Silviase/jgov_v1.4_full_ann huggingface dataset:
れば、総体的な住宅需要の大きさが世帯数と関連する人口規模によって評価できると想定されているはずであり、一方、供給要因を代理しているとすれば、人口規模が大きな地域ほど高い地価と建築費を反映して住宅建設費用が高いことが、想定されているはずである。いずれの場合についても家賃の高さは人口規模の大きさに対応した水準となることが期待される。

都市階級ダミーによって期待される効果を検討するために、土地資産の推計に述べた住宅統計調査の借家世帯の個票データにもとづいて、（4.2.5.1）式の家賃関数のパラメータを推定した。

表 4. 2. 5. 1 に示す推定結果によれば、人口規模と家賃の間に期待された関係を見出せないのみならず、最も人口規模の大きな都市階級よりも家賃関数が下方に位置する都市階級は人口 10 万人未満の都市に限られる。こうした結果は都市階級のダミー変数が地域的に異なる家賃を説明する指標として適切でないことを示す。そこでわれわれは地域的に異なる家賃を説明する変数として都市階級ダミーに代えて土地価格、住宅建築費、空家比率の変数を検討した。これらの変数が家賃の地域的な相違を有意に説明するかどうかを吟味するために先の家賃関数の推定で用いた住宅統計調査個票データを利用することは、地域情報を与える変数の数に対して対象とする市の数が少なすぎるので信頼性に欠ける結果をもたらすであろう。一般性を失うことなく地価、建築費、空家比率の変数の家賃決定に対する有効性を検証するために、これらの変数の県別データを用いて回帰分析を行った（注1）。1984年について1m²当り家賃／1m²当り建築費（%）を被説明変数として、1m²当り地価／1m²当り建築費と空家比率（%）に回帰させた結果を表4.2.5.2に示す。

1 m² 当り家賃、空家比率は住宅統計調査にもとづいて専用住宅・木造・設備専用・民営借家の住宅について県別に計算した。1 m² 当り建築費は建築動態統計の計数を、1 m² 当り地価は住宅地の公示地価のメディアン値を利用した（注2）。推定結果によれば、家賃に対して建築費、地価がプラスに、空家比率がマイナスに影響し、かつ有意であるので、家賃はこれらの変数を通してかなり的確に説明できることがわかる。家賃と建築費との関係は安定しており、空家比率が0の期待のもとで投下した建築費用は6年程度で回収される。一方、土地取得費用の回収期間は長い。したがって県毎に異なる住宅建築のヴィンテージの情報を家賃関数に導入すれば一層当てはまりが良くなることが予想される。

次に、家賃と住宅の属性との関係は表4.2.5.1に示されるように、住宅構造については、鉄骨・鉄筋コンクリート造、ブロック造、防火木造、木造の順に家賃が高く、また建築後の経過年数が短かければ家賃が高く、浴室の有無、床面積が家賃に影響するという常識的な結果となっている。

浴室の有無の変数が家賃関数に登場しているのは、浴室の有無によって設備の充実度を代理できるとの考えによるものと理解されるが、近年その代理性は薄れてきている。『全消』によれば浴室の無い世帯は民営借家に関して10.8%にすぎず、また、入居時期が近年になるにつれて、浴室の無い世帯の比率が激減していることから、建築時期が古い借家を除けば、ほとんどの借家が浴室を設置している状況にあるといえよう。一方、便所が水洗式（下水道及び浄化槽）である世帯は54.2%となっており、借家の設備と家賃との関係からいえば便所が水洗式で

表 4.2.5.2 家賃関数の推定結果

定数項	地価／建築費	空家比率	$ \overline{R}^{2} $
1984年	17.882(8.92)	5.450(4.14)	-0.735(-3.32)	0.3295

() 内は t 值
あるか否かの情報が重要であると考えられる。

次に記す表4.2.5.3は民営借家について浴室の有無と1m²当りの家賃（月額）のクロス集計結果である。

一方、表4.2.5.4は水洗式便所の有無と1m²当りの家賃（月額）のクロス集計結果である。

表 4.2.5.3 浴室の有無と家賃のクロス表

家賃浴槽	～200 円未満	200 円以上～400 円未満	400 円以上～600 円未満	600 円以上～800 円未満	800 円以上～1000 円未満	1000 円以上	合計
1984 年	浴室あり	618 (13.48)	640 (13.96)	729 (15.90)	793 (17.29)	552 (12.04)	1254 (27.34)	4586
浴室なし	89 (16.01)	82 (14.75)	101 (18.17)	96 (17.27)	70 (12.59)	118 (21.22)	556

上段は世帯数、下段（）内は浴室あり、浴室なし、それぞれの世帯数合計に対する比率（%）。

表 4.2.5.4 水洗式便所の有無と家賃のクロス表

家賃水洗式	～200 円未満	200 円以上～400 円未満	400 円以上～600 円未満	600 円以上～800 円未満	800 円以上～1000 円未満	1000 円以上	合計
1984 年	水洗式あり	269 (9.66)	261 (9.37)	729 (12.67)	454 (16.30)	377 (13.53)	1073 (38.51)	2786
水洗式なし	438 (18.59)	461 (19.57)	478 (20.29)	435 (18.46)	245 (10.40)	299 (12.69)	2356

上段は世帯数、下段（）内は、水洗式あり、水洗式なし、それぞれの世帯数合計に対する比率（%）。

家賃の分布が表4.2.5.3において、浴室ありと浴室なしの間で大差ないのに対して、表4.2.5.4においては、水洗式ありの住宅の家賃は水洗式なしに比べて高い方に分布している。ちなみに、設備の有無と家賃との関連について $ \chi^{2} $ 統計量を求めると、

