Silviase/jgov_v1.4_full_ann huggingface dataset:
類元素を $ ZnI_{2} $ 溶融塩中に抽出する工程と、得られた混合塩から希土類元素の化合物を回収する工程からなる。本研究の2年目である平成22年度は、 $ ZnI_{2} $ による希土類元素の選択的な抽出および希土類ヨウ化物の分離回収の有効性を基礎的な実験によって検証した。 $ ZnI_{2} $ は蒸気圧が高いため、気相を介した供給が可能であるが、本章では基礎的な研究として、溶融 $ ZnI_{2} $ 中にネオジム磁石合金を浸漬することにより希土類元素の抽出を行った。得られた希土類化合物の分離・回収法としては真空蒸留法を利用して、高温中で $ ZnI_{2} $ および希土類化合物を揮発させ、希土類化合物を気相を介して輸送・回収することを試みた。

Fig. 1 Recovery of rare metal elements from Nd-Fe-B magnet scrap utilizing molten $ MgCl_{2} $ .

Fig. 2 Recovery of Nd from Nd-Fe-B magnet scrap utilizing molten $ ZnI_{2} $
## (1) $ MgCl_{2} $ を用いた希土類元素抽出実験

ネオジム磁石合金から希土類元素を抽出する媒体として塩化マグネシウム $ MgCl_{2} $ を選択し、希土類元素の抽出実験を行った。ネオジム磁石合金(26% Nd, 5% Dy, 68% Fe, 1% B)の小塊(10 × 10 × 20 mm)を、充分に乾燥させた無水 $ MgCl_{2} $ とともに鉄製坩堝に充填した。この鉄製坩堝を1273 Kに昇温した電気炉内に導入後、アルゴンガス雰囲気下で3～12時間保持した。反応後、坩堝を電気炉内で徐冷し、坩堝内の塩および磁石合金試料を回収した。

## (2) 真空蒸留による MgCl_{2} 除去実験

Nd および Dy を抽出後に回収した塩から、余剰の $ MgCl_{2} $ と反応副生成物である Mg を 1300 K 以上の温度で真空蒸留を行って分離し、希土類塩化物の濃縮分離を行った。具体的には、ステンレス鋼製坩埚に試料となる塩を充填し、これを石英反応管内部に挿入した。反応管内を減圧にした後、試料保持部を 1273 K 以上に昇温し、一定時間の蒸留実験を行った。蒸留後、反応管を徐冷し、坩埚内の試料および石英管内壁に付着した塩を回収し分析を行った。

## (3) 溶融ヨウ化亜鉛を用いた希土類元素の選択的抽出実験

$\mathrm{ZnI}_{2}$ を用いた希土類元素抽出実験は、溶融 $\mathrm{ZnI}_{2}$ 中にネオジム磁石スクラップを浸漬することにより行った。$\mathrm{MgCl}_{2}$ を希土類元素の抽出剤として用いた実験と同様に、磁石の小塊はあらかじめ充分に洗浄・乾燥した。ヨウ化物は塩化物よりも吸湿性が高いため、無水 $\mathrm{ZnI}_{2}$ は、窒素雰囲気のグローブボックス内で扱った。抽出実験は反応温度，T，は740 K、反応時間，$t^{\prime}$ ，は12時間とした。反応後、坩埚を電気炉内で徐冷し、坩埚内の反応物および磁石合金を窒素雰囲気のグローブボックス内で回収した。回収したサンプルについて、粉末 X 線回折装置による相の同定を行った。ヨウ化物の XRD による分析の際には、ヨウ化物が空気中の水分と反応して水和しないよう、表面をポリイミド製のフィルムで覆い、分析を行った。試料の組成については、ICP-AES を用いた化学分析と、電位差摘定装置を用いたヨウ素濃度の分析により定量した。

