生み出すタに基づく計量経済学的分析により検証した。

要因になっている可能性がある。

実証分析では、全国の家計の個票パネルデータ

返済・所得比率 (EDTI) に関しては、返済負担を使用して、ロジットモデルによりロックイン効が高まるにつれて、買い替え確率が低下する傾向

果の検証を行なった。その結果、保有する総資産が見られる。こうした傾向は、特に最近の転居を（住宅資産＋金融資産）が住宅ローン残高を上回対象とした場合に顕著であり、2009～2014 年の転る家計に関しては、住宅ローン残高・住宅資産価居を対象とした分析では、EDTI の係数は統計的に値比率 (ELTV) が高まるにつれて、家計の転居確有意に負の値を示している。
上述の ELTV に関する率が顕著に低下する傾向がみられた。これに対し結果とあわせると、近年では住宅ローンの借り入て、総資産が住宅ローン残高を下回る家計は、頭れが容易になる一方で、借り手の全ローンの返済金制約のために転居することができないので、能力が問われるようになっていることを示唆してELTV が上昇しても、転居への効果はなかった。すいる。

なわち、住宅資産制約に起因するロックイン効果

その他の変数についての推計結果は、以下のよは、当該家計の純資産額の水準に依存して、非対うにまとめられる。世帯構成（子どもの年齢別ダ称な効果を持つことが示された。また、これらのミー）に関しては、就学年齢の子どもが存在する

流動性制約の影響は、近年の金融緩和期とされる場合、買い替え確率が低くなる傾向がみられる。

時期においても依然として存在することが示唆さ

こうした傾向は、ライフサイクルに応じた住み替れるものの、その影響は相対的に小さくなっていえ需要を反映しているものと考えられる。就学年

ることが明らかになった。

齢の子どもがいる世帯は、定住傾向が高く、転居性向が低いものと考えられる。

今後のわが国の住宅金融制度の方向性を考える
際には、アメリカのサブプライムローン問題が示

世帯主年齢の係数は、モデル(B)の 2004～2008

しているような家計が意図的にデフォルトを選択

年の推定結果からは 42 歳をピークにこれ以降はするインセンティブを防ぐような制度設計を考慮

買い換えの潜在変数が低下する形を示していたが、したうえで、非遡及型融資制への移行を考慮するモデル(A)の 2009～2014 年の推定結果では、58 歳

ことも、選択肢の一つとして考えられるであろう。

を底として、これ以降は上昇傾向を示す形状に変

また、非遡及型住宅融資制度を採用すれば、貸し化している。これは、2009～2014 年のモデルの推手は、現在の遡及型住宅融資制度の場合のように、定では、対象者年齢の上限が決められていなかっ借り手という人ではなく、貸す物件を見て、融資た旧 JHPS が追加され、退職を機に転居をするサン額を決定すると考えられるため、貸し手も借り手

土地総合研究 2016年秋号 129

も、より物件の質に関心を持つことになるので、それが、わが国の住宅の質の全般的な底上げにつながるということも考えられる。二重ローンの問題も解消される。リバースモーゲージの普及にもつながる9。しかしながら、貸し手側にもリスクが生じるため、貸出金利が上昇する、融資額が低く抑えられるというデメリットも出てくる。どちらの融資制度の方が、厚生が高く、望ましい制度であるのかは、まだ解明されていない。今後、わが国が住宅市場において、アメリカのいくつかの州で見られるような非遡及型融資制に移行すべきかどうかを、東日本大震災などの大震災による二重ローンの問題などさまざまな観点から、早急に検討する必要があると思われる。
参考文献
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瀬古美喜・隅田和人・直井道生(2011)「不動産価格の変動とマクロ経済への影響：転居阻害要因と住宅価格変動の分析から」岩井克人・瀬古美喜・翁百合[編]『金融危機とマクロ経済：資産市場の変動と金融政策・規制』（第５章）東京大学出版会、109-135.
瀬古美喜(2014) 『日本の住宅市場と家計行動』東京大9

リバース・モーゲージとは、住宅・土地の所有者が、自分の住宅を担保として、生活資金等の借り入れを受ける制度で、契約の期間中はその住宅に住み続けられることが特徴である。

学出版会。