Silviase/jgov_v1.4_full_ann huggingface dataset:
## 4 ．国民経済計算、県民経済計算等の推計方法への含意

国民経済計算における持ち家の帰属家賃の推計は、県民経済計算と整合性を保つためにも、全国一本でなく、都道府県ごとに行う必要があり、さらに、国民経済計算、県民経済計算とも、住宅を建築構造で区分して推計を行うことにより、産業連関表との差が縮小することが期待される。しかし、その場合もなお、持ち家の帰属家賃を過大評価する可能性がある。ただし、住宅属性を建築時期等によりさらに細分化するに際には、持ち家と貸家貸間の「質」の違いに十分に注意する必要がある。

全国消費実態調査では、規模が大きいほど家賃が割安になる家賃関数が計測され、持ち家の帰属家賃が過小評価されている可能性がある。住宅の立地属性をより詳細にコントロールするとともに、代替的な関数形の採用を検討する必要がある。

将来的には、住宅・土地統計調査の個票を利用して、全国消費実態調査のヘドニック推計が改善されることを前提として、他の統計はそれを共通のベンチマークとして採用することが望まれる。

## 目次

1．はじめに.....1
2．論文の構成.....1
3．政府統計における持ち家の帰属家賃の比較.....1
4．帰属家賃に関する先行研究.....4
5．家賃関数に関する先行研究.....6
6．地域区分と立地属性.....8
7．政府統計における推計方法への含意.....13
8．時系列の検証.....14
9．政府統計における推計方法の改善策の提案.....18
10．住宅の「質」について.....19
11．おわりに.....20

参考資料.....22
（参考1）93SNAマニュアルにおける持ち家の帰属家賃の扱い.....22
（参考2）ILOのCPIマニュアルにおける持ち家の帰属家賃の扱い.....22
（参考3）主要先進国における帰属家賃（対家計最終消費支出比、対GDP比、%）.....23
（参考4）持ち家比率の国際比較（%）.....23
（参考5）日本における持ち家の帰属家賃の対家計最終消費支出比、対GDP比の推移（%）.....24
参考文献.....25
# Estimating Imputed Rent for Owner-occupied Dwellings in the Japanese System of National Accounts $ ^{*} $

Haruhito Arai $ ^{†} $

May 2005
## Abstract

This paper analyses possible causes of large discrepancies among official data for imputed rent for owner-occupied dwellings in Japan, those including National Accounts, Regional Accounts, Input-output Table, and National Survey on Family Income Expenditure.

By reviewing the methodologies used by each statistical agency in the light of academic researches on imputed rent and rent functions, this paper finds that imputed rent for owner-occupied dwellings is likely to be overestimated when average unit rent which reflects high unit rent for small dwellings in downtown is used to calculate imputed rent for large owner-occupied dwellings mainly located in the suburbs, and conversely, that imputed rent for owner-occupied dwellings is likely to be underestimated if rent function is used to calculate imputed rent for owner-occupied dwellings, and if the function faultily captures an apparent negative correlation between unit rent and floor space when location differences are not fully controlled for.

This paper, using over 200 thousand realty rental advertisements in Metropolitan Tokyo, downloaded via Internet, then, examines the effectiveness of various estimation techniques used to control for location differences in estimating rent equations. Major findings include; i) stratification by area may not improve the performance of the set of area-wise rent functions; ii) use of area dummies in pooled estimate may not improve much the performance of the estimated rent function, either; and iii) alternative specifications can significantly improve the performance of rent functions, regardless of whether samples are stratified by area or not.

To conclude, this paper proposes that i) National Accounts estimates of imputed rent for owner-occupied dwellings are calculated based on regional estimates, ii) in both National and Regional Accounts, imputed rent is calculated for each category of building structures, iii) National Survey of Family Income and Expenditure utilizes detailed information on housing location already available in Housing and Land Survey, or employs alternative specifications of rent function. Large discrepancies among official data for imputed rent for owner-occupied
dwellings in Japan are expected to narrow significantly if these proposals are adopted by statistical agencies. The final goal is that one single estimate of imputed rent for owner-occupied dwellings which utilize best available information provide the common benchmark for all other statistics.
## １．はじめに

平成 15 年住宅・土地統計調査（速報）によれば、持ち家住宅総数は 2,866 万戸（持ち家住宅比率 61.2%）に上り、国民経済計算における持ち家の帰属家賃も平成 15 年度に約 52 兆円と、家計最終消費支出の 2 割近く、また、名目 GDP の約 1 割を占め、公的資本形成を上回る規模に達している。

ところが、持ち家の帰属家賃は、実際の家賃データがあるわけではなく、推計に頼らざるを得ない性格から、推計は、基本的には、国際連合等のSNAマニュアルに従って行なわれてはいるものの、その詳細まで含め、絶対的な方法が確立されているわけではない。

持ち家の帰属家賃は、国民経済計算以外でも推計が行われている。その代表的なものに、県民経済計算（内閣府）産業連関表（総務省）全国消費実態調査（総務省）があり、なかでも全国消費実態調査の推計結果は、消費者物価指数（総務省）のウェイトの算出に用いられるなど、重要な役割を担っている。

しかし、これらの統計の持ち家の帰属家賃の計数を比較すると、数兆円～数十兆円の幅で大幅な違いがみられる。各統計の担当部局は、それぞれの業務目的に則した推計方法を採用しているのであろうが、統計の利用者の立場からみると、同じ概念でありながら、大幅に異なるいくつもの数字が同じ政府から公表されることは、好ましいことではない。

本論文では、こうした問題意識のもと、持ち家の帰属家賃の推計を行なっている統計のほか、既存の調査研究における推計結果を比較・検討し、推計方法の違いによりなぜ推計結果が違うか、そのメカニズムを明らかにするとともに、各統計における推計方法の改善策について具体的な提案を行う。

