Silviase/jgov_v1.4_full_ann huggingface dataset:
内閣府所管 特定個人情報保護委員會 131

組織	項目	事項	目の区分	要求額(千円)	積算内訳
特定個人情報保護委員會	特別職3人(內3箇月1人)
201特定個人情報保護委員會	614,931
95特定個人情報保護委員會に必要な経費	562,211
95016-2111-02 職員基本給	220,997
02-01 職員俸給	179,535
特定個人情報保護委員會1
特定個人情報保護委員會2(內3箇月1人)
一般職32人
指定職俸給表1
行政職俸給表(一)31
02-02 扶養手当	7,026
02-03 地域手当	34,436
95016-2111-03 職員諸手当	85,477
03-01 管理職手当	4,750
03-03 通勤手当	4,270
03-07 期末手当	48,120
03-08 勤勉手当	20,197
03-11 住居手当	648
03-12 单身赴任手当	492
03-13 管理職員特別勤務手当	78
03-19 本府省業務調整手当	6,922
95016-2111-04 超過勤務手当	22,414
95016-2111-05 非常勤職員手当	20,122
95016-2151-05 公務災害補償費	149
95016-2111-05 退職手当	1,151
95089-2111-05 子どものための金銭の給付	5,640
132 内閣府所管 特定個人情報保護委員會

組織	項目	事項	目の区分	要求額(千円)	積算內訳
(特定個人情報保護委員會)	201(特定個人情報保護委員會)	95(特定個人情報保護委員會)	95016-2129-06 諸 謝 金	236	会議出席謝金
95016-2122-08 職員旅費	395	內 国 旅 費
事務連絡旅費
內 国 旅 費
95016-2122-08 赴 任 旅 費	1,467	連絡調整旅費
95016-2122-08 委員等旅費	282	会議等出席旅費
備品費
95016-2123-09 庁 費	102,545	消 耗 品 費
印刷製本費
通信運搬費
光熱水料
電気料
水道料
借料及び損料
うち国庫債務負担行為の歳出化
1.平成25年度国庫債務負担行為
2.平成26年度国庫債務負担行為
(參考)
1.国庫債務負担行為限度額總計
平成25年度支出額
平成26年度支出予定額
平成27年度支出予定額
2.平成26年度国庫債務負担行為
限度額
債金
保険料
児童手当拠出金
雑役務費
自動車維持費
職員厚生経費
95016-2123-09 情報処理業務庁費	47,194	借料及び損料
うち国庫債務負担行為の歳出化
1.平成25年度国庫債務負担行為
2.平成26年度国庫債務負担行為
組織	項目	事項	目の区分	要求額(千円)	積算内訳
(金 融 庁)	151(金融庁共通費)	95(金融庁一般行政)に必要な経費	海外金融関係調査研究旅費5,877千円
海外研修旅費34,101
95016-2122-08 外国留学旅費	63,432	外国旅費行政官長期外国留学旅費17人
内 国 旅 費
95016-2122-08 赴 任 旅 費	19,725	金融制度等調査旅費539千円
95016-2122-08 委 員 等 旅 費	3,606	会議等出席旅費3,067
備品費38,242千円
95016-2123-09 庁 費	981,416	消耗品費157,503印刷製本費80,790通信運搬費126,162光熱水料電気料229借料及び損料186,386会議費9,924保険料15,071見童手当拠出金275自動車交換差金8,315雑役務費329,858自動車維持費9,068職員厚生経費19,593うち国庫債務負担行為の歳出化2,9481.平成22年度国庫債務負担行為2,8562.平成24年度国庫債務負担行為893.平成26年度国庫債務負担行為3(参考)1.国庫債務負担行為限度額総計58,843うち国庫債務負担行為を実行しなかった額14,233契約の変更により支出を要しないこととなった額3,270平成25年度以前支出額38,300平成26年度支出予定額2,948
平成25年度以前支出額38,300平成26年度支出予定額2,948
138 内閣府所管 金融庁