浴室の有無について $ \chi^{2}=11.200 $ であるのに対して水洗式の有無については $ \chi^{2}=547.86 $ である。浴室の有無について 1984 年データがかろうじて 5% で有意であるのに対して、水洗式の有無は極めて有意な結果を示している。以上の結果にみるように、家賃の決定に住宅の設備が関連するとすれば、設備状況を評価する変数として浴室の有無よりもむしろ水洗式便所の有無が有効であろう（注3）。

（4.2.5.1）式の家賃関数をこれまでに得られた分析結果にもとづいて修正するとき、地域属性に関する説明変数は都市階級ダミーに代えて、地域別に異なる地価、建築費、空家比率を採用し、設備状況を表す説明変数は浴室の有無ダミーに代えて水洗式便所の有無ダミーを採用することが適切であると考えられ、帰属家賃を推計するための家賃関数は次の形で示される。

R=f(C、PB、PL、F、ER、WC、

J) …… (4. 2. 5. 2)

ここで、R は家賃額、C は住宅の構造に関するダミー変数、PB は建築費、PL は地価、F は建築床面積、ER は空家比率、WC は水洗式便所の有無に関するダミー変数、J は建築時期に関するダミー変数である。

いま市場均衡モデルの枠組みのもとで、住宅ならびに土地の資産からもたらされる家賃収益の流列の現在価値が住宅ならびに土地の資産評価額に等しいとしたとき次式が成立する。

$$ \textbf{R}_{\mathrm{t}}=\textbf{V}_{\mathrm{t-1}}^{\mathrm{H}}(\textbf{r}_{\mathrm{t}}+\frac{\textbf{V}_{\mathrm{t}}^{\mathrm{H}}}{\textbf{V}_{\mathrm{t-1}}^{\mathrm{H}}}\bullet\delta-\frac{\textbf{V}_{\mathrm{t}}^{\mathrm{H}}-\textbf{V}_{\mathrm{t-1}}^{\mathrm{H}}}{\textbf{V}_{\mathrm{t-1}}^{\mathrm{H}}}) $$
$$ \mathrm{~+~}\mathbf{V}_{\mathrm{t}-1}^{\mathrm{~L~}}(\mathbf{r}_{\mathrm{t}}-\frac{\mathbf{v}_{\mathrm{t}}^{\mathrm{~L~}}-\mathbf{V}_{\mathrm{t}-1}^{\mathrm{~L~}}}{\mathbf{V}_{\mathrm{t}-1}^{\mathrm{~L~}}}) $$

ただし、$\mathbf{R}^{\mathrm{t}}$ は t 期の家賃額、$\mathbf{r}^{\mathrm{t}}$ は割引率、$\mathbf{V}_{\mathrm{t}}^{\mathrm{H}}$ は t 期の住宅資産評価額、$\partial$ は住宅資産の減価償却率、$\mathbf{V}_{\mathrm{t}}^{\mathrm{L}}$ は t 期の土地資産評価額である。ここでは（4.2.5.2）式を考慮しつつ、（4.2.5.2）式の家賃関数を次式のように定式化した。

$$ \begin{aligned}\mathbf{R}\big/\mathbf{F}=&\alpha_{0}+\alpha_{1}\mathbf{V}^{\mathrm{H}}\big/\mathbf{F}+\alpha_{2}\mathbf{V}^{\mathrm{L}}\big/\mathbf{F}+\alpha_{3}\\\mathbf{W}\mathbf{C}+&\sum_{\mathrm{i}}\alpha_{4\mathrm{i}}\mathbf{J}_{\mathrm{i}}+\mathbf{U}\quad\cdots4.\quad2.\quad5.\quad4\end{aligned} $$

住宅資産評価額 $ V^{H} $ は建築時期からの経過年数に対応して減価させた評価額であり、4.1.1 節の住宅資産評価額の推計に示す評価方法と同様にして求められる（注4）。土地資産評価額 $ V^{L} $ は敷地面積に住宅地の公示地価の中央値を乗じた値である。建築時期ダミーJ は建築時期によって借家の需給状況が相違し、家賃が異なる効果と賃借継続の際、家賃の更改が地価ならびに住宅の価格変動に充分に追随しない効果、および住宅資産の評価額を法定耐用年数にもとづいて木造住宅を9.2%、防火木造住宅を9.9%の一定率で減価させたことによる市場における評価との乖離を総合して調整する変数として解釈される。なお、(4.2.5.2)式

表 4.2.5.5 家賃関数の推定結果

変 数	パラメーター	t 值
定数項	-1522.292	-2.70
V^{H}/F	0.1603	51.98
V^{L}/F	0.01609	47.85
WC	4631.109	23.97
J 1	591.677	1.13
J 2	-1140.132	-2.30
J 3	-2799.559	-5.58
J 4	-270.990	-0.49
J 5	489.005	0.76
J 6	2195.262	3.84
J 7	-1044.550	-1.72

の家賃関数を（4.2.5.4）式に定式化する際、空家比率の変数はデータの制約から除いた。

被説明変数を住宅の床面積 $ 1m^{2} $ 当りの家賃額としたのは次の理由による。一つは、水洗便所の有無が家賃を一定額シフトさせると考えるよりは、むしろ、変数 WC に住宅の設備状況を代理させて $ 1m^{2} $ 当りの建築費を調整する役割を与えること、さらに建築時期の相違を家賃総額ではなく $ 1m^{2} $ 当りの家賃額に影響させたこと最後に推定の精度を高めるために誤差分散を考慮したことによる。(4.2.5.4) 式の家賃関数を住宅統計調査の借家世帯の個票データにもとづいて抽出率の逆数で重みづけした最小 2 乘法で推定した。