## 2 ．論文の構成

本論文では、まず、国民経済計算、県民経済計算、産業連関表、消費実態調査の持ち家の帰属家賃データと推計方法の比較を行う。次に、持ち家の帰属家賃と家賃関数に関する先行研究から得られる知見を整理し、推計方法の違いがなぜ結果に大きく影響するかを明らかにする。次に、首都圏における賃貸物件情報を用いて、家賃関数を独自に計測することにより、住宅の立地属性をコントロールする各種手法の有効性を検討し、国民経済計算、県民経済計算等における推計方法の改善策を提案する。最後に、推計のさらなる改善を図るうえで検討すべき諸課題について問題提起を行う。

## 3 ．政府統計における持ち家の帰属家賃の比較

最初に、国民経済計算、県民経済計算、産業連関表、全国消費実態調査の持ち家の帰属家賃のデータと推計方法の比較を行なう。（以下においては、比較のため、データ時点は平成12年、またはできるだけそれに近い年次をとることとする。）

まず、国民経済計算では、支出系列である家計最終消費の内訳として「持ち家の帰属家
賃」(表章項目としては「帰属家賃」)が推計されており、平成12年には49.9兆円である。推計方法は、単純にいえば、「総家賃＝総床面積（ $ m^{2} $ ）×家賃単価（円／ $ m^{2} $ ）」である。ここで、「総床面積」と「家賃単価」は「住宅・土地統計調査」(総務省)によりベンチマークを得たうえで、各四半期の推計では、「総床面積」は「建設着工統計」と「建築物滅失統計」、また、「家賃単価」は「消費者物価指数」を用いて補間、または補外推計を行っている $ ^{*} $ 。

次に、県民経済計算では、支出系列に持ち家の帰属家賃は掲載されていないが、県民所得（実額）の表に、「企業所得（法人企業の分配所得受払後）」の内訳として「持ち家」が掲載されており、平成12年度は21.1兆円（全県計）である。

ここで、持ち家の「企業所得」とは、持ち家の所有者が不動産賃貸業を営んでいると擬制した場合の不動産業所得を言い、収入である持ち家の帰属家賃から、諸経費である中間投入（修繕等）、固定資本減耗、純間接税（固定資産税等）、住宅ローン支払利子、支払地代を差し引いたものである $ ^{†} $ 。（控除項目のうち、金額としては、定率法で計算される固定資本減耗と住宅ローン支払利子が大きい）。

これに対応する国民経済計算の計数は、「国民所得・国民可処分所得の分配」の表に「企業所得（法人企業の分配所得受払後）」の内訳として「持ち家」が掲載されており、平成12年度には24.2兆円である。

このように、国民経済計算と県民経済計算に共通に掲載されている「持ち家の企業所得（法人企業の分配所得受払後）」でみて、両者の計数の間には3.1兆円の違いがある。

県民経済計算は、国民経済計算に準拠して作成されているが、推計は都道府県ごとに行われており、持ち家の帰属家賃も、都道府県ごとに「総家賃＝総床面積（ $ m^{2} $ ）×家賃単価（円／ $ m^{2} $ ）」で求められている。

第三に、産業連関表の「住宅賃貸料（帰属家賃）」は、平成12年表では44.0兆円である。産業連関表の帰属家賃は給与住宅差額家賃を含む点で、国民経済計算と完全に比較可能ではないが、最初にみた国民経済計算の49.9兆円との間には、6兆円の違いがある。

産業連関表では、住宅ストック戸数を持ち家と借家に区分したうえで、建て方（一戸建て・長屋建・共同住宅・その他）さらに共同住宅については構造（木造・非木造）別に区分し、民営家賃月額を乗じたうえで、面積・建築時期等の補正を行なっている。

第四に、全国消費実態調査がある。平成11年調査によれば、持ち家の帰属家質は、世帯あたり7万9,193円（表1）であり、これに、平成10年住宅・土地統計調査による持ち家住宅総数（26,268千戸）と1年=12カ月をかけて、年間の帰属家質の総額を計算すると、25.2兆円となる。（空き家の存在を考慮すればこれより小さい）。最初にみた国民経済計算による持ち家の帰属家質49.9兆円（平成12年）との間に、実に24.7兆円もの違
表 1 全国消費実態調査による持ち家の帰属家賃

平均	持ち家	民営貸家・貸間	うち民営借家（設備専用）
集計世帯数	59,168	44,560	7,145	6,904
世帯数分布(抽出率調整)	1,111,681	738,308	213,855	204,662
住宅の延べ床面積(m²)	104.4	132.6	47.9	48.0
住居(円)	23,432	13,138	57,592	58,285
家賃・地代	14,986	1,036	56,601	57,310
設備修繕・維持	8,446	12,102	991	975
設備材料	1,334	1,865	229	235
工事その他のサービス	7,112	10,237	762	740
[持ち家の帰属家賃]	52,595	79,193	-	-

(出所)平成11年全国消費実態調査 家計収支結果表 第42表「住宅の所有関係別1世帯当たり1か月間の収入と支出（全、勤）」

平成 11 年全国消費実態調査では、平成 10 年 10 月に実施された住宅・土地統計調査の民営借家（設備専用）の個票を用い、全国を、(1)東京都、(2)関東 3 県（埼玉県、千葉県、神奈川県）、(3)関西 3 府県（京都府、大阪府、兵庫県）、(4)その他の道県、の 4 プロックに分けたうえで、各プロックごとに地域区分、住宅の構造、浴室の有無、水洗便所の有無、建築時期及び住宅の延べ面積を説明変数とした次の回帰式を仮定し、最小二乘法により係数を決定している $ ^{*} $ 。

$$ \begin{aligned}&\ln\ y\left(i\right)=a_{i}+\sum_{j}b_{ij}x_{j}+c_{i}\ln\ S\\ &\begin{array}{ll}{{{i:}}}&{{{各ブロック}}} \\{{{y:}}}&{{{家賃}}} \\{{{x_{j}:}}}&{{{地域区分及び住宅の属性（住宅の構造など）を表すダミー変数}}} \\{{{S:}}}&{{{延べ面積 \left(m^{2}\right)}}} \\{{{a_{i}b_{ij},c_{j}:}}}&{{{係数}}} \\\end{array}\\ \end{aligned} $$