組織	項目	事項	目の区分	要求額(千円)	積算内訳
(金融庁)	151(金融庁共通費)	95(金融庁一般行政)に必要な経費	平成27年度支出予定額92千円2.平成26年度国庫債務負担行為限度額6備品費消耗品費通信運搬費借料及び損料雑役務費1,600,374うち線越明許費金融庁業務支援統合システム開発経費188,755うち国庫債務負担行為の歳出化1,175,2061.平成22年度国庫債務負担行為22,4612.平成23年度国庫債務負担行為490,3143.平成24年度国庫債務負担行為35,5374.平成25年度国庫債務負担行為486,3625.平成26年度国庫債務負担行為140,532(参考)1.国庫債務負担行為限度額總計5,401,955(うち国庫債務負担行為を実行しなかった額819,626)契約の変更により支出を要しないこととなった額57,817平成25年度以前支出額1,074,350平成26年度支出予定額1,175,206平成27年度以降支出予定額2,274,9562.平成26年度国庫債務負担行為限度額634,198消耗品費通信運搬費借料及び損料うち国庫債務負担行為の歳出化48,425千円1.平成24年度国庫債務負担行為2.平成26年度国庫債務負担行為(参考)
組織	項目	事項	目の区分	要求額(千円)	積算内訳
(金融庁)	151(金融庁共通費)	95(金融庁一般行政に必要な経費)	95199-2133-09 自動車重量税	408	10台
95016-2115-16 国家公務員共済組合負担金	1,932,798	1,932,798千円
長期負担金
追加費用
短期負担金
介護負担金
事務費負担金
内閣共済組合
95016-2115-16 基礎年金等国家公務員共済組合負担金	487,994	内閣共済組合
95016-2115-16 育児休業手当金国家公務員共済組合負担金	2,873	内閣共済組合
95016-2129-17 交際費	1,049	賠償金等
95016-2959-18 賠償償還及払戾金	120	外国旅費
95 国際会議等に必要な経費	332,229	外国旅費
95016-2122-08 職員旅費	299,481	国際会議出席等旅費
証券監督者国際機構分担金
95016-2725-16 証券監督者国際機構等分担金	32,748	7,680千円
保険監督者国際機構分担金
アジア・太平洋マネーロングリング対策グループ分担金
金融活動作業部会分担金
国際金融消費者保護組織分担金
監査監督機関国際フォーラム分担金
95 審議会等に必要な経費	48,078	金融審議会
95016-2111-05 委員手当	14,752	1,853千円
自動車損害賠償責任保険審議会
公認会計士・監査審査会
企業会計審議会
金融機能強化審査会
95016-2129-06 諸謝金	17,823	金融審議会等謝金
公認会計士・監査審査会謝金
2,593
組織	項目	事項	目の区分	要求額(千円)	積算内訳
(金融庁)	151(金融庁共通費)	95(審議会等に必要な経費)	企業会計審議会謝金1,663千円
95016-2122-08 委員等旅費	15,503	金融審議会等委員出席旅費6,257千円
自動車損害賠償責任保険審議会委員出席旅費84
公認会計士·監查審查会委員出席旅費2,371
企業会計審議会等委員出席旅費6,639
金融機能強化審查会委員出席旅費152
152金融政策費	1,959,069
95金融機能安定確保に必要な経費	441,530
95016-2111-05 委員手当	7,118	意見申出審理会手当878千円
外部有識者手当6,240
95016-2129-06 諸謝金	100,153	講師等謝金210千円
金融制度等調查謝金94,845
うち線越明許費
金融機能の強化のための特別措置に係る51,429
調査経費
翻訳謝金5,098
95016-2122-08 職員旅費	39,156	外国旅費
國際金融情報収集調査等旅費
内国旅費228,153千円
95016-2122-08 金融機関等検査旅費	253,367	金融機関等検査旅費228,153千円
外国旅費海外検査等外国旅費25,214
95016-2122-08 委員等旅費	979	外部有識者旅費
95016-2123-09 庁費	4,224	消耗品費924千円
通信運搬費1,320
雑役務費1,980
消耗品費3,832千円
95016-2123-09 情報処理業務庁費	36,533	借料及び損料1,982
雑役務費30,719
うち国庫債務負担行為の歳出化1,982
組織	項目	事項	目の区分	要求額(千円)	積算内訳
(金融庁)	152(金融政策費)	95(金融サービス向上推進に必要な経費)	[うち 国庫債務負担行為を実行しなかった額]17,193千円]
平成25年度以前支出額19,195
平成26年度支出予定額7,898
平成27年度支出予定額7,898
2.平成26年度国庫債務負担行為限度額440
95金融市場整備推進に必要な経費	1,180,289
95016-2111-05 委員手当	28,640	試験委員手当調査員3人
95016-2111-05 非常勤職員手当	12,257	会議出席謝金19千円鑑定等謝金1,728
95016-2129-06 諸謝金	26,110	試験委員等謝金23,270
通訳謝金297
執筆謝金796
95016-2122-08 職員旅費	28,505	外国旅費海外調査等旅費
內国旅費125,483千円
95016-2122-08 金融機関等検査旅費	164,023	証券取引検査等旅費116,355
公認会計士等検査旅費9,128
外国旅費海外検査等外国旅費38,540
95016-2122-08 委員等旅費	22,392	試験委員出席旅費
95016-2122-08 参考人等旅費	1,018	備品費156千円
95016-2123-09 庁費	7,688	消耗品費150
印刷製本費2,565
通信運搬費3,322
借料及び損料419
雑役務費1,076
備品費1,308千円
95016-2123-09 情報処理業務庁費	844,447
組織	項目	事項	目の区分	要求額(千円)	積算內訳
(消費者庁)	162(消費者政策費)	95(消費者政策に必要な経費)	個人情報保護推進旅費2,021千円
95016-2122-08 参考人等旅費	124	消費者表示対策旅費借料及び損料1,080千円
95016-2123-09 情報処理業務庁費	117,155	雑役務費116,075
備品費98千円
95016-2123-09 消費者政策調査費	695,368	消耗品費3,17221,6733,87019,21387071,66840,750403533,651
保険料40,750403533,651
児童手当拠出金549
消費者取引対策調査委託費89,228
95016-2123-09 審査活動費	8,966	消費者取引対策調査委託費89,228千円
国庫債務負担行為の歳出化1.平成25年度国庫債務負担行為2.平成26年度国庫債務負担行為(参考)266,550
平成25年度支出額266,550
平成26年度支出予定額266,550
平成27年度支出予定額266,550
平成26年度国庫債務負担行為266,550
限度額266,550
都道府県10/10
95016-2865-16 地方消費者行政活性化交付金	3,000,000	经济協力開発機構拠出金
95016-2725-16 經濟協力開発機構拠出金	20,865
独立行政法人国民生活センター運営費
# 経済分析

第126号 平成3年12月

☆土地税制の理論的・計量的分析

- 固定資産税が宅地供給と地価に及ぼす

影響についての計量分析 -

经济企画厅经济研究所 编集
# 经 济 分 析

第 126 号

平成3年12月

経済企画庁経済研究所

## 目 次

分析 >

土地税制の理論的・計量的分析
- 固定資産税が宅地供給と地価に及ぼす影響についての計量分析

はじめに 2
要約 4
第I章 東京・神奈川モデルの推定 12
1．基本的モデル 12
宅地と農地の需要 12
需給均衡条件と地価関数 14
伝統的理論と保有税の中立性 14
2．モデルの推定方法 16
合理的期待形成 16
パネル・データとヴァリアンス・コンポーネント・モデル 17
3．データの加工（地価と実効税率）等について 20
4．回帰方程式の推定結果 22
予想地価関数 22
地価関数 24
宅地と農地の需要関数 25

第II章 東京・神奈川モデルによる税制変更の効果分析 31
1．シミュレーションの標準解 33
外生変数の設定 33
標準解と各種シミュレーションの推定結果 33
2．農地の宅地並み課税の効果 36
理論的分析 36
シミュレーション 38
3．固定資産税増税の効果.....41
理論的分析.....41
シミュレーション.....42
4．固定資産税増税と住民税減税の効果.....50
理論的分析.....50
シミュレーション.....51