推定結果によれば、瀕本数11815の大標本数のもとで自由度修正済み決定係数が0.5866であり、家賃は（4.2.5.4）式の関数でかなりの程度説明できる。説明変数のなかで家賃住宅資産評価額、土地資産評価額、水洗式便所の有無が統計的に極めて有意であり、建築時期ダミーはすべてが必ずしも有意に影響しているとはいえない。住宅資産に対する収益率は16%と計損されたが、この値は（4.2.5.3）式

$\overline{\mathrm{R}^{2}}=0.5866$

標本数=11815

R … 年間家賃額（円）

V^{H} … 住宅資産評価額（円）

V^{L} … 土地資産評価額（円）

F … 住宅床面積（m^{2}）

WC… 水洗式便所の有無ダミー

WC=1 有、WC=0 無

J … 建築時期ダミー

1=1970 以前

2=1971 年～1975 年

3=1976 年～1978 年

4=1979 年

5=1980 年

6=1981 年

7=1982 年

標準=1983 年
における住宅資産評価額（ $ V_{t-1}^{H} $ ）に係る収益率について、割引率 $ r_{t} $ を 1984 年の市場利子率 5.5%

(1)

(注5)、住宅価格の期待上昇率を0、減価償却率δを木造住宅の法定耐用年数に対応した

表 4.2.5.6 帰属家賃推計値

(单位：円，%)

県コード	県	平均値	中央値	変動係数
1	北海道	919320	711656	81.306
2	青森	682418	447497	95.777
3	岩手	676655	449460	97.383
4	宮城	768628	534369	79.690
5	秋田	624062	428947	90.189
6	山形	885093	598964	89.141
7	福島	900631	646531	84.754
8	茨城	926470	663054	87.080
9	栃木	941433	716514	84.917
10	群馬	880320	675310	80.961
11	埼玉	1318320	1157955	61.683
12	千葉	1357864	1181753	64.097
13	東京	1765944	1554274	62.794
14	神奈川	1489901	1316057	56.606
15	新潟	965458	676819	91.013
16	富山	1147024	838126	84.309
17	石川	1276288	1034052	73.668
18	福井	1307914	1010321	76.324
19	山梨	1176980	967084	74.981
20	長野	978111	741808	73.240
21	岐阜	1085056	810297	80.007
22	静岡	1239439	1065892	69.435
23	愛知	1429375	1213391	66.892
24	三重	980134	715950	82.123
25	滋賀	1069465	711427	91.763
26	京都	1252691	996983	66.420
27	大阪	1242999	1033461	71.756
28	兵庫	1253772	1051232	70.238
29	奈良	1214104	1063422	67.368
30	和歌山	994909	698520	84.813
31	鳥取	927012	690937	77.147
32	鳥根	964221	565710	104.943
33	岡山	932160	633269	94.492
34	広島	1054142	829314	76.995
35	山口	1065823	785989	79.979
36	徳島	1255393	965866	81.695
37	香川	1194757	846434	97.321
38	愛媛	899715	643688	90.478
39	高知	857334	632075	88.447
40	福岡	952039	730510	73.221
41	佐賀	846472	557850	92.498
42	長崎	643888	475322	81.226
43	熊本	967046	727756	82.512
44	大分	802206	556215	88.662
45	宮崎	685385	439297	92.222
46	鹿児島	680739	434813	91.352
47	沖縄	1429026	1300933	78.673
全体	1152564	936048	78.410
9.6％と評価したときの数値に妥当した値となっている。

また、土地資産に対する収益率は1.6％と計測されたが、（4．2．5．3）式における土地資産評価額（ $ V_{t-1}^{L} $ ）に係る収益率について、期待地価上昇率がわが国では極めて高いことによるものと解釈される（注6）。

以上に観察したように、（4.2.5.4）式の家賃関数は説明力が高いのみならず、家賃収益とそれを生み出す資産の評価額の間の理論的関係を整合的に導き出しているといえよう。（4.2.5.4）式の家賃関数に従って計算した1984年の持家の帰属家賃に関する県別ならびに年齢階級別の平均値、中央値と変動係数を表4.2.5.6に示す。

今回算出した持家の帰属家賃の全国平均値は115万2564円であり、全国消費実態調査の帰属家賃の全国平均値46万2258円に比較して2.5倍

(2)

の高い値となるが、1 カ月 10 万円弱という家賃水準は持家を賃借すると仮定したときの家賃の支払い額を考えれば、ほぼ妥当な水準であると判断できる。帰属家賃の分布はいずれの県についても正の歪みを有し、全国ベースで第1四分位が48万8764円、第3四分位が155万2595円、四分位範囲が106万3831円とかなり広く、分布であることがわかる。県別の平均値では地価の高さを反映して東京都の帰属家賃が176.6万円と最も高く、一方帰属家賃が最も安い県は秋田県で62.4万円と東京都の1／3強の水準にすぎない。年令階層別の平均値では高年令層ほど保有する敷地面積は広く、その土地資産額は大きいが、住宅は概して古い。それに対して若年齢層ほど土地資産額は小さいものの、住宅の取得時期が新しいので住宅資産の評価額は大きい。その結果、各階層間で大差ない帰属家賃を支出している点は興味深い結果である。

表 4.2.5.6

(单位：円，%)

年齡階層別	平均值	中央值	変動係数
24歳以下	1206010	1022950	83.2078
25－29	1198231	1030167	74.2062
30－34	1206499	1049927	67.4364
35－39	1224177	1029553	71.2985
40－44	1203831	1001027	74.7682
45－49	1149111	942614	78.3406
50－54	1107072	864209	83.0488
55－59	1119855	868044	86.0259
60－64	1130074	858907	84.2489
65－69	1065200	849658	80.9639
70－74	1015446	791086	86.5216
75歳以上	1035470	766810	84.2527
全体	1152564	936048	73.4104
表 4.2.5.7 給与住宅等帰属家賃と差額分