表 1 にある家賃月額と延べ床面積から持ち家、民営借家・借間（設備専用）の単位家賃（円／m²）を計算すると、それぞれ 597 円／m²、1,194 円／m² となり、前者は後者の約半分に過ぎない。全国消費実態調査では、全国を 4 プロックに分割することで、地域性を反映した家賃関数を構成する工夫が行われており、そのため、民営借家・借間の単位家賃は、当該世帯比率が比較的多くかつ家賃の高い「(1)東京都」のウェイトが大きいため相対的に押し上げられる効果がある一方、持ち家世帯に関しては、当該世帯比率が比較的多く
かつ家賃の安い「(4)その他地域」のウェイトが大きいため当該単位家賃を押し下げる効果がある。

## 4 ．帰属家賃に関する先行研究

国民経済計算で持ち家の帰属家賃を推計することが国際連合等のマニュアルで定められている趣旨は、持ち家比率が異なる諸国間の経済規模の比較を可能とすることにあると考えられるが、一国においても、持ち家比率が長期的に変化する場合、異時点間の比較を行うに際して、持ち家比率の変化を調整することが求められることがある。また、わが国においては、資産バブルに関連して、住宅資産の有無が世帯間の所得・資産の格差を生んでいるとの問題意識から、何人かの研究者によって独自に持ち家の帰属家賃の推計が行われてきた。

そのなかで、橘木・八木（1994）は、首都圏を対象とする1990年日経NEEDS-RADER「金融行動調査」のデータを用い、収益還元地価が成立していると仮定して、土地評価額から帰属家賃（住宅を含まず、正確には「帰属地代」と呼ぶべきもの）を算出している（表2）。これを比較のため、1989年全国消費実態調査の個票を東京圏、持ち家世帯に限って集計した結果と比較すると、後者が前者を大幅に下回っており、橘木・八木は、全国消費実態調査の帰属家賃が「過小に推定されている嫌いがある」（全国消費実態調査が示すように）「代表的持ち家世帯の家屋を東京圏で月8万円で借りることができるとは考えられず、むしろ本稿の帰属家賃の値の方が実勢を反映していると判断できよう。」と述べている。（「月8万円」というのは、表2にある、橘木・八木が全国消費実態調査の個票を東京圏、持ち家世帯について集計した年間帰属家賃を月額換算したものと考えられる）。
表 2 東京圏における持ち家世帯の帰属家賃の中央値

年齡階層	1989年全国消費実態調查帰属家賃	NEEDS-RADER 帰属家賃	NEEDS-RADER PER
-24	93.96
25-29	96.90	163.05	36.8
30-34	101.76	135.87	36.8
35-39	100.08	133.19	37.9
40-44	98.16	135.20	37.8
45-49	98.22	156.35	36.8
50-54	98.52	166.58	36.8
55-59	103.20	163.05	36.8
60-64	103.62	217.40	36.8
65-69	100.56	206.53	36.8

注1）帰属家賃の単位は、万円／年。

2 ) PER ( Price Earnings Ratio ) とは、価格収益比率を意味している。ここでの価格は資産評価額であり、収益は帰属家賃所得を用いている。

出所）橘木俊詔・八木匡（1994）「所得分配の現状と最近の推移 - 帰属家賃と株式のキャピタル・ゲイン -」石川経夫編『日本の所得と富の分配』第1章、東京大学出版会

次に、高山・有田（1995）は、1988年住宅統計調査の個票を用いて単位家賃関数を推計し、これから、1989年における帰属家賃を世帯主の年齢階層別に推計している（表3）。高山・有田は、これを総務庁推計（全国消費実態調査）と比較し、総務庁推計による1989年の持ち家の帰属家賃年額（全国、普通世帯で平均値76.1万円、中央値68.8万円）は、高山・有田推計の55～60%に過ぎないことを指摘している。

表 3 世帯主の年齢階層別にみた持ち家の帰属家賃年額（単位：万円）

年龄
区分	平均值	中央值	年龄
区分	平均值	中央值
-24	115.4	104.8	50-	134.6	109.5
25-	148.4	136.9	55-	141.2	110.1
30-	154.5	133.9	60-	136.4	109.5
35-	143.0	124.3	65-	137.4	104.9
40-	141.3	119.2	70-	133.7	97.8
45-	138.5	115.2	75+	131.3	103.2

出所）高山憲之・有田富美子（1995）「可処分所得の世代間分配」一橋大学経済研究所「経済研究」第46巻第1号
ここで、高山・有田は、橘木・八木と同様、家賃を資産収益ととらえ、説明変数に土地評価額、減価償却後の住宅価格を採用するなど、全国消費実態調査とは基本的に異なる推計方法を採用している。

これらの研究は、それぞれの独自推計に比べ、全国消費実態調査の持ち家の帰属家賃が過小である可能性を示唆する一方、推計結果になぜ大幅な違いが生じるかの理由は、必ずしも明らかにはしていない。

## 5 ．家賃関数に関する先行研究

その後、2000年3月の定期借家権制度の導入の是非を巡る論争のなかで、計量経済学の手法を用いて借地借家法の効果を定量的に把握しようとする試みが行われ、家賃関数の形状に新しい知見が加わることとなった。

この論争では、借地借家法が良質な貸家の供給を制約しているとすれば、良質な貸家の家質は割高になり、面積あたりの単位家質は貸家の規模が大きいほど高くなることが主張された。ところが、観察されるデータでは、しばしば、面積あたりの単位家質は貸家の規模が大きいほど安くなる傾向がある。そこで、住宅の属性をコントロールした上で家質関数を計測し、単位家質が果たして貸家の規模に関して右下がりなのか、それとも右上がりなのかが検証の対象とされた。

八田・赤井（1995）は、週刊住宅情報（リクルート社発行）No.21（1994年6月1日号）にある関西圏全域の情報のうち、都市内への通勤時間が計測しやすい大阪の北摂地域のデータを用い、通勤時間と築年数をコントロールすれば、50 m²以上の住宅については、床面積の増大とともに単位家賃が上昇することを示し（下記回帰式1）さらに、八田・赤井（1996）では、通勤時間と築年数に加えて、住宅建設における固定費の存在を考慮することにより、50 m²未満を含む全サンプルについて、床面積の増大とともに単位家賃が上昇することを示した（回帰式2及び3）。