第III章 全国都道府県レベル地価関数の推定とシミュレーション.....54
1．全国における地価の長期動向.....54
都道府県別地価の推定.....54
全国平均地価動向.....54
都道府県別地価動向.....55
宅地資産額の動向.....55
2．推定モデルと主要データ.....57
モデルの基本型.....57
データの収集と加工.....58
固定資産税関連データ.....60
3．モデルの推定結果.....60
三大都市圏と地方圏における構造の相違.....60
予想地価関数の推定結果.....63
現在地価関数の推定結果.....65
4．地価のシミュレーション分析.....67
標準解の地価動向.....67
実効税率 1.4%のケース.....69
実効税率 0.7%ポイント上乗せのケース.....70
実効税率0.35%ポイント上乗せのケース.....71
地価下落パターンの相違.....73
固定資産税負担に関する試算.....75
5．東京・神奈川モデルとの比較.....86

おわりに.....87

補論I 地価と土地保有税の理論.....88
1．地価の理論.....88
前提になる諸仮定.....88
資産選択の対象としての土地.....88
期待効用最大化の仮説.....88
地価の変化と土地需要額.....89
地価と土地需要量.....90
2．土地保有税の転嫁問題.....91
土地保有税と転用費用.....91
土地の開発と土地保有税.....92
割引率上昇による転用促進効果.....94
流動性プレミアムの上昇による転用促進効果.....95

補論II 固定資産税制度.....96
1．固定資産税.....96
課税の根拠.....96
課税標準としての時価.....96
土地の固定資産税の現状.....96
負担調整措置.....97
負担調整の根拠.....97
小規模宅地の軽課措置.....99
2．市街化区域内農地の固定資産税.....99
市街化区域内農地に対する課税の適正化措置.....99
長期営農継続農地制度.....99
適正化措置までの経緯.....99

付録I 地価の作成手順.....101
付録II 市街化区域内農地の実効税率算出の手順.....102
付録III データの出所一覧.....106
参考文献.....107
## 資料

資料表I - 1 地目別の固定資産税の課税標準額.....110
資料表I - 2 地目別の固定資産税実効税率.....110
資料表I - 3 農地宅地面積の推移.....110
資料表I - 4 用途地域別の地積.....111
資料表I - 5 用途地域別の地価水準.....111
資料表II - 1 標準解の推定結果.....112
資料表II - 2 ケース 1 の推定結果.....115
資料表II - 3 ケース 2 の推定結果.....117
資料表II - 4 ケース 3 の推定結果.....119
資料表II - 5 ケース 4 の推定結果.....121
資料表II - 6 ケース 5 の推定結果.....123
資料表II - 7 ケース 6 の推定結果.....125
資料表II - 8 ケース 7 の推定結果.....127
資料表II - 9 ケース 8 の推定結果.....129
資料表II - 10 ケース 9 の推定結果.....131
資料表II - 11 ケース 10 の推定結果.....133
資料表III - 1 都道府県別単位面積あたり宅地固定資産税額.....135
資料表III - 2 都道府県別実効税率.....138
資料表III - 3 ケース 11 の結果（都道府県別）.....141
資料表III - 4 ケース 12 の結果（都道府県別）.....164
資料表III - 5 ケース 13 の結果（都道府県別）.....187
# 土地税制の理論的・計量的分析 $ ^{*} $ $ \^{**} $

- 固定資産税が宅地供給と地価に及ぼす影響についての計量分析 -

安東格

岩田規久男

山崎 福寿

花崎 正晴

川上康

蛉名喜代作

山崎 高章

石川 達哉

渡辺 俊生
## はじめに

土地あるいは地価問題の解決策が、現在各方面で議論されている。固定資産税・相続税の見直し、また都市計画・土地利用計画の詳細化、金融面からの規制強化等さまざまなものである。本研究はこれらの中で、固定資産税の税率変更が地価に及ぼす影響について研究したものである。

Ricardo（1817）以来の伝統的理論の応用や現代の資産選択理論によれば、日本の地価の水準を高める大きな要因として次の二つを挙げることができる。その一つは、土地に対する固定資産税の実効税率がアメリカの各都市等と較べても著しく低く、土地保有のコストが低いことが、他の資産に比較して、土地に対する需要を高め、地価を押し上げるというものである。もう一つは、市街化区域内農地の固定資産税額が宅地に比べて著しく低いことが、農地から宅地への転用を阻害し、地価を高めるというものである（岩田（1977）野口（1989）金本（1990）などを参照）。

しかし、固定資産税だけでなく、一般に土地税制が土地供給や地価に対してどのような影響を及ぼすかという点については、実証的な観点から計量的に把握するという研究は極めて少ない。日本における例外的な業績としては、Kanemoto, Hayashi and Wago（1987）金本（1990）橋本（1989）があるくらいである。Kanemoto, Hayashi and Wago（1987）は日本の土地譲渡所得税が農家の土地供給に及ぼす影響を実証的に分析するために、合理的期待形成仮説とAR仮説（Autoregressive Model 自己回帰モデル）のもとで構造方程式である宅地の需要関数と供給関数を推定している。これらの研究は実証的な意味で先駆的な業績であるが、十分満足のいく推定結果は得られていない。また、金本（1990）は各土地税制のもとで、シミュレーションによって、農家がいかなる条件のもとで土地売却のインセンティブを持つかについて分析している。橋本（1989）は農家の土地供給関数を推定したうえで、固定資産税制の変更が農業所得の変化を通じて土地の供給にいかなる影響を及ぼすかを計算している。しかし、これら二つの論文はいずれも主体的な均衡条件を分析したものであり、固定資産税の変化がどのような市場均衡の変化をもたらすかを分析したものではない。

他方、アメリカでは、市単位のような狭い地域について、地域内の公共投資の利益や財産税の負担が地価にどのように反映されるかといった研究はあるが、より広域のレベルで、土地税制が土地市場の均衡にどのような影響を及ぼすかといった研究は見当たらない。

本研究の目的は、岩田（1977）で示された資産選択の理論に依拠しつつ、計量的な手法を用いて、構造方程式である土地の需要関数を推定し、それによって、(1)市街化区域内農地の固定資産税を宅地並みに引き上げること、(2)固定資産税を増税すること、さらに(3)固定資産税の増税と住民税減税を組み合わせることが、それぞれ、宅地および農地の需要と地価に対してどのような影響を及ぼすかを数量的に検討することにある。