(单位：円，%)

県コード	県	平均値	変動係数	差額分
1	北海道	517483	57.220	392776
2	青森	761074	48.867	605880
3	岩手	455180	55.103	345200
4	宮城	653399	54.935	534171
5	秋田	461632	73.704	367557
6	山形	598415	62.606	476574
7	福島	635446	59.642	508970
8	茨城	546938	57.317	407721
9	栃木	587913	51.910	472766
10	群馬	486469	52.835	365475
11	埼玉	781361	37.560	593591
12	千葉	789641	42.203	621326
13	東京	968958	53.631	683732
14	神奈川	743467	43.869	521953
15	新潟	740459	48.643	619600
16	富山	636142	79.635	456803
17	石川	473857	86.172	365331
18	福井	927265	42.391	761570
19	山梨	600581	65.796	483659
20	長野	584939	51.345	436167
21	岐阜	631533	53.748	502077
22	静岡	633209	55.463	511667
23	愛知	774023	46.965	539177
24	三重	297879	88.351	214418
25	滋賀	735528	78.760	628321
26	京都	723177	100.290	585192
27	大阪	668546	40.081	453765
28	兵庫	783308	55.171	587038
29	奈良	819620	29.675	620957
30	和歌山	857682	46.261	781831
31	鳥取	688484	49.363	566112
32	鳥根	494377	70.730	390784
33	岡山	563790	57.895	468742
34	広島	679707	54.544	542206
35	山口	751909	48.645	596521
36	徳島	643492	50.038	548874
37	香川	600621	67.893	490908
38	愛媛	665186	48.509	566887
39	高知	526572	49.408	421160
40	福岡	619689	45.846	452446
41	佐賀	647649	57.570	472372
42	長崎	640673	51.025	520997
43	熊本	635134	47.840	493797
44	大分	653862	47.507	525042
45	宮崎	663243	49.026	529353
46	鹿児島	584843	53.764	459383
47	沖縄	683811	46.366	550206
全体	708482	55.910	525750
さらに、給与住宅、公営賃貸住宅、公団・公社賃貸住宅（以下、給与住宅等とよぶ）に関しても同様に帰属家賃を計算した。その際、給与住宅等については『全消』からは建築時期に関する情報が得られないので、住宅統計調査にもとづいて求めた給与住宅等の平均経過年数14年をすべての住宅に適用した。その県別の結果を表4.2.5.7に記す。給与住宅等の帰属家賃は持家のそれと比較すれば、帰属家賃の全国平均値は70万8482円とかなり低く、また、その県毎のバラツキが小さいことに特徴を見出せる。『全消』にもとづく給与住宅等の家賃支払額は18万2732円であるので、今回計算された帰属家賃と実際に支払われた家賃の差額の52万5750円が会社あるいは公団・会社等から借家世帯へ所得移転したことになる。県別の所得移転額の平均値を同じく表4.2.5.7に記した。

全国ベースの持家の帰属家賃の合計額は24兆9586億円と推計され、また給与住宅等の帰属家賃の差額分は合計で2兆163億円となり、合計すれば27兆円弱となる（注7）。

（注1）建築費、空き家比率は県別のデータしか利用できないことによる。

(注2) たとえば、盛岡（岩手県）、新潟では、東北、上越新幹線の開通により、ワンルームマンションの建設が増加し、その結果、1m²当りの建築費が異常な値を示したので、これら地域のデータは計算から除いた。

(注 3) 設備状況を評価する変数として、プロパンガスの有無についても検討したが、あまり有効な結果が得られなかった。

(注4) 一般に、持家の1 m²当りの建築費に対して借家の1 m²当りの建築費は安価である(表4.2.5.8)。ここでは全国一律に借家の1 m²当りの建築費を持家のそれの77%として評価した。

表 4.2.5.8 建築費の比較

(持家の建築費／m²)／(借家の建築費／m²)	1984年	1983	1982	1981	1980	1979	1978
1.261	1.547	1.323	1.289	1.432	1.278	1.254

資料：住宅金融公庫「利用者統計」、「建築動態統計」、「住宅統計」より作成

（注 5）わが国において、家賃収益は賃貸主にとって極めて確からしい収益と期待されている。

(注6) 主として土地資産を利用した収益事業として自動車駐車場経営がある。総務庁「小売物価統計」に月ぎめ駐車料金が主要都市別に利用頻度が高くかつおもに駅近くの繁華街を対象として調査されている。一方、建設省都市局「都市計画年報」から県別に駐車1台あたり平均供用面積を求めることができるので、主要都市の商業地の地価を適用して駐車1台当りの必要土地資産の評価額を算出できる。これを主要都市の駐車料金と対比すると概ね1〜2%の収益率に分布しており、住宅賃貸における土地資産に対する1.6%の収益率はほぼ近い値となっていることが確かめられる。ちなみに1984年の1台当り供用面積は全国平均で26.6m²、月ぎめ駐車料金は年間5万円〜36万円に分布している。

(注7) 本稿では、「地代の要素」が市場家賃には含まれていると考えて帰属家賃を推計した。ところで「地代」概念の理解の仕方は1つではない。本稿でわれわれは地代を賃金と同様、生産要素所得の1項目であり家賃と分離して考えうるとした。土地サービスの代価として地代が発生しているという考え方である。この場合、家計部門では地代収入は所得に計上され、地代の支払いは消費支出に計上される。また「家賃」部分は、住宅の設備、築後年数、大きさ等のみに依存した概念として考えた。

なお現行のSNAでは地代を財産所得の1つと考えており、移転所得として扱っている。家計部門における地代収入は所得として計上される一方、地代の支払いは所得から控除される。また現行のSNAでは帰属家賃をスペース・レントと考えており、地代の帰属計算は行っていない。