## 表 4 八田・赤井による単位家賃の計測結果

单位家賃 = 2332.623 + 2.0058 床面積

(21.377) (2.01)

- 19.0296 通勤時間 - 14.4318 築年数 + u

(-6.131) (-4.907)

$$ R^{2}=0.2722\quad\stackrel{\wedge}{R^{2}}=0.2609 $$

$$ \begin{aligned} 单位家賃 &=158.4207+4.9062( 床面積 )+32680.78(1\ /\ 床面積 )\\&\quad(11.409)^{***}(4.273)^{***}\quad(11.609)^{***}\\&\quad-14.5824( 通勤時間 )-20.7048( 築年数 )+u\\&\quad(-5.197)^{***}\quad(-7.556)^{***}\\ R^{2}&=0.5509,adjusted R^{2}=0.5446,F(4,285)=88.00,Prob>F=0.00\end{aligned} $$
$$ \begin{aligned} 单位家賃 &=1359.149+3.5331( 床面積 )+31713.32(1\ / 床面積 )\\&\quad(10.633)***\ (3.169)\ ***\ \ \ (11.225)***\\&\quad-2.03\times10^{-28}\exp( 通勤時間 )-45.1715( 築年数 )+0.7777( 築年数 )^{2}+u\\&\quad(-2.891)\ ***\ \ \ (-8.312)\ ***\ \ \ (5.037)\ ***\end{aligned} $$

$$ R^{2}=0.5488,adjusted R^{2}=0.5409,F(5,286)=69.58,Prob>F=0.00 $$

出所）赤井伸郎「研究叢書 第8章 住宅市場規制の分析-借地借家法は賃貸住宅供給を抑制していないのか？」

(http://www.geocities.co.jp/SilkRoad/3841/chap8.PDF)

八田・赤井の主張では、便利な場所では単位家賃が高いが、こうした場所に小規模の貸家が多く分布することによって、住宅規模が小さい方が単位家賃が高く、逆に言えば、住宅規模が大きい方が単位家賃が低いという関係が観察され、単位家賃は住宅規模に関して右下がりになる。また、住宅建築に、トイレ、風呂など、住宅規模を問わず必要とされる固定的な設備費が存在することも、単位家賃が規模に関して右下がりになる原因になる。しかし、こうした住宅属性をコントロールした上で、単位家賃が規模に関して右上がりであれば、そこに借地借家法による良質な貸家の供給抑制効果が現れていることになる。

また、大竹・山鹿（2001）は、定期借家制度導入直後の6カ月間におけるリクルートの個票データを用い、東京都内の賃貸住宅を対象に、定期借家制度の効果を検証した。表5は、一般借家と定期借家のデータをプールした家賃関数を、加重最小二乗法で推定した大竹・山鹿の結果をまとめたものである（ただし、ここでは、5つの月ダミー、及び、それらと定借ダミーとのクロス項についての結果はスペースの関係で省略している）。

本論文との関係で注目されるのは、網掛けで示してある床面積の係数であるが、一般借家についての床面積の係数は、全規模（第i列）では0.849（<1）51m²未満（第ii列）では0.646（<1）51m²以上（第iii列）では1.326（>1）と、単位家賃曲線が、全体としては右下がりであっても、51m²未満では右下がりである一方、51m²以上では右上がりであることが示唆されている。
表 5 大竹・山鹿による家賃関数の WLS 推定結果（従属変数：対数家賃）

独立变数
(対数値)	i	ii
51 m²未満	iii
51 m²以上
定数項	9.667*** (0.0067)	10.066*** (0.0077)	7.994*** (0.0193)
バス	-0.159*** (0.0017)	-0.143*** (0.0020)	-0.15*** (0.002)
徒歩	-0.054*** (0.0009)	-0.044*** (0.0009)	-0.071*** (0.0016)
時間距離	-0.253*** (0.0015)	-0.175*** (0.0015)	-0.337*** (0.0025)
床面積	0.849*** (0.0012)	0.646*** (0.0017)	1.326*** (0.0038)
築年数	-0.064*** (0.0006)	-0.061*** (0.0006)	-0.077*** (0.0011)
~ (中 略) ~
定数項ダミー	0.572*** (0.0798)	0.356 (0.2208)	2.004*** (0.0772)
D・バス	0.012 (0.0126)	-0.082* (0.0482)	0.007 (0.0095)
D・徒歩	-0.022** (0.0088)	-0.024 (0.0231)	-0.004 (0.0068)
D・時間距離	-0.131*** (0.0148)	-0.001 (0.0439)	-0.062*** (0.0112)
D・床面積	-0.030* (0.0162)	-0.052 (0.0421)	-0.440*** (0.0162)
D・築年数	-0.030*** (0.0061)	-0.019 (0.0182)	-0.019*** (0.0046)
~ (中 略) ~
AdjR²	0.800	0.665	0.754
サンプル数	143210	88560	54650
F值	27302.7	8356.5	7977.8

（注）サンプル期間は2000年3月～8月。Dは定期借家ダミー変数である。また基本月は3月である。***、**、*はそれぞれ1%、5%、10%水準で有意なことを示す。また括弧内は標準偏差である。

（出所）大竹文雄・山鹿久木（2001）「定期借家権制度が家賃に与える影響」、日本経済研究 No42、2001.3

なお、大竹・山鹿の主たる関心対象である定期借家については、51 m² 未満では定借ダミーとそのクロス項の係数は有意でなく、定期借家と一般借家の間に有意な差はみいだせないが、51 m² 以上では、1% 水準で有意に定期借家の方が床面積弾力性が 44%（-0.44）低い（すなわち、定期借家の床面積弾力性はほぼ 1）という結果が得られている。（ここでは紹介を省略するが、大竹・山鹿は、上記のほか、分位回帰による推定を含め、詳細な分析を行っている）。