理論から予想されるように、市街化区域内農地に対する固定資産税を宅地並みに引き上げると、農地需要が減少して、農地から宅地への転用が進行するであろうか。仮に宅地の供給が増加するとして、その効果はどの程度のものであろうか。そのとき、地価はどの程度下落するであろうか。また、市街化区域内農地の宅地並み課税を実施したうえで、宅地の固定資産税を増税したり、固定資産税の増税と住民税減税とを組み合わせると、宅地供給と地価はどのように変化するであろうか。本研究は、推定された構造パラメーターの値を用いて、固定資産税の実
効税率の変更に関してシミュレーションを実施し、土地市場の均衡がどのように変化するかを分析することによって、いま述べたような問題に一つの解答を与えようとするものである。

本研究は、東京都と神奈川県の市レベルと全国の都道府県レベルの二つの計量分析からなる。両者は相互に補完関係にあり、土地税制の効果の推定を相互にチェックし合うという役割を担っている。

以下、第I章では、東京・神奈川モデルによって宅地や農地の需要関数等を推定する。まず第1節で、基本的なモデルを、第2節で推定方法を説明する。次に、第3節で、利用される各種データを説明し、宅地と農地の実効税率を求める。第4節では、回帰方程式の推定結果を明らかにする。

第II章では、第I章第4節の推定結果を用いて、シミュレーションによって、税制変更が宅地と農地に対する需要や地価にいかなる効果を及ぼすかを分析する。まず第1節では、現行税制が持続すると想定した場合の標準解を設定する。第2節では、市街化区域内農地の宅地並み課税の効果、第3節では、固定資産税増税の効果、第4節では固定資産税の増税と住民税減税を組み合わせた場合の効果をそれぞれ分析する。

第III章では、全国都道府県レベルにおける地価変動の要因と固定資産税の増税が地価に及ぼす効果を分析する。まず第1節では、全国的な宅地地価の長期的動向を概観する。第2節では、モデルとそこで利用するデータを説明し、第3節でモデルの推定結果を説明する。第4節では、推定されたモデルを用いたシミュレーションにより、全国的な固定資産税増税の効果を分析する。第5節では、第I章と第II章の東京・神奈川モデルによる分析と第III章における全国モデルによる分析を比較する。

なお、本稿が依拠している地価の理論と土地保有税の転嫁に関する理論については、補論Iで、日本の現行の固定資産税制度については補論IIで、それぞれ説明されている。
## 要 約

〔第I章 東京・神奈川モデルの推定〕

回帰モデルの推定

都市部における固定資産税の効果を分析するために、都心から50km圏にある東京都と神奈川県の33市の市街化区域を対象にしてデータを収集した。推定期間は1978～88年の11年間である。宅地と農地に対する需要関数（構造型）を推定するために、二段階最小二乘法を採用する。第一段階において地価関数（誘導型）を推定する際に、予想地価が説明変数に現われるので、人々は利用可能な情報（推定にあたっては、われわれが用いた地価関数モデルと整合的な情報という意味）をすべて用いて合理的に予想を形成するものと仮定する。

土地需要の説明変数としては、土地の期待収益率、利子率、固定資産税の実効税率、実質資産等が選ばれた。第1図は宅地と農地の実効税率の推移を示したものである。宅地の実効税率は1985年まではほぼ安定していたが、それ以降急速に低下し、1988年は約0.06％と1978年の値の約半分である。農地の実効税率は1981年以降徐々に上昇した結果、1988年で約0.005％の値を示している。宅地と農地の実効税率を比較すると、1978年時点では農地の実効税率は宅地の約1／40であったが、その差は年とともに縮小し、1988年では約1／12程度までになっている。しかし、依然として農地の実効税率は宅地に比較して極めて低い状態にあるといえる。

第1図 宅地と農地の実効税率の推移

（資料）東京都、神奈川県『市街化区域内農地に対する課税の適正化措置の実施状況について』、東京都『土地に関する概要調書報告書』、神奈川県『市町村税財政概要』により作成。
予想地価関数の推定結果は第1表のとおりである。この予想地価関数から、もし人々が当期の説明変数の変化から将来にわたるその変数の恒久的な変化を予想するとすれば、農業所得以外の変数はほぼ理論的に予想されたとおりの影響を将来地価に及ぼすことがわかる。ここで問題なのは$\tau_{t}^{H}$ の係数の有意性が$\tau_{t}^{A}$ に比較して低い点である。この有意性の差は、人々が、今期の税額の変化をみて、その変化を根拠として、将来の税額の恒久的な変化を予想するかどうかという予想形成の相違を反映しているように思われる。

政府の土地税制や土地政策に対するこれまでの経緯を考えると、今期の宅地税額の変更から将来にわたる宅地税額の変化を正確に予想することは極めて困難である。これがτ_{t}^{H}の係数の有意性を低めている一つの原因であると考えられる。これに対して、この推定式から判断すると、人々は宅地の需要者も含めて将来の土地税制に関する予想を形成する際に、より信頼のおける（credible）情報として農地の税額（毎年税額は安定的に2割アップしている）を観察していると考えられる。

## 第 1 表 予想地価関数の推定結果

$$ \begin{aligned}p_{_{t+1}}^{*}&=2.0415-4.2139r_{_{t-1}}-0.0338\tau_{_{t}}^{^{H}}-0.0211\tau_{_{t}}^{^{A}}\\&\quad(3.40)\quad(-1.79)\quad(-0.61)\quad(-1.50)\\&\quad+0.1177y_{_{t-1}}^{^{H}}-0.0977y_{_{t-1}}^{^{A}}+0.6239w_{_{t-1}}^{^{H}}\\&\quad(1.96)\quad(-3.85)\quad(15.43)\\&\quad+0.0985w_{_{t-1}}^{^{A}}\\&\quad(3.87)\\&\quad-0.1791k_{^{H}}^{^{H}}-0.4943l_{_{t}}^{^{T}}-0.2187l_{_{t-1}}^{^{t}}\\&\quad(-3.42)\quad(-0.94)\quad(-0.41)\\&\quad+\sum_{i=1}^{16}\beta_{_{i}}\ dummy_{_{i}}\\&\quad\overline{\mathrm{R}}^{^{2}}=0.9240\end{aligned} $$