帰属家賃の理解の仕方には、われわれと現行のSNAとの間に概念上の違いがあるものの、その計数の推計にあたっては両者とも市場家賃を基礎データとして利用しており、推計値に大きな相違
#### 4. 2. 6 耐久消費財の帰属サービス

家計は耐久消費財の所有ないし使用を通して長期にわたってサービスを享受する。この観点にたつとその購入は住宅と同様に投資とみなすことができる。この場合、家計において耐久消費財の所有から生み出されるサービスが消費支出額となる。ここでは、耐久消費財のサービス支出額（粗支出額、グロスターム）を住宅の帰属家賃と同様に次式のように推計した。

$$ \mathbf{C}_{\mathrm{j}}^{\mathrm{d}}=(\gamma+\delta_{\mathrm{j}}-\rho_{\mathrm{j}})\mathbf{D}_{\mathrm{j}}\cdots\cdots\cdots\quad(4.\quad2.\quad6) $$

ここで、$\mathrm{D}_{\mathrm{j}}$ は耐久消費財 $\mathrm{j}$ のストック評価額、$\mathrm{C}^{\mathrm{d}}$ はサービス支出額、$\gamma$ は利子率、$\partial$ は減価償却率、$\rho$ は耐久消費財の価格上昇率を表している。

耐久消費財のストック評価方法については本章の4.1.4項における解説を参照されたい。またγについては名目で年率5.5%と仮定した。減価償却率（耐用年数）は後述の4.2.8項で具体的に論議されている。なお耐久消費財の価格上昇率については、すでに4.2.4項で述べたように1984年の1年間を通じてゼロであると本稿では仮定した。

『全消』においては、耐久消費財購入を消費支出の中に含めているので、われわれの定義に即して消費支出を評価する際、耐久消費財購入額を上記の式から求めたサービス支出額に置き換えなければならない。

われわれの推計によると、耐久消費財のサービス支出額（グロスターム）は表4.2.6.1のようになっている。他方、『全消』の「家計収支編」には耐久消費財支出額が記載されている（表4.2.6.2をみよ）。両者を比較すると、われわれの推計結果の方がはるかに大きい。その一因は、われわれが（4.2.6）式に示されたような帰属計算方法を採用したことに求められよう。

われわれの推計した耐久消費財のサービスフローと比較したとき、「家計収支編」に計上されている耐久消費財支出はきわめて小さい。こ

表4.2.6.1 耐久性消費財ストックのサービスフロ一年額 (単位：円、1984年)

費目	サービスプロー穎
住居・家具・家事用品教養・娯楽交通・通信	242,89498,567288,639
合計	630,100

れにはもう一つの理由がある。「家計収支編」における耐久消費財支出の計上には一部に記入もれの問題がないとはいえないからである。ところで、「耐久消費財編」は1984年調査で主要50品目についてのみ行われており、すべての品目をカバーしていない。そこで、耐久消費財支出に関して主要品目による代表性を検討するために、1984年調査で「家計収支編」から得られる住居・家具・家事用品費、教養・娯楽費、交通・通信費のなかのそれぞれの耐久消費財支出と主要品目をこれらの費目に分類して求めた費目別耐久消費財購入額を比較、分析した。

表 4. 2. 6. 2 に「家計収支編」の耐久財消費支出と「耐久消費財編」の購入額について抽出率調整後の一世帯当り平均値を示す。耐久消費財支出は 12 カ月ベースに換算した計数であり、また購入額は調査年の 12 月の購入予定を含めた年ベースの計数であり、購入数量に平均購入単価を乗じて求められる。

住居・家具・家事用品についての「耐久消費財編」の計数が「家計収支編」の計数より小さいのは、「耐久消費財編」の調査品目に戸棚、ふすま、風呂釜等の設備やトースター、炊飯器等の家事用電気製品、敷物、照明器具、時計等の室内装備品が含まれないことによるものと考えられる。教養・娯楽、交通・通信については「耐久消費財編」の主要品目でほぼ「家計収支編」の耐久消費財品目をカバーするが、教養・娯楽について両調査の計数が合致するのに対して、交通・通信については「家計収支編」の計
表4.2.6.2『全消』（1984年）における「家計収支編」と「耐久消費財編」の計数比較

(单位：円、年額)

費目	「家計収支編」における耐久消費財支出	「耐久消費財編」おける耐久財購入額
住居・家具・家事用品	66,847	48,819
教養・娯楽	27,462	27,416
交通・通信	53,147	147,259
合計	153,800	223,494

数が大幅に下回っている。交通・通信の耐久消費財支出のなかで大半を占める品目は自動車であり、「耐久消費財編」では1984年中の自動車購入台数は抽出率調整後の全世帯合計で新車201万2675台である。この数値は「自動車統計年鑑」による1984年国内個人向け自動車出荷台数（新車分）228万5857台と大差ないので明らかに「家計収支編」の自動車支出額は過小である。自動車の支出額が他の品目の支出額と比べて大きいので、調査世帯が自動車を住宅同様に資産ととらえて消費支出から脱落させている可能性は大きい。「耐久消費財編」のカバレッジが住居・家具・家事用品について十分とはいえないにもかかわらず、「家計収支編」における自動車支出が「耐久消費財編」に比較して過小に計上されているので、耐久消費財全体についての消費支出が主要50品目の購入額より1／3程度少なくなっている。