## 6 ．地域区分と立地属性

本論文では、大阪・北摂地域のデータを用いた八田・赤井の研究、及び、東京都内のデータを用いた大竹・山鹿の研究を参考とし、立地属性をコントロールする手法を検討する
ために、首都圏を対象としたリクルートの賃貸物件情報約20万件*をダウンロードした。

このデータセットは、地域が首都圏に限定されていることで、極めて不十分ではあるが、立地属性があらかじめコントロールされている。以下においては、地域をさらに東京23区内とそれ以外に区分して家賃関数を推計することにより、地域区分の細分化が家賃関数の推計の改善につながるか否かを検証する。

図6は、約20万件の物件の単位家賃を10m²単位で専有面積別に集計した結果を示したものである。図には、専有有面積50～60m²あたりを境に右上がりになる「U字型」（首都圏計及び東京23区内）、あるいは「L字型」（その他首都圏）の単位家賃関数が描かれている。

6 借家規模別单位家賃

注 $ ^{1} $ ）平成16年10月17日時点。

2）单位家賃=（家賃+管理費）/專有面積

3）以下(1)～(5)に該当する物件（27 物件）は異常値（誤入力）と判定し、サンプルから除外している。

(1)専有面積の記載のない物件（1件）

(2)専有面積が $ 1 \, m^{2} $ 以下の物件（13 件）

(3)専有面積が $ 1000 \, m^{2} $ 以上の物件（6 件）

(4) 单位家賃が 100 円/ m² 以下の物件（6 件）

(5) 单位家賃が 1 万円/m² 以上の物件（20 件）

次に、この約 20 万件のサンプルを用いて両対数線形の家賃関数を最小二乘法で推計した結果を示す（図 7）。（計量分析用ソフトは E-Views を使用）。

図7において、両対数目盛りの散布図中に引かれた直線が、推計された家賃関数である
が、その傾きは、首都圏計で 0.7 と、1 を下回っており、図でみても、比較的規模の大きい借家の家賃が過小推計されている様子が明確に見てとれる。

図7 専有面積（横軸）と家賃（縦軸）（対数目盛り）

首都圈計

(N=196,590)

東京 23 区内 (N=102,136)

Ln (rent)

= 8.780275

+ 0.801983 Ln (floor)

その他首都圏 (N=94,454)

Ln (rent)

= 9.336957

+ 0.530797 Ln (floor)

## (地域分割の効果)

次に、同じ図7で、首都圏を東京23区内とそれ以外に区分した推計結果をみると、東京23区内についての家賃関数の傾きは0.8と、若干1に近くなるが、比較的規模の大きい借家についての家賃の過小推計は解消されず、また、「その他首都圏」についての家賃関数の傾きは0.5と、首都圏計の場合より低く、比較的規模の大きい借家の家賃がより過小推計されている。

このことは、小規模賃貸物件が集中する東京23区内を除いたとしても、周辺県の県庁所在地等に小規模賃貸物件が集中することにより、規模に関して右下がりの単位家賃関数が計測されることを示している。図6にあるように、東京23区内よりも「その他首都圏」における方が小規模物件に関して単位家賃関数の勾配のマイナスが大きいことは、地域区分を細分化することによって住宅の立地属性をコントロールしようとしても、逆に推計結果が悪くなる可能性があることがわかる。

## (地域ダミーの効果)

全国消費実態調査では、全国を4プロックに区分したうえで、さらにプロック内の地域区分を表すダミー変数を採用することで、地域差を詳細に考慮している。（両対数線形の家賃関数に地域区分を表すダミー変数を採用することは、地域間で、家賃水準に一定の倍率の格差が存在することを仮定していることになる。）

図8は、東京23区内のデータとその他首都圏のデータをプールし、東京23区内と「そ
の他首都圏」にダミー変数を採用した家賃関数の推計結果を示したものである。図中の直線で示される家賃関数の傾きは、東京23区内、「その他首都圏」に共通で、0.7であり、図7に比べて、「その他首都圏」に関しては比較的規模の大きい借家の家賃の過小推計が改善されてはいるが、東京23区内に関しては、逆に、規模の大きい借家家賃の過小推計がより大きくなっている。

図８ 地域ダミーを用いた家賃関数の計測結果

Ln (rent) = 9.194637 dum_23 + 8.790839 dum_00 + 0.682773 Ln (floor)

ここで再び図6をみると、東京23区内と「その他首都圏」の間に存在する家賃倍率は規模に関して一定ではなく、規模が大きいほど大きい。したがって、地域ダミーを採用した場合には、ある地域については比較的規模の大きい貸家家賃の過小推計が改善される一方で、別の地域については比較的規模の大きい貸家家賃の過小推計がより大きくなる可能性があることがわかる。

## (貨家と持ち家の分布の違い)

いま、平成10年住宅・土地統計調査で、貸家貸間と持ち家の規模別分布を比較すると、借家借間は、持ち家としてはほとんど存在しない小規模な住宅が主体であることがわかる（図9）（なお、これほどの分布格差は図7、8の平面撒布図では見えにくいが、両図における小規模物件の密度は非常に濃く、図9と同様の分布格差を描くことができる）。

したがって、小規模物件の影響で規模に関して右下がりになる単位家賃関数を、規模の大きい持ち家に適用すれば、持ち家の帰属家賃を大幅に過小推計する可能性がある。

このことは、また、たとえ住宅の立地属性を地域分割なり地域ダミーで考慮することに
よって家賃関数の当てはまりを改善させたとしても、それが比較的規模の大きい貸家の家賃を過小推計する場合は、持ち家の帰属家賃の推計に用いることが必ずしもは適当でないことを意味している。

図9 持ち家と民営借家の規模別分布

（出所）平成10年住宅・土地統計調査 確報集計結果（全国編）第12表より作成。

## (代替的な関数形の検討)

次に、八田・赤井が、住宅建設に固定費が存在することを考慮して、 $ 50\ m^{2} $ 未満を含む全サンプルについて、床面積の増大とともに単位家賃が上昇することを示すのに用いた、単位家賃を被説明変数、面積と面積の逆数を説明変数とする単位家賃関数を推計してみる。