需要関数の推定結果は第2表のとおりである。二つの推定式における第2項は土地保有の期待収益率、第3項は固定資産税の実効税率、第4項は地代の代理変数としての所得、第5項は資産効果をそれぞれ示している。理論的に考えると、土地の収益率が上昇すると、土地に対する需要は増大する。固定資産税の実効税率の上昇は土地保有のコストを高めるために、土地需要を減少させる。所得の増加は地代の上昇を意味しており、それは土地需要を増加させる。以上が理論から予想される符号条件であるが、宅地の需要関数については、すべて符号条件を満足している。

固定資産税のパラメータ－は今期だけの一時的な税額の変化が土地需要に及ぼす効果の大きさを示している。この税額の変化から恒久的な変化が予想される場合には、予想地価の変化を通じて土地需要に影響を及ぼすことになる。固定資産税の実効税率のパラメータ－の有意性が低いのは、理論から予想されたように当期だけの一時的な税制変更が宅地需要に大きな影響を及ぼさないことを示唆している。これに対して、予想地価の係数は高いt値を示し、有意性が高い。恒久的（permanent）な税制の変更が予想される場合には、予想地価の変化を通じて宅地需要を有意に変化させることになる。

地代の代理変数である時間距離変数の有意性が低いのは、鉄道沿線に沿って環境が良いために地代が都心に近い地点よりもかなり高い地点が多く存在する結果、地代が時間距離の単調な関数になっていないことを反映しているように思われる。他方、農地の需要関数については、符号条件をすべて満たしており、有意性も高く良好な結果が得られている。

両者を比較して興味深い点は、期待地価上昇率のパラメーターが農地の方が宅地よりも大きい点と、当期の税制の変更に対しても農地需要は安定的に反応するという二つの点である。これらの点は、農家の方が非農家よりも、地価や税制の変化に対して安定的に反応し、売却のタイミングを十分に考慮していること、また、税制の変化に安定的に反応するのは、農家の方が定期的な収入が少ないために、流動性の制約が強いことを反映した結果であるかもしれない。
## 第2表 需要関数の推定結果

(1) 宅地の需要関数

$$ \begin{aligned}l_{_{t}}^{^{H}}&=0.4726+0.5316(p_{_{t+1}}^{^{*}}-p_{_{t}}-r_{_{t}})\\&\quad(2.52)\quad(11.64)\\&\quad-0.0151(\tau_{_{t}}^{^{H}}-p_{_{t}})+0.1020(y_{_{t}}^{^{H}}-p_{_{t}})\\&\quad(-0.88)\quad(5.88)\\&\quad+0.9802(w_{_{t-1}}^{^{H}}-p_{_{t}})-0.0020k_{^{H}}\\&\quad(124.73)\quad(-0.09)\\&\quad+\sum_{_{i=1}}^{_{7}}r_{_{i}}dummy_{_{i}}+\sum_{_{i=15}}^{_{16}}\gamma_{_{i}}dummy_{_{i}}\\&\quad\overline{R}^{^{2}}=0.9709\end{aligned} $$

(2) 農地の需要関数

$$ \begin{aligned}l_{_{t}}^{^{A}}=&0.4559+0.9869(p_{_{t+1}}^{^{*}}-p_{_{t}}-r_{_{t}})\\&(2.55)\quad(11.66)\\&-0.0155(\tau_{_{t}}^{^{A}}-p_{_{t}})+0.0339(y_{_{t}}^{^{A}}-p_{_{t}})\\&\quad(-3.38)\quad(4.28)\\&+0.9734(w_{_{t-1}}^{^{A}}-p_{_{t}})+\sum_{i=8}^{16}\delta_{_{i}}dummy_{_{i}}\\&\quad(96.36)\\&\overline{\mathbf{R}}^{^{2}}=0.9318\end{aligned} $$

〔第Ⅱ章 東京・神奈川モデルによる税制変更の効果分析 - シミュレーション〕

前節で得られた関数のパラメーターの推定値を用いて、今後、(1)農地の宅地並み課税を実施するケースと、(2)(1)に加えて、宅地の固定資産税の実効税率を引き上げるケースおよび(3)(2)と個人住民税の減税を組み合わせるケースのそれぞれについて、宅地と農地の需要や地価がどのように変化するかを検討しよう。まず、このような税制の変更がなかった場合に予想される地価や地積の推移を導き、それを標準解と呼ぶ。すべてのシミュレーションの結果は第3表にまとめられている。

## (1) 農地の宅地並み課税の効果

ケース 1 からケース 3 までは東京都(ただし、23区を除く)と神奈川県の東京都心から50km圏の市街化区域内農地の固定資産税額を、標準解における宅地の固定資産税額に等しい水準まで引き上げた場合のシミュレーション結果を示している。なお、以下の結論は標準解自体が変化してもほとんど変わらないことが確認されている。

(a) ケース 1 : 農地の税額を 1991年に宅地並みに引き上げる。

(b) ケース 2 : 農地の税額を1991年から1995年の5年間で宅地並みに引き上げる。

(c) ケース 3：農地の税額を1991年から2000年の10年間で宅地並みに引き上げる。

いずれのケースも理論的に予想されたように地価の下落と農地面積の減少、宅地面積の増加を示している。農地面積は標準解に比べて20～24％前後減少するが、地価は標準解に比べて7～8％前後低下する。以上の結果、理論的に予想されたように、農地の実効税率が宅地に比べて低い水準にあることは、農地の宅地への転用を阻害し、地価を高める原因であることが確認された。

## (2) 固定資産税増税の効果

農地を宅地並みに課税するとともに、固定資産税率を引き上げるという想定で5つのシミュレーションを実施した。

(d) ケース4：1991年に農地の宅地並み課税を実施した後に、1992年から1995年まで4年間かけて農地・宅地の固定資産税の時価評価課税を実現する。

(e) ケース 5 : 1991年に農地の宅地並み課税を実施した後に、1992年から2000年まで 9 年間かけて農地・宅地の固定資産税の時価評価課税を実現する。

(f) ケース6：1991年から1995年まで5年間かけて農地の宅地並み課税を実施した後、1996年から2000年まで5年間かけて農地・宅地の固定資産税の時価評価課税を実現する。