#### 4.2.7 住宅資産の減価償却額

4. 2. 5 項に述べた帰属家賃の推計において住宅資産の耐用年数を大蔵省「減価償却資産の耐用年数等に関する省令」（1965年）にもとづいて、木造24年、防火木造22年、鉄筋・鉄骨コンクリート造60年、ブロック造45年とした。したがって、住宅資産の評価額をそれぞれの耐用年数に対応して毎年9.2%、9.9%、3.8%、5.0%の一定率で減価させている。住宅資産の減耗額は所得の控除項目であり、貯蓄率に大きな影響を与えるので、ここでは住宅の陳腐化が貸家市場でどのように評価されているかという観点から、適用した減価償却率の妥当性をあらためて検討することにした。

償却率の推計に際しては、帰属家賃の推計に利用した（4.2.5.4）式を基本モデルとしてこれに修正を加えた。住宅資産の評価額に関して基本モデルは減価償却後の評価額を適用したが、修正モデルにおいては、同一の住宅を1983年11月末に建築したと仮定したときの新品の住宅の評価額を適用しており、住宅の陳腐化の効果は、経過年数を反映した建築時期ダミーにあらわれることになる。修正モデルでは、減価償却率を容易に評価できるように、被説明変数を新築の住宅資産の収益率として次の如く定式化した。

$$ \begin{aligned}\mathbf{R}\big/\mathbf{V}^{\mathbf{H}}&=\beta_{0}+\beta_{1}\mathbf{\Sigma}\left(\mathbf{V}^{\mathbf{L}}\big/\mathbf{V}^{\mathbf{H}}\right)\\&+\beta_{2}\mathbf{W}\mathbf{C}+\sum_{\mathbf{i}}\beta_{3\mathbf{i}}\mathbf{J}_{\mathbf{i}}+\mathbf{\Sigma}\left( 誤差項 \right)\\&\cdots\cdots\mathbf{\Sigma}\left(4.\mathbf{\Sigma}.\mathbf{\Sigma}7\right)\\ \end{aligned} $$

ここで、R は家賃額、 $ V^{H} $ は減価償却前の住宅資産の評価額、 $ V^{L} $ は土地資産評価額、WC は水洗式便所の有無に関するダミー変数、J は建築時期に関するダミー変数である。

##### その推定結果を表4.2.7.1に示す。

推定結果によれば新品の住宅資産に対する収益率は13.89%であり、1982年建築の住宅資産の収益率は11.1%、以下1981年12.95%、1980年10.59%、1979年9.67%、1976年～78年6.83%、1971年～1975年6.07%、1961年～1970年4.91%と住宅の陳腐化に対応して収益率が低下している。収益率の低下を年率で算出し、経過年数と対応させた値を表4.2.7.2に示す。経過年数は1983年10月からさかのぼって建
表 4.2.7.1 賃家資産の収益率関数の推定結果

変 数	パラメーター	t 值	$ \overline{R^2}=0.5037 $
定 数 項	0.1389	31.92	標本数=11815
VL/VH	0.0116	40.12
WC	0.0657	45.40	J…建築時期ダミー
J1	-0.1238	-27.95	1=1960年以前
J2	-0.0898	-20.69	2=1961年～1970年
J3	-0.0782	-18.12	3=1971年～1975年
J4	-0.0705	-15.84	4=1976年～1978年
J5	-0.0421	-8.55	5=1979年
J6	-0.0330	-5.71	6=1980年
J7	-0.0094	-1.83	7=1981年
J8	-0.0278	-5.10	8=1982年
標準=1983年

表 4.2.7.2 住宅資産評価の下落率

経過年数（月数）	15 カ月 27 カ月 39 カ月 51 カ月 75 カ月 123 カ月 213 カ月
評価の下落率（年率%）	16.4% 3.1% 8.0% 10.7% 10.7% 7.8% 6.7%

築年の中央の時期に至る年数として対応させている。

1981 年以降に建築した住宅資産の評価額の下落率は不安定であるが、1980 年以前については毎年ほぼ 8% 前後で下落している結果となっている。この数値は、前述した構造別の耐用年数に対応した減価償却率を構造別の貸家戸数のウェイトで加重平均した値に近接しており、貸家市場における評価にみる限り、住宅資産の減価率は木造 9.2%、防火木造 9.9% 等に設定することが適当であると判断される。

#### 4.2.8 耐久消費財の減価償却額

耐久消費財の減価償却額を厳密に推計するためには、保有品目の一つ一つについて購入時期を知ることが必要となる。このデータは1979年調査では与えられるが、1984年調査では前年までに購入した品目の購入年が入手できない。そこで、ここではどの品目に関しても所有総数についてその平均経過年数を耐用年数の半分とみなした。表4.2.8は主要品目について、1979年調査における所有耐久消費財の経過年数（メディアン値）を調べたものである（注7）。同表には、われわれが利用した耐用年数（1970年『国富調査』における家計資産の耐用年数と基本的に同じである）も示されている。その比較によると、大半の品目で経過年数は耐用年数のほぼ半分となっていることがわかる。つまり上述のようなわれわれの仮定が必ずしも不適切ではないことが確かめられる。上述の仮定に疑問符がつくのは、主として布団乾燥機、セントラル・ヒーティング、音声多重テレビ、ビデオ等の新製品に限られよう。

（注7）1974年以前に購入した耐久消費財は資料に制約があるため、すべて1974年に購入したと仮定した。
表 4.2.8 耐用年数と経過年数（中央値） 1979 年