図 10 に示すように、首都圏計、東京 23 区内、その他首都圏とも推計結果は大幅に改善し、比較的規模の大きい貸家家賃の過小評価もほぼ解消している。ごく小規模の借家について単位家賃関数が実際の家賃を過大推計しているが、これは、ごく小規模の貸家では浴室などの専用設備が備わっていないためと考えることができる。
図 10 専有面積（横軸）と家賃（縦軸）（対数目盛り）

unit rent

= 1977.829

+ 8.322346 (floor)

+ 31153.81 (1/floor)

unit rent

= 1043.529

+ 1.277251 (floor)

+ 36065.50 (1/floor)

この推計では、住宅属性を厳密にコントロールしていないので、面積の逆数を説明変数に加えることは、必ずしも住宅建築に固定費が存在することを考慮したものとは言えない。むしろ、立地属性を厳密にコントロールする代わりに、規模が大きいほど単位家賃が低くなる傾向を、関数形の工夫によって統計的に把握し、これによって比較的規模の大きい貸家家賃の過小推計を回避していると言うことができる。したがって、また、この家賃関数では、「その他首都圏」についての推計結果にみられるように、細分した地域内に小規模借家の影響が残ったとしても、比較的規模の大きい貸家家賃の過小推計が回避されることになる。

ここで、橘木・八木、高山・有田の研究を振り返ってみると、両研究では、家賃を資産収益ととらえ、帰属家賃の推計において、土地評価額等を変数として用いている。家賃を決定する住宅属性のうち、利便性、周辺環境などの立地条件が当該物件の資産価格に総合的に反映されていると考えれば、両研究では、個別性が高く、客観的な把握が難しい住宅の立地条件が資産価格を鍵にコントロールされており、これが、全国消費実態調査の計数との違いを生んでいると理解することができる。ただ、わが国では、地価バブルの発生と崩壊の過程で、地価が理論地価（収益還元地価）と大幅にかい離し、しかもその状況が地域によって異なっていることを考えると、立地条件が当該物件の現実の資産価格に的確に反映されているか否かについてはなお議論の余地があると考えられる。

## 7 ．政府統計における推計方法への含意

現行の国民経済計算におけるように、持ち家の帰属家賃の推計に際して地域差を考慮せず、全国平均の貸家家賃を用いることは、大都市中心部の小規模貸家の割高な単位家賃を地方の持ち家に適用することで、持ち家の帰属家賃を過大評価する可能性がある。
県民経済計算では、推計を都道府県ごとに行うことで、この懸念は大方回避され、結果として、持ち家の帰属家賃（直接比較できるのは「持ち家の企業所得」）は国民経済計算より小さくなる。

しかし、本論文における分析が示すように、同一都道府県内において小規模貸家が利便性の高い県庁所在地等に偏在する等により、都道府県で区分したとしても、なお過大推計の可能性は否定し切れない。

産業連関表では、既に述べたように、住宅を建て方（一戸建て・長屋建・共同住宅・その他）さらに共同住宅については構造（木造・非木造）別に区分している。ここで、持ち家の主体である戸建てと、小規模借家の主体である共同建てを建て方で区別していることが、かなりの程度、持ち家の帰属家賃の過大評価を防ぐ効果をもっていると考えられる。ただ、産業連関表の推計は、全国一本で行われ、地域差は考慮されていない。同じ建て方でも、都市部に貸家が多く、地方に持ち家が多いとすれば、都市部の高い家賃で地方の持ち家の帰属家賃を評価する可能性は否定できない。また、現行の国民経済計算と県民経済計算の間で計数に違いが生じてしまうように、仮に都道府県産業連関表を作成するとすれば、産業連関表と都道府県産業連関表は整合性を欠く恐れがある。

全国消費実態調査については、全国を4プロックに区分するなど地域差を反映した推計が行われているが、本論文で検証したように、地域を区分し、地域ダミーを採用する方法では、住宅の立地が十分にコントロールされず、規模が大きいほど家賃が割安になる家賃関数が推計される結果、持ち家の帰属家賃を過小評価している可能性がある。

## 8 ．時系列の検証

本論文では、ここまで、最近時点に的を絞って、統計によって持ち家の帰属家賃のデータがなぜ違う原因を究明してきたが、次に、過去に遡って各統計の比較を行い、同様のことが以前から存在していたのかどうかを検証することとする。

まず、県民経済計算が全都道府県について整備された平成4年度以降について国民経済計算と県民経済計算の「持ち家の企業所得」を比較すると、国民所得統計が県民経済計算を各年とも10～15%程度上回っている（表11）。

表 11 国民経済計算と県民経済計算の比較（持ち家の企業所得、兆円）

年度	平成4	5	6	7	8	9	10	11	12	13
国民経済計算	14.4	17.1	18.5	19.8	20.9	21.6	22.2	23.3	24.2	26.0
県民経済計算	12.4	14.9	16.3	17.2	18.0	18.7	19.4	20.7	21.5	22.4
差(%)	2.0(16.1)	2.2(14.8)	2.2(13.5)	2.6(15.1)	2.9(16.1)	2.9(15.5)	2.8(14.4)	2.6(12.6)	2.7(12.6)	3.6(16.1)

(出所)「平成16年版国民経済計算年報」及び「平成16年版県民経済計算年報」より作成。
次に、SNA産業連関表と総務省産業連関表について、時系列で比較できる総家賃（「住宅賃貸業」の国内生産額）を比べると、表12に示すように、過去に関しては両統計の間の違いは小さく、平成12年になって大幅な違いが生じている。

表 12 国民経済計算と産業連関表の比較（単位：兆円）

年	昭和 50	昭和 55	昭和 60	平成 2	平成 7	平成 12
総家賃	SNA 産業連関表	10.9	19.8	27.9	40.2	54.1	61.2
産業連関表	11.3	20.7	27.3	38.8	52.9	56.2
差	-0.4	-0.9	0.6	1.4	1.2	5.0
帰持属家賃の	国民経済計算	8.7	15.9	22.7	32.4	43.8	49.9
産業連関表	-	-	-	-	-	44.0
差	-	-	-	-	-	5.9