## (4) $ ZnI_{2} $ と磁石合金の混合反応物からの Nd の分離回収実験

(3)で行った$\mathrm{ZnI}_{2}$を抽出媒体として利用した磁石合金中の希土類元素の抽出実験では、反応温度，T，が低温であったため、最大長さが20 mm程度の小塊の磁石合金を使用した場合、未反応の磁石合金が残った。そこで、低温の反応でも抽出反応が進行しやすいよう、抽出実験に用いる磁石合金を最大長さが5 mm以下の小片に粉砕して実験を行った。磁石合金の小片を試料に用いた場合、抽出工程において希土類元素抽出後の磁石合金を溶融塩と機械的に分離して回収することは難しいが、ヨウ化物の蒸気圧は高いため、蒸留によって化合物相を合金相から効率よく分離できる可能性がある。磁石合金試料約20 gと、$\mathrm{ZnI}_{2}$約100 gを鉄製の坩埚内に充填して、740 Kで12時間の間抽出反応を行った。反応後、坩埚を電
気炉内で徐冷し、 $ N_{2} $ 雰囲気グローブボックス内で坩堀内の混合反応物を回収した。抽出実験により得られた反応物を、続けて蒸留実験に供した。試料保持部の温度， $ T_{8} $ ，は1073 K、蒸留時間， $ t^{\prime\prime} $ ，は1時間とした。反応終了後、反応管を徐冷し、 $ N_{2} $ 雰囲気グローブボックス内で反応管内の試料を回収した。抽出実験後および蒸留実験後に回収した各々の試料について、各種分析を行った。

### 8. 結果と考察

## (1) $ MgCl_{2} $ を用いた希土類元素抽出実験

$\mathrm{MgCl}_{2}$ を抽出剤としたネオジム磁石からの希土類元素の抽出実験では、XRDによる相の同定の結果、Fig.3に示すように抽出実験後の磁石合金からはFe相が、塩からは$\mathrm{MgCl}_{2}$ 相に加えて$\mathrm{NdCl}_{3}$ 相が確認された。

Fig. 3 XRD patterns of the samples in the extraction experiment; (a) initial magnet alloy, (b) obtained alloy after extraction at 1273 K for 6 hours, (c) $ MgCl_{2} $ , and (d) obtained salt after extraction at 1273 K for 6 hours.

混合塩中からは Dy を含む化合物相は確認できなかったが、Fig.4 に示すように、磁石合金中の希土類元素濃度は反応時間の増加に伴って減少しており、Nd および Dy が磁石合金中から除去されたことが確認できた。さらに、反応後に得られた塩の組成分析の結果、塩中では希土類元素濃度が増加しているのに対して Fe や B の濃度は 1 mass% 以下の低い値にとどまっていた。
本実験における希土類元素の選択的抽出は、次に示す反応式によって進行したものと考えられる。

$$ \begin{aligned}&2\mathrm{Nd}\left(s\right)+3\mathrm{MgCl}_{2}\left(l\right)\rightarrow2\mathrm{NdCl}_{3}\left(l\right)+3\mathrm{Mg}\left(l\right)\\&\Delta G^{\circ}=\quad-151.6\mathrm{kJ}\quad at1300\mathrm{K}\\ \end{aligned} $$

$$ \begin{aligned}&\mathrm{Dy}\left(s\right)+\mathrm{MgCl}_{2}\left(l\right)\rightarrow\mathrm{DyCl}_{2}\left(l\right)+\mathrm{Mg}\left(l\right)\\&\Delta G^{\circ}=\quad-57.6\mathrm{kJ}\quad\mathrm{at}1300\mathrm{K}\\ \end{aligned} $$

Fig. 4 Change in concentration of rare earth elements i the magnet alloy.