ここで時価評価課税というのは、地価公示価格を課税標準として、それに名目税率1.4%で課税するというものである。地価公示価格が実勢の70%程度といわれている点を考慮すると、市場価格に対する実効税率は、1.4%ではなく0.98%（1.4×0.7）程度である。

(g) ケース7：1992年から宅地・農地の実効税
第3表 シミュレーション結果の要約

（上段：1995年、下段：2000年）

ケース	地	価	宅地面積	農地面積
標準解	(千円)	(%)	(ha)	(%)	(ha)	(%)
520	-	60,756	-	8,639	-
634	-	62,299	-	7,096	-
ケース1	484	(△ 6.9)	62,304	(2.5)	7,090	(△ 17.9)
580	(△ 8.5)	64,010	(2.7)	5,385	(△ 24.1)
ケース2	490	(△ 5.8)	62,002	(2.1)	7,393	(△ 14.4)
582	(△ 8.2)	63,922	(2.6)	5,473	(△ 22.9)
ケース3	499	(△ 4.0)	61,607	(1.4)	7,788	(△ 9.8)
587	(△ 7.4)	63,735	(2.3)	5,660	(△ 20.2)
ケース4	426	(△ 18.2)	62,743	(3.3)	6,652	(△ 23.0)
474	(△ 25.3)	64,479	(3.5)	4,916	(△ 30.7)
ケース5	458	(△ 11.9)	62,493	(2.9)	6,902	(△ 20.1)
493	(△ 22.3)	64,398	(3.4)	4,997	(△ 29.6)
ケース6	490	(△ 5.8)	62,002	(2.1)	7,393	(△ 14.4)
510	(△ 19.6)	64,244	(3.1)	5,151	(△ 27.4)
ケース7	422	(△ 18.9)	62,631	(3.1)	6,764	(△ 21.7)
492	(△ 22.4)	64,368	(3.3)	5,027	(△ 29.2)
ケース8	440	(△ 15.4)	62,479	(2.8)	6,916	(△ 19.9)
517	(△ 18.5)	64,254	(3.1)	5,141	(△ 27.6)
ケース9	449	(△ 11.4)	62,590	(3.0)	6,805	(△ 21.2)
505	(△ 20.4)	64,363	(3.3)	5,032	(△ 29.1)
ケース10	452	(△ 13.1)	62,655	(3.1)	6,740	(△ 22.0)
515	(△ 18.8)	64,487	(3.5)	4,907	(△ 30.8)

（注）（）内は標準解からの乖離率である。

率をともに、標準解の宅地の実効税率に0.7%ポイント上乗せした水準に設定する。

（これは路線価に対する1％一律課税の保有税に相当する。）

(h) ケース8：1992年から宅地・農地の実効税率をともに、標準解の宅地の実効税率に0.35％ポイントを上乗せした水準に設定する。

（これは路線価に対する0.5％一律課税の保有税に相当する。）

第3表からわかるように、ケース4（1995年時価評価課税）が最も大きな影響を地価や宅地・農地面積に及ぼす。この場合に地価は2000年に47万4,000円/m²になり、もし一切の税制変更がなかった場合（標準解）と比較して25.3%下落する。農地面積は4,916haまで減少し、税制の変更がなかった場合（標準解）よりも
30.7％減少する。他方、宅地面積は64,479ha（2000年）に増加し、これは標準解と比較して3.5％の増加にあたる。また地価（100m²）の標準勤労者世帯の年収に対する倍率は4.1倍まで低下する。この期間の年間平均宅地供給量は約570ha（標準解353ha）である。2000年の税収総額は4兆5,428億円となり、標準解の約9.3倍の増収となる。ケース4では、2000年における1m²あたりの宅地の固定資産税額は標準解の779円に対して6,573円にまで増加する。

## (3) 固定資産税増税と住民税減税の効果

固定資産税の増税と住民税減税の組み合わせの効果を分析するために、次の二つのシミュレーションを実施する。

(i) ケース9：1991年に農地の宅地並み課税を実施し、2000年までに、固定資産税を1 m²あたり標準解に比べて約3,000円増税する。

(j) ケース10:1991年に農地の宅地並み課税を実施し、2000年までに、固定資産税を1 m²あたり標準解に比べて約3,000円増税するとともに、住民税を減税して1 m²あたりの税引き後給与所得を同額増額させる。

2000年における両者の地価等に対する効果を比較すると、ケース9では農地が標準解に比べて約29%減少し、地価は約20%低下するのに対し、ケース10では、前者は約31%減少し、後者は約19%低下する。これはケース10では住民税減税が住宅サービス需要を高めるからである。

しかし、両者の差は小さいといえるであろう。したがって、固定資産税増税と住民税減税の組み合わせは、ネットの税負担の増加を避けつつ、農地の宅地化と地価の低下を図る政策としては、効果的であるといえよう。

〔第III章 全国都道府県レベル地価関数の推定とシミュレーション〕

第I章と、第II章の東京・神奈川モデルに引き続いて、本章では全国の都道府県レベルの宅地地価関数を推定する。本章の全国モデルでは誘導型の地価関数が計測されるのみであり、その手法は東京・神奈川モデルに比べて簡便である。全国規模の課題であるとの指摘に応えるのみならず、東京・神奈川モデルに比べてより長期の地価動向を分析している。

## モデルの推定方法

本章で用いられる地価関数は、基本的には第I章と、第II章で用いた東京・神奈川モデルの地価関数と同様に、土地の需給均衡条件から解かれた誘導型モデルである。復帰以前のデータの入手が難しい沖縄県を除く46都道府県のクロスセクション・データを1971年から1987年まで収集して推定した。

地価の説明変数として予想地価、県内総生産、建築物の着工床面積(土地の限界生産性の指標)マーシャルのk（金融の緩和、引き締めの程度を指す指標）および宅地資産額宅地地積および宅地固定資産税額を用いた。

## 予想地価関数の推定結果

第4表は第一段階の予想地価関数の推定結果を示している。三大都市圏および地方圏ともにパラメーター推定値の符号は、総じて理論から導かれるものと整合的であり、多くの場合有意性も高い。実績値と推定値との関係をチェックすると、全般的に両者の乖離幅は小さく、推定値が実績値を比較的良くフォローしている。ただし三大都市圏における近年の推移をみると、実績値に比べて過小推定が続いており、実際の地価高騰がモデルで予想された以上に大幅なものであったことがうかがわれる。