耐久消費財の種類	耐用年数	経過年数
ガ ス テ ー ブ ル	8	4.15
ガ ス レ ン ジ	8	4.14
電 子 レ ン ジ	8	3.92
電 子 ジ ヤ ー	8	4.11
オー ブ ン	8	3.55
電気冷蔵庫(2000以上)	8	4.32
その他 冷 蔵 庫	8	5.24
電 気 掃 除 機	8	4.96
全 自 動 洗 濯 機	8	3.90
その他 洗 濯 機	8	4.83
布 団 乾 燥 機	8	1.64
ミ シ ン	8	5.32
扇 風 機	8	5.19
冷房専用ルームエアコン	8	3.39
冷暖房兼用ルームエアコン	8	3.44
温 風 ヒ ー タ ー	8	2.13
石 油 ス ト ー ブ	8	4.53
ガ ス ト ー ブ	8	5.10
電 気 ス ト ー ブ	8	5.01
セントラルヒーティング	19	4.57
電 気 こ た つ	8	5.15
電 気 毛 布	8	4.64
音声多重放送テレビ	8	0.85
その他カラーテレビ	8	5.00
白 黒 テ レ ビ	8	5.32
ビデオテープレコーダー	8	2.78
ラ ジ オ	8	5.19
ラジオカセット	8	3.62
テープレコーダー	8	5.08
ス テ レ オ	8	5.12
カ メ ラ	8	5.20
8mm・16mm 撮 影 機	7	5.15
ピ ア ノ	10	5.18
オルガン(含む電子オルガン)	7	5.25
ギ タ ー	7	5.21
ス キ ー	4	5.00
ゴ ル フ セ ット	6	5.00
電動工具セット	3	5.02
乗用車(新車で購入)	8	2.50
乗用車(中古で購入)	4	2.61
ライトバン	6	2.74
自 動 二 輪 車	4	2.78
自 転 車	3	3.85
#### 4.2.9 医療現物給付額

『全消』においては、医療機関に支払う医療費は概ね社会保险医療の患者窓口負担額のみ計上されている。したがって、これを積み上げて算出したマクロベースの医療費は、国民医療費と比べると医療現物給付分だけ過少となっている。そこで、本論では医療サービスの給付にもなう移転所得相当分を次のような手順で推計した。

まず、職業区分が労務者・公務員・職員・法人経営者のいずれかに属する者および現在年齢が70歳以上の者については、本人窓口負担額をゼロとみなした。つぎに、上記の2つのタイプ以外の世帯員については、患者窓口負担の割合を3割とみなした。その上で、世帯ごとに医療費の窓口負担分が年間でいくらになっているかを推計した。具体的には「家計収支編」に計上されている「診療代」および「入院料」の2項目について合計(月次データ)を求め(注8)、4.3.1項で述べるような方法で年間換算した。こうして得られた世帯別窓口負担額を、各世帯において世帯人員別に割り振った。割り振りにさいしては、対象を3割自己負担付きの世帯員に限定した上で、表4.2.9.1に示されている年齢別の一人当り医療費比率にしたがって按分した。世帯人員別に窓口負担額が推計されると、それを年齢階層ごとに世帯横断的に集計することができる。その集計額を10/3倍すると、現物給付込みの医療費総額（ただし、窓口負担ゼロの者の医療費は含まれていない）が年齢階層別に求められる。他方、年齢階層別の国民医療費は表4.2.9.2の「合計」欄のとおりである。両者の差額分を各年齢階層別にそれぞれ一律に配分した。以上の手順で推計した医療現物給付分は表4.2.9.3のとおりである。

なお、われわれの手順では平均的な一人当り医療費比率で窓口負担分の割り振りをしたり、年齢階層ごとに現物給付相当分を一律に推計したりしている。したがって、個々の世帯では推計額に誤差が生じていよう。しかしマクロの集計量を議論する場合、あるいは、ある程度の数の世帯を集計した結果を分析する場合においては、このような誤差は無視しうる性格のものである。

## （注 8）単身奢世帯についてはデータの制約から

「他の保険医療サービス」支出分がこの合計額に含まれている。

表 4. 2. 9. 1 年齢別 1 人当たり医療費

(单位：千円)

年齡階層	1984年度
0～14歲	48.5
15～44歲	73.1
45～64歲	168.7
65歲以上	406.7
(70歲以上再揭)	(473.1)
全体	123.1

資料：厚生省『国民医療費』

表 4.2.9.2 国民医療費（単位：億円、1984年）

年齡階層	普通世帶	単身者世帶	合計
0～14歲	12,853	0	12,853
15～44歲	38,105	2,318	40,423
45～64歲	45,015	2,028	47,043
65～69歲	9,749	1,466	11,215
70歲以上	34,173	2,291	36,464
全體	139,895	8,103	147,998
表4.2.9.3 医療現物給付額の推計値（単位：億円、1984年）

年齡階層	普通世帯	(參 考)現物給付率
0～14歳	10,710	83.33%
15～44歳	30,949	81.22
45～64歳	41,232	91.60
65～69歳	9,423	96.66
70歳以上	34,173	100,00
全 体	126,486	90.41

### 4.3 消費支出の推計

#### 4. 3. 1 消費支出の年換算

『全消』の消費支出額は9月から11月までの月次平均値しか得られない。これを年間消費支出に換算するために月次平均値を単純に12倍するだけでは季節性の存在のためにバイアスが生じる。そこで本稿では、『家計調査』の月次調査から耐久財を除いた消費の10大費目ごとに月次に対応した年換算倍率を求めた。具体的には、10大費目ごとに『家計調査』の1984年の年間平均消費支出を1984年9月～11月の月平均値で除することによって換算倍率を求めた。求められた換算率は表4.3.1に示してある。

表 4.3.1 消費支出の年換算倍率

費目	年換算倍率
食料	12.240
住居	12.252
光熱	13.476
家具	11.952
被服	12.960
保健	11.808
交通	12.120
教育	12.900
養養	13.008
その他	13.092