(出所)

1．SNA 産業連関表：昭和 50 年は「SNA 産業連関表（昭和 60 年基準）」（平成 4 年 7 月、経済企画庁経済研究所国民所得部）昭和 55～平成 2 年は「平成 2 年基準 SNA 産業連関表 - 名目編一」（平成 8 年 3 月、同上）平成 7～12 年は「SNA 産業連関表（平成 7 年基準）」（平成 16 年 3 月、内閣府経済社会総合研究所国民経済計算部）

2．国民经济計算：昭和50～60年は「平成12年版国民经济計算年報（CD-ROM付）」（平成12年3月、経済企画庁編）平成2～12年は「平成15年度GDP確報（国内総支出系列等）時系列表（http://www.esri.cao.go.jp/jp/sna/qe043-2/gdemenuja.html）」この原因のひとつは、総務省産業連関表の推計方法が平成12年表で変更されていることにある。平成12年表と同じ推計方法で作成された「平成2-7-12年接続産業連関表」の総家質は、表12に示されている平成12年表の数値より平成2年で3兆円程度、平成7年で1兆円程度それぞれ小さく、推計方法の違いによるSNA産業連関表と総務省産業連関表の計数の違いは、平成12年に限らず、少なくても平成2年にまで遡って存在することが確認できる。

同時に、表 12 に示されている国民経済計算における持家の帰属家質は、平成 10 年住宅・土地統計調査をベースとした延長推計値であることから、延長推計に用いる手法のなかに過大推計をもたらす要因が含まれている可能性がある。これを検証するために、図 13 に、昭和 60 年以降について、基準改定前後の SNA 産業連関表の住宅賃貸産業の国内生産額を総務省産業連関表（×）と比較したものを示している。
図13 SNA産業連関表による住宅賃貸業国内生産額

昭和 60 年基準の推計が行われた最後の年である平成 5 年についてみると、昭和 60 年基準値（♦）は平成 2 年基準値（▲）を 3 兆円弱下回っており、基準改定前の数年に関して、昭和 60 年基準 SNA 産業連関表は住宅賃貸業の国内生産額を過小推計していたことがわかる。次に、平成 2 年基準の推計が行われた最後の年である平成 10 年についてみると、平成 2 年基準値（▲）は平成 7 年基準値（●）を 5 兆円強上回っており、平成 2 年基準 SNA 産業連関表は住宅賃貸業の国内生産額を逆に過大推計していたことがわかる。また、現時点で利用可能となっている平成 15 年住宅・土地統計調査の速報結果に基づく筆者の試算では、総家賃が平成 10 年から 15 年の 5 年間で 5% 程度増加している一方、平成 7 年基準 SNA 産業連関表の総家賃は平成 10 年から 14 年までの 4 年間で 7.5% 増加しており、平成 7 年基準においても、延長推計に起因する誤差が最終的には数兆円に上る可能性がある。

このように、延長推計の手法に、過大、過小のどちらか一方のバイアスがあるわけではないものの、国民経済計算において、基準改訂時に、住宅・土地統計調査等の基礎統計を用いてベンチマークの計数を精確に確定させたとしても、次期基準改定までの間、延長推計に伴う誤差が最終的には数兆円に及ぶ規模で発生し得ることには十分な注意が必要である。

最後に、国民経済計算と全国消費実態調査を時系列で比較する。

全国消費実態調査の集計結果は、世帯あたり、ひと月あたりであるので、表 14（1）の持ち家の帰属家賃に、前年に実施された「住宅・土地統計調査」による持ち家世帯数と1
年＝12ヶ月をかけて、年間の帰属家賃総額を計算し、これを国民経済計算の持ち家の帰属家賃と比較する。

表 14（2）に示すように、両統計の計数は以前から大幅に異なっているが、金額であると、時とともに差が拡大している一方、かい離率であると、昭和50年代に倍以上あったかい離率が、平成に入ってからは倍以内に縮小している。

全国消費実態調査における持ち家の帰属家賃の推計方法を過去に遡って調べてみると、基本的な推計式の形は保たれてはいるが、平成元年に変更が行われていることがわかる。

まず、地域区分について、昭和54年、59年調査では、(1)京浜大都市圏、(2)京浜以外の3大都市圏、(3)4大都市圏以外の市町村、の3区分であったものが、平成元年以降の調査では、(1)東京都、(2)関東3県（埼玉県、千葉県、神奈川県）(3)関西3府県（京都府、大阪府、兵庫県）(4)その他の道県の4区分に変更されている。

また、平成元年調査では、住宅構造のダミー変数が4つから1つに減らされるかわりに、従来の「浴室の有無」のダミー変数に加えて「水洗便所の有無」のダミーが追加されているほか、建築時期に関するダミー変数が3つから4つに増やされている。

なお、平成6年以後の調査報告では、ダミー変数に番号が付されておらず、住宅構造、建築時期がいくつに区分されているかは明らかでない。

表 14（2）に示されるように、全国消費実態調査による持ち家の帰属家質は昭和59年と平成元年の間で大幅に増加し、国民経済計算の計数との間のかい離率が縮小しているが、これには平成元年における全国消費実態調査の推計方法の変更が影響している可能性がある。

表 14 国民経済計算と全国消費実態調査との比較

（１）全国消費実態調査による持ち家の帰属家賃(２人以上の普通世帯)

昭和54年	昭和59年	平成元年	平成6年	平成11年
持ち家	住宅の延べ床面積(m²)	-	-	131.6	135.3	138.2(132.6)
持ち家の帰属家賃(円)	29,160	38,420	63,798	87,858	80,774(79,193)
単位家賃(円/m²)	-	-	484.8	649.4	584.5(597.2)
備用賃家(設)	住宅の延べ床面積(m²)	-	-	56.6	58.9	59.6(48.0)
家賃・地代(円)	23,718	34,019	41,842	58,871	64,670(57,310)
単位家賃(円/m²)	-	-	739.3	999.5	1,085.1(1,194.0)