なお、この推定においては、東京都では1986年、1987年、埼玉、千葉、神奈川の三県では1987年について、それぞれダミー変数が用いられている。これは、その頃における東京都を中心とする飛躍的な国際金融都市化という期待の変化を示す連続的な変数が見つからなかったために採用された便法である。その他の地域の地価がダミー変数なしに説明されることを考えると、1986年から1987年頃の首都圏の地価高騰は、マーシャルのkの上昇によって示される金融緩
## 第 4 表 予想地価関数の推定結果

## (1) 三大都市圈

推定期間：1971年～1987年

対象地域：埼玉県・千葉県・東京都・神奈川県・愛知県・京都府・大阪府・兵庫県

推定式： $ P_{t-1}^{*} $

$$ = 23.0850 + 0.4918 y_{t-2} + 0.3383 c_{t-1} $$

$$ (15.36) \quad (3.59) \quad (3.72) $$

$$ + 3.7712 k_{t} - 1.8336 k_{t-1} + 0.4791 w_{t-1} $$

$$ (4.86) \quad (-2.26) \quad (4.50) $$

$$ -1.2833 l_{t} + 0.1952 \tau_{t-1} \text{ dummy}_1 $$

$$ (-12.30) \quad (1.15) $$

$$ + 0.2694 \tau_{t-1} \text{ dummy}_2 $$

$$ (0.83) $$

$$ + 0.2582 \tau_{t-1} \text{ dummy}_3 $$

$$ (1.10) $$

$$ -0.3279 \tau, \text{ dummy}_1 $$

$$ (-1.69) $$

$$ -0.4928 \tau, \text{ dummy}_2 $$

$$ (-1.48) $$

$$ -0.4206 \tau, \text{ dummy}_3 $$

$$ (-1.74) $$

$$ +\sum_{i=0}^{2} \alpha_{13+i} \text{ dummy}_{4+i} $$

## (2) 地方圈

推定期間：1971年～1987年

対象地域：三大都市圏及び沖縄県を除く38道県

推定式： $ P_{t+1}^{*} $

$$ = 21.1579 + 0.2687 y_{t-2} + 0.1758 c_{t-1} $$

$$ (41.29) \quad (5.27) \quad (5.65) $$

$$ + 1.4692 k_{t} - 1.3496 k_{t-1} + 0.7593 w_{t-1} $$

$$ (2.70) \quad (-2.50) \quad (31.00) $$

$$ -1.1968 l_{t} + 0.0197 \tau_{t-1} \text{ dummy}_{7} $$

$$ (-27.55) \quad (0.18) $$

$$ + 0.1579 \tau_{t-1} \text{ dummy}_{8} $$

$$ (1.68) $$

$$ + 0.1804 \tau_{t-1} \text{ dummy}_{9} $$

$$ (1.90) $$

$$ -0.1324 \tau_{t} \text{ dummy}_{7} $$

$$ (-1.12) $$

$$ -0.2492 \tau_{t} \text{ dummy}_{8} $$

$$ (-2.44) $$

$$ -0.2853 \tau_{t} \text{ dummy}_{9} $$

$$ (-2.81) $$

和要因だけでは説明できないことを示している。

## 現在地価関数の推定結果

次に、上の予想地価関数の推定値を説明変数の一つに含んだ現在地価関数の推定結果を検討しよう（第5表）。現在地価関数についても、パラメーターの符号条件および有意性とも比較的満足できる結果が得られた。ただし、三大都市圏（第5－1表）では予想地価および県内総生産、また地方圏ではマーシャルのkなどの係数のt値は、低水準にとどまっている。

宅地地積および宅地固定資産税額のパラメータは、三大都市圏および地方圏とも理論どおりマイナスの符号が得られた。パラメータ一推定値を絶対値で比較すると、地積については両者とも最も高い弾性値を示している。一方固定資産税額においては、税額に前述の地域別ダミー（三大都市圏および地方圏ともそれぞれ3地域に分割）を乗じることによって、各地域ごとの推定値を算出している。

地方圏における3地域のパラメータは、すべて-0.04を若干上回るほぼ同等な値を示し、t値も2.0程度の有意な水準にある。このように地方圏においては、固定資産税額の変化に対する地価の感応度は、地域別にみて極めて同質的かつ安定的であることがわかる。一方三大都市圏においては、税額のパラメータ一の絶対値は地方圏に比べて若干高く、かつ地域別にも相違が観察される。

## 地価のシミュレーション分析

前節で推定された地価関数のパラメータ一推定値を用いて、税制変更が地価に及ぼす効果を定量的に把握しよう。

三つの税制変更のシミュレーションを実施してみよう（第6表）。

(k) ケース11：固定資産税の実効税率を1991年以降徐々に引き上げ、2000年に標準税率1.4％に等しくおく。

(1) ケース12:1992年から標準解の実効税率に0.7%ポイント上乗せした水準に設定する。
## 第 5 表 地価関数の推定結果

## (1) 三大都市圈

推定期間：1971年～1987年

对象地域：埼玉県・千葉県・東京都・神奈川県・愛知県・京都府・大阪府・兵庫県

推定式 : $ P_{t} $

$$ = 18.0826 + 0.1163 P_{t+1}^{*} + 0.0935 y_{t-1} $$

$$ (6.71) \quad (0.99) \quad (1.10) $$

$$ + 0.1846 c_{t} + 0.6535 k_{t} + 0.7624 w_{t-1} $$

$$ (4.12) \quad (2.28) \quad (10.74) $$

$$ -1.0130 l_{t} - 0.0601 \tau_{t} \text{ dummy}_{1} $$

$$ (-6.68) \quad (-1.56) $$

$$ -0.0795 \tau_{t} \text{ dummy}_{2} $$

$$ (-1.66) $$

$$ -0.0629 \tau_{t} \text{ dummy}_{3} $$

$$ (-1.57) $$

$$ +\sum_{i=0}^{3} \beta_{10+i} \text{ dummy}_{4+i} $$

## (2) 地方圈

推定期間：1971年～1987年

対象地域：三大都市圏及び沖縄県を除く38道県

$$ \begin{aligned} 推定式 \quad:\quad P_{t}\\=&14.7442+0.2643P_{t+1}^{*}+0.0619y_{t-1}\\&(6.11)\quad(2.29)\quad(1.33)\\&+0.0622c_{t}+0.0173k_{t}+0.7110w_{t-1}\\&(2.58)\quad(0.10)\quad(7.86)\\&-0.8321l_{t}-0.0421\tau_{t} dummy_{7}\\&\quad(-6.07)\quad(-1.99)\\&-0.0408\tau_{t} dummy_{8}\\&\quad(-2.08)\\&-0.0419\tau_{t} dummy_{9}\\&\quad(-2.04)\end{aligned} $$