抽出実験の結果、磁石合金を溶融 $ MgCl_{2} $ に浸漬することによって、磁石合金中の希土類元素が、溶融塩中に塩化物として選択的に抽出されることが実証された。XRD による相の観察においては、Dy の関連種が観察されていないが、これについてはサンプル中における元素濃度が $ 4\,mass\% $ 以下と、低いためであると考えられる。B については、実験後の合金試料で観察された Fe 相のピークが、純 Fe のピークと比べて低角度側にシフトしていることから、Fe に固溶しているものと考えられる。また、希土類抽出反応の副生成物である金属 Mg が塩の XRD からは検出されなかった。実験温度である $ 1273\,K $ において Mg の蒸気圧が $ 4.57\times10^{-1}\,atm $ と非常に高いため、反応中に液相中から蒸発したものと考えられる。

## (2) 真空蒸留による MgCl_{2} 除去実験

抽出実験で得られた $ MgCl_{2}-NdCl_{3} $ 混合塩を真空蒸留に供することによって、余剰の $ MgCl_{2} $ および、反応副生成物である Mg を除去し、 $ NdCl_{3} $ の回収を行った。試料の大部分は、実験中の石英管外壁温度が $ 500\ K \sim 900\ K $ の箇所で白色の塩(A)として回収された。実験中の石英管外壁の温度が $ 1050\ K $ の箇所からは緑色の析出物(B)が回収され、坩埚内からは黒色の反応物(C)が少量回収された。

低温側から回収されたサンプル(A)は、 $ MgCl_{2} $ と $ NdCl_{3} $ の混合物であるが、Fig.3(d)に示した抽出実験後の塩のパターンと比較してわかるとおり、 $ NdCl_{3} $ の含有量は少量であった。
また、高温側の反応管内壁に析出していたサンプル(B)は、 $ NdCl_{3} $ であり、坩堢内のサンプル(C)からは NdOCl 相が観察された。これらの結果より、Nd 塩化物が少量混入しているものの、真空蒸留による $ MgCl_{2} $ の除去に成功していることがわかった。組成分析の結果と、XRD による相の観察結果から、反応管内壁に析出した $ MgCl_{2} $ には、4 mass%程度の Nd が塩化物として含有されていることがわかった。一方、希土類が多く含有されているサンプル(B)および(C)に関しては、サンプル中の Mg 濃度が 0.5 mass%以下まで低減されていた。各サンプル中の希土類元素の濃度をみると、Nd は低温側にも輸送されているのに対して、Dy はその大部分が坩堢内に残留していた。

実験結果から、抽出実験で得られた混合塩を真空蒸留に供することにより、余剰の$\mathrm{MgCl}_{2}$および反応副生成物である$\mathrm{Mg}$(大部分は抽出実験において系外に揮発している)を除去することが可能であることが明らかになった。また、$\mathrm{NdCl}_{3}$の一部が気相を介して輸送され、石英管の高温側にサンプル(B)として析出したことから、$\mathrm{NdCl}_{3}$は比較的揮発しやすい物質であり、気相を介した系外への輸送や回収が可能であると予想される。しかし、今回の実験では、石英管の低温側に析出した$\mathrm{MgCl}_{2}$に、少量ながらNdの混入が見られた。これは、真空ポンプによる排気量が大きく、揮発した$\mathrm{NdCl}_{3}$の一部が低温側へ移動した後に析出したためと考えられる。この点に関しては、今後排気量の調節や温度勾配の最適化を図ることにより、試料の析出箇所を制御することが可能であると考えられる。

## (3) 溶融ヨウ化亜鉛を用いた希土類元素の選択的抽出実験

実験後に回収された合金試料の外観を、Fig. 5 に示す。抽出実験後に回収された磁石合金は表面が膨張したような形状に変化した。この表面層 2-(A)は、磁石合金と $ ZnI_{2} $ との反応によって形成されたと考えられ、磁石合金の中心部分(Fig. 5, 2-(B))から容易に剥離することができた。坩埚内の $ ZnI_{2} $ については、実験前には白色であったものが、磁石表面に近い箇所の塩のみ、実験後に緑色に変化した。

Fig. 5 The magnet alloy obtained after the extraction experiment utilizing molten $ ZnI_{2} $ (See Table 4).
抽出実験後の合金試料の表面層2-(A)は、合金試料と、試料に固着した塩との物理的な分離が困難であった。そこで、磁石中心部2-(B)からの物理的な剥離によって回収された表面層2-(A)を蒸留水に浸漬することで、磁石合金に付着している塩を水に溶解し、遠心分離によって固体残渣と溶液を分離し、得られた溶液および固体残渣を分析に供した。