#### 4. 3. 2 帰属サービス支出

帰属サービス支出として、持ち家の帰属家賃と耐久消費財の帰属消費支出を考慮する。算出方法については、(4.2.5 帰属家賃)、(4.2.6 耐久消費財)を参照。

#### 4.3.3 医療費移転支出

政府からの医療費支出を計算した。算出方法については、(4.2.9)医療現物給付）参照。

#### 4.3.4 『国民経済計算年報』との比較

『全消』と『国民経済計算年報』の消費額を比較してみる。『国民経済計算年報』の消費額は、耐久財の購入・帰属家賃・医療の現物消費などを含んでいるため、『全消』記載の計数と直接には比較可能ではない。ここでは、『国民経済計算』を『全消』の定義に近づけてもとめた結果を用いて両統計を比較してみる。すなわち、表4.3.2において耐久消費財支出・帰属家賃・医療の現物消費を両統計から除いて比較を試みた。『国民経済計算』から耐久財購入額を控除したのは『全消』記載の耐久財購入額が過少であるからである。ここでは、前節までと異なり『全消』の調査設計において除外されている世帯をも含めて全国集計値を算出した。すなわち普通世帯、単身者世帯別に平均値を出し、抽出率をウェイトとして『厚生行政基礎調査』（1984）の普通世帯数、単身者世帯数を乗じて集計値を出している。

表 4. 3. 2 に SNA に近づけて求めた計数が示してある。耐久消費財購入額を除く消費支出合計でみると『全消』は SNA を 14%下まわるに過ぎない。食料費に乖離が生じる理由として、『全消』ではその他の消費支出の「こずか
い」部分に食費の一部が含まれている点、SNAには自衛隊の現物給与（食料・被服）、学校給食費が含まれている点があげられる。また『全消』のサンプルには、一世帯あたりの食費の額が平均より高いと考えられる学生・下宿屋・料理飲食店などのサンプルが含まれていない。この点が、平均的な食費の額を引き下げている一因になっていると考えられる。

次に、耐久財の購入額を含んだ形で、SNA、林・安藤・フェリス（1988）とわれわれの推計結果（『全消』）の比較を行う（注1）。結果は表4.3.3に示されている。「全消1」、「全消2」はいずれも耐久財の購入額を含み帰属家賃、医療の現物消費を含んでいない。「全消2」は林他（1988）と比較可能なように農林漁家世帯を除いた平均値にもとづく全世帯集計値である。一方、「全消1」は全世帯平均値にもとづいて集計している。これはSNAの推計と同様の手順であるので、「全消1」とSNAは比較可能である。

「全消2」と林 他（1988）は同じ資料にもとづいており推計手順も同様であるので基本的には両者の計数は合致するはずである。ところが両者には食品・煙草の消費額をはじめとして乖離している項目がいくつかみとめられた。

表 4. 3. 2 消費支出額の SNA との比較（耐久財、帰属計算を除く）

(单位 兆円)

(1) SNA	(2) 普通世带	(3) 单 身	(4) 全世带 (2) + (3)	(5) (4) - (1) (1)
食品·烟草	39.7	24.9	1.6	26.4	-0.34
衣服·履物	11.2	7.4	1.1	8.5	-0.24
家賃·水道·光熱	10.9	10.0	1.9	11.8	0.08
家具·家庭器具	6.2	2.8	0.2	3.1	-0.50
医療·保健	2.9	2.2	0.1	2.4	-0.17
交通·通信	14.1	8.1	1.3	9.4	-0.33
教養·娛楽·教育	13.1	12.2	1.4	13.6	0.04
その他	27.9	28.2	4.4	32.6	0.17
合計	126.0	95.8	12.0	107.9	-0.14

表 4. 3. 3 SNA、林 他（1988）との消費額の比較

(单位 兆円)

(1) 林 他	(2) 全 消 2	(3) 全 消 1	(4) SNA
食 品·煙 草	32.0	28.9	26.4	39.7
衣 服·履 物	8.8	8.3	8.5	11.2
家 賃·水道·光熱	10.8	13.0	12.1	10.9
家 具·家庭器具	5.0	4.4	5.1	9.5
医 療費·保 健	2.6	2.6	2.6	2.9
交 通·通 信	12.0	11.2	11.2	17.0
教 養·誤 染·教育	15.2	14.7	14.6	16.3
そ の 他	31.1	29.2	32.7	28.6
合 計	117.5	112.3	113.1	136.1
注1）われわれの推計と林・安藤・フェリス（1988）の推計方法が大きく違うものとして、敷地面積、帰属家賃、所得税があげられる。

敷地面積の算出に用いる容積率を林　他(1988)は『住宅統計調査』の都道府県別構造別平均値をもとに推計している。これに対しわれわれは、4.1.2で詳述したように、『建築動態統計』から都道府県別、市部・郡部別、建築時期別、建物用途別、構造別、階数別に平均容積率を求めたものを、個票データから推計した容積率関数で補正している。林　他（1988）の推計結果は都市部で過大バイアスをもたらしていると考えられる。

帰属家賃の計測については、林 他（1988）は住宅資産評価額に減価償却率と不動産業者の利潤率を乗じてもとめている。一方、4.2.5で詳述したように、われわれは「住宅統計調査」の個票データから家賃関数を求めて計測した。しかも給与住宅の家賃に関する帰属計算も行っている。林他（1988）の帰属家賃の合計は25兆円であるが、われわれの推計結果では、27兆円になっている。所得税についてはわれわれは4.2.2で述べたように個人別に税制にもとづいて各種控除についても厳密に処理し算出したが、林 他（1988）は所得階級別平均実効税率を用いて算出している。林他（1988）の方法は世帯属性が異なる世帯や高齢者世帯について比較する場合にはバイアスをもたらす可能性がある。

林 他（1988）の推計による貯蓄率は、15％になっている。われわれの推計である約11％という値との乖離が生じた理由については、はっきりしない。
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