（注）平成11年のカッコ内は「2人の普通世帯」ではなく「総世帯」

(2) 持ち家の帰属家賃総額（国民経済計算と全国消費実態調査との比較）
昭和54年	昭和59年	平成元年	平成6年	平成11年
国民経済計算(兆円)	15.9	22.7	32.4	43.8	49.9
全国消費実態調査(兆円)	6.8	10.0	17.6	25.7	25.2
差(兆円)(%)	9.1(133.8)	12.7(127.0)	14.8(84.1)	18.1(70.4)	24.7(98.0)
(参考)持ち家世帯数(前年、万户)	1,943	2,165	2,295	2,438	2,647

(出所)

1．平成16年版国民経済計算年報

2．各年全国消費実態調査報告

昭和 54 年 ... 第 1 巻 家計収支編（2 人以上の普通世帯）その 1 全国」(第 20 表)

昭和 59 年 ... 第 1 巻 家計収支編（二人以上の普通世帯）その 1 全国」（第 28 表）

平成元年 ... 第1巻 家計収支編（二人以上の普通世帯）その1 全国」(第22表)

平成6年 ... 第1巻 家計収支編（第22表）

平成 11 年 ... I 家計収支結果表（第 22 表、第 42 表）

http://www.stat.go.jp/data/zensho/1999/submenu1.htm

3．平成10年住宅・土地統計調査 確報集計結果（全国編）統計表 付表第6表 http://www.stat.go.jp/data/jyutaku/1998/8.htm

## 9 ．政府統計における推計方法の改善策の提案

国民経済計算では、まず、県民経済計算との整合性を確保する観点からも、推計を全国一本ではなく、都道府県別に行うことが必要である。また、それにとどまらず、国民経済計算、県民経済計算とも、住宅を建築構造（木造・非木造）別に区分して推計を行うことが考えられる。これにより、同一都道府県内で、県庁所在地の（非木造の）小規模借家の高い家賃でその他地域の（木造の）持ち家の帰属家賃を評価してしまう問題は相当程度解消され、産業連関表とのかい離が縮小することが期待される。

ここで、国民経済計算、県民経済計算、産業連関表の三者を完全に整合的にするために、区分をさらに細分し、例えば、三者とも、都道府県別、建て方別、建築構造別、建築時期別に推計することが考えられるが、そこまで細分すると、逆に問題が出かねない。

というのは、まず、建て方別、建築構造別に推計するということは、木造・一戸建ての持ち家の帰属家賃を、同じ木造・一戸建ての貸家の家賃で評価することを意味する。ところが、例えば平成10年住宅・土地統計調査（全国）でみると、持ち家にとって一般的な一戸建て・防火木造住宅は全体の41%を占めるが、民営借家（設備専用）における当該住宅は全体の6％に過ぎず、この対称は、地域を限定すればより尖鋭化すると考えられる。さらに、建築時期で細分すると、次節で述べるように、持ち家と貸家の間の「質」の差が大きく、「質」の違いを調整しないと、持ち家の帰属家賃を過小評価する危険があることに十分注意する必要がある。

全国消費実態調査に関しては、住宅・土地統計調査で調査されている「家計を主に支える者の通勤時間」「交通機関までの距離」などの、住宅の立地属性に関するより詳細な情報を利用してヘドニック推計を改善する必要がある。その際、現在採用されている浴室や水
洗便所の有無についてダミー変数を用いる方式だけでなく、本論文で行ったように、代替的な関数形を採用し、両者の結果を比較・検討することが必要である。

こうした結果、政府の作成する統計の間に存在する持ち家の帰属家賃の推計値の違いは、現在より大幅に縮小することが期待される。

さらに将来的には、住宅・土地統計調査の個票情報を利用して全国消費実態調査におけるヘドニック推計の改善が行われることを前提として、他の統計はそれを共通のベンチマークとして採用することが望まれる。

## １０．住宅の「質」について

持ち家の帰属家賃の計算においては、建て方、建築構造、建築年数などの属性では明示的には把握されない住宅の「質」が考慮されていない。

「質」は、建築物としての住宅の「質」だけでなく、外部施設（庭、駐車場）、外部環境（利便性、周辺環境）等を総合した概念であるが、建築物としての住宅の「質」に限定しても、それは基礎、建築材料、配管、外装、内装等の多岐にわたる要素から構成されている。

持ち家の帰属家賃を推計する上では、同じ属性の持ち家と貸家の間で「質」が違わないことが前提となるが、次表 15 に示すように、住宅・土地統計調査でみると、建築時期が古いほど、持ち家より貸家の方が「大修理を要する」あるいは「危険又は修理不能」の割合が高く、また、民营借家の内訳を建築構造別にみると、非木造より木造の貸家でこうした老朽化の傾向が著しい。

表 15 老朽化した住宅の割合（%）

平均	終戦前	終戦時~昭35年	昭36~45年	昭46~55年	昭56~平2年	平3~7年	平8~10年9月
持ち家	4.5	16.4	13.9	8.1	4.1	1.5	0.5	0.3
貸家	8.1	30.4	29.6	17.6	10.8	3.6	0.6	0.3
公営借家	9.2	39.1	29.4	17.7	8.5	3.0	0.1	0.1
公社・公団借家	4.2	-	16.9	5.7	3.1	1.0	0.2	0.0
民営借家(木造、設備専用)	14.7	30.3	31.2	24.4	16.4	6.8	1.3	1.2
民営借家(木造、設備共用)	33.4	49.2	46.4	29.8	26.0	22.2	16.7	0.0
民営借家(非木造)	3.1	21.1	25.7	13.3	8.4	2.4	0.4	0.1
給与住宅	4.9	18.2	16.2	11.2	6.2	2.0	0.4	0.4

(注)「大修理を要する」「危険又は修理不能」の合計の全戸数に対する割合。

（出所）平成10年住宅・土地統計調査 確報集計結果（全国編）第20表より作成。