(m) ケース13：1992年から標準解の実効税率に0.35%ポイント上乗せした水準に設定する。

ケース11では、2000年における地価水準は、三大都市圏では26万2,000円／m²また地方圏では3万1,000円／m²と、1988年の推定値に比べてそれぞれ1割以上低下している。

ケース12では、1992年に直ちに実効税率を引き上げるため同年の地価はかなりの下落を示す（前年に対する下落率 三大都市圏：16.6%、地方圏：10.4%）。ただしそれ以降については、

第6表 シミュレーション結果の要約

上段 1995 年 下段 2000 年

()内は標準解からの乖離率（単位：%）

ケース	三 大 都 市 圈	地 方 圈	東 京 都
標準解	376.2 千円	43.7 千円	1,210.7 千円
415.0	50.0	1,314.0
ケース11	283.3 ( $ \Delta $ 24.7)	34.2 ( $ \Delta $ 21.7)	874.0 ( $ \Delta $ 27.8)
262.4 ( $ \Delta $ 36.8)	30.6 ( $ \Delta $ 38.8)	785.4 ( $ \Delta $ 40.2)
ケース12	266.8 ( $ \Delta $ 29.1)	32.2 ( $ \Delta $ 26.3)	830.3 ( $ \Delta $ 31.4)
275.2 ( $ \Delta $ 33.7)	31.7 ( $ \Delta $ 36.6)	835.8 ( $ \Delta $ 36.4)
ケース13	296.7 ( $ \Delta $ 21.1)	35.7 ( $ \Delta $ 18.3)	927.6 ( $ \Delta $ 23.4)
314.5 ( $ \Delta $ 24.2)	36.9 ( $ \Delta $ 26.1)	961.8 ( $ \Delta $ 26.8)

税率大幅上昇の影響が徐々に緩和されることから、地価の下落率はしだいに小さくなり、三大都市圏では1998年以降また地方圏では1999年以降、地価は再び上昇に転じる。2000年の地価水準は、三大都市圏では27万5,000円／m²また地方圏では3万2,000円／m²と、ケース11のシミュレーションより若干高い水準となった。

標準解とケース12の地価推定値の推移をみると、政策が施行される1992年から両者は1割を上回る乖離を示し、以降乖離率は年々拡大している。ただし2000年に近づくにつれて、乖離率の拡大スピードは鈍化し、定常状態に近づきつつあることがうかがわれる。

ケース13では、標準解からの地価の乖離率がケース12の半分よりもかなり大きい点が注目される。すなわち、2000年における政策効果は三大都市圏が24.2%、地方圏が26.1%と、ケース12の7割にも達している。

三つのケースのシミュレーションにおける地価水準を2000年時点で比較した場合、ケース11が最も低水準となり、ケース12、ケース13の順序となっている。また2000年に至るまでのプロセスは、ケース11とケース12および13とでは大きく異なる。すなわち、ケース11の場合には低下する地価が比較的直線に近い軌跡を描くのに対し、ケース12および13では政策発動当初のマイナス勾配がとくに険しく、しだいに緩やかになったのち、プラスの勾配に変化している。
## 東京・神奈川モデルとの比較

第I章と第II章の東京・神奈川モデルと本章の全国モデルとは、前者が構造型であるのに対し、後者が誘導型であるという大きな違いが存在する。また、説明変数や使用データ、推定期間なども異なっている。このような点を考慮すると、推定結果が両者の間で微妙に食い違うのはむしろ当然であるともいえる。

全国モデルと東京・神奈川モデルの税制変更のシミュレーションを比較してみても、各パラメータの差を反映したものとなっている。すなわち、毎年段階的に税額を引き上げ、2000年時点の実効税率を1.4％に調節するシミュレーション（全国モデルのケース11、東京・神奈川モデルのケース5）において地価の推移を比較すると、両モデルとも2000年時点で標準解をかなり下回る地価の推定値が求められる（標準解からの下落率 全国モデル三大都市圏：37%、東京・神奈川モデル：22%）、政策効果の方向性は一致しているが、程度は全国モデルの方が高くでている。

各市レベルのマイクロなデータを用いて推定した東京・神奈川モデルと、各都道府県ベースのデータに基づいて推定がなされた全国モデルが、比較的方向性の合致する結論を導いた事実は、固定資産税変更が地価に対して普遍的な効果を及ぼすことを意味するものと解釈できる。

## おわりに

シミュレーション分析によれば、「市街化区域内農地を宅地並みに課税すること及び宅地並み課税を実施したうえで、固定資産税を増税することは、ともに農地の宅地化を促進し、地価を引き下げ、したがって、地価－所得比率を低下させる」という結果が得られる。

ただし、土地対策は、本研究で取り上げた農地の宅地並課税や固定資産税の増税などの土地税制だけで行うべきものではなく、相互補完的な政策を組み合わせた総合的なものである必要があろう。例えば、農地の宅地並課税や固定資産税の増税を実施すると、農地の宅地化が進むため、整合的な都市計画が伴わないと、乱開発が起きて都市環境が悪化する可能性がある。また、宅地に対する固定資産税が大幅に増税された場合、宅地の高度利用が促進されて、短期的に家賃が上昇するようなことがあれば、低所得者が転居を強いられたりする可能性も存在する。前者の資源配分上の問題については都市計画によって、後者の分配上の問題については公的住宅の提供などによって、それぞれ解決が図られるべきであると考えられる。