実験前の試料および実験後に得られた各試料に対して、XRD による相の同定を行った結果を Fig. 6 および Fig. 7 に示す。磁石の表面層 2-(A) を蒸留水へ浸漬した後に回収された固体残渣からは、Fe 相が観察されたが、純 Fe の PDF パターンよりも回折ピークは低角度側にシフトしていた(Fig. 6(c))。この結果から、磁石合金の表面では希土類元素が抽出されたことが確認された。実験後に得られた磁石合金試料の中心部分 2-(B) を粉砕して XRD で分析したところ、実験前と同じく Nd₂Fe₁₄B 金属間化合物相が観察された(Fig. 6(b))。実験後に坩埚内から回収された塩に関しては、磁石表面付近で回収された緑色の塩と、それ以外の白色の塩とを分けて分析したが、いずれのサンプルからも ZnI₂ 相のみが観察された(Fig. 7)。

Fig. 6 XRD patterns of the sample alloy in the extraction experiment by utilizing molten $ ZnI_{2} $ ;

(a) initial Nd–Fe–B magnet alloy,

(b) core of the alloy obtained after the dissolution (2-(B)), and

(c) residue obtained after the leaching of 2-(A) by water.
Fig. 7 XRD patterns of the sample salt in the extraction experiment by utilizing molten $ ZnI_{2} $ ;

(a) Initial $ ZnI_{2} $ ,

(b) the white salt recovered from the top of the crucible, and

(c) the green salt recovered near the alloy.

磁石合金の表面層 2-(A)については、蒸留水に浸漬した後に得られた固体残渣を充分に乾燥させて重量を測定した。蒸留水によるリーチングによって表面層 2-(A)に固着していた塩はすべて水に溶解したと仮定して、リーチング前の固体との重量変化を、合金試料表面層に存在した塩の重量とした。ICP-AES による組成分析の結果、合金試料の中心部分は実験前の磁石合金に近い組成であった。合金試料の表面には、Fe と Zn のみが含まれており、磁石合金試料の表面付近から回収された緑色の塩は、Nd および Dy を含有していた。

以上の結果を踏まえると、磁石合金試料の表面付近では、希土類元素の溶融 $ ZnI_{2} $ 中への選択的な抽出(反応(3)、(4))が進行していたと考えられる。

$$ \begin{aligned}&2\mathrm{Nd(s)}+3\mathrm{ZnI_{2}(l)}\rightarrow2\mathrm{NdI_{3}\ (s)}+3\mathrm{Zn(l)}\\ &\quad\Delta G^{\circ}=-472.0\ \mathrm{kJ\ at\ 740\ K}\\ \end{aligned} $$

$$ \begin{aligned}&2\mathrm{Dy}\ (\mathrm{s})+3\mathrm{ZnI}_{2}\ (\mathrm{l})\ \rightarrow\ 2\mathrm{DyI}_{3}(\mathrm{s})+3\mathrm{Zn}\ (\mathrm{l})\\ &\quad\Delta G^{\circ}=-613.27\ \mathrm{kJ}\quad\text{at}740\ \mathrm{K}\\ \end{aligned} $$
溶融 $ ZnI_{2} $ を抽出媒体として用いた希土類元素の抽出実験により、金属ヨウ化物を利用した希土類元素の選択的な抽出が可能であることが本研究で実証できた。特に、抽出実験後の磁石合金の表面層に対してリーチングを行った結果から、NdおよびDyは水に易溶な化合物として磁石表面から抽出されており、抽出実験後にリーチングにより水相中に浸出することもできると考えられる。磁石表面付近から回収された塩のXRDによる分析で希土類ヨウ化物の存在が確認されなかった理由は、塩中の希土類元素の濃度が低かったため(2 mass%以下)と考えている。

合金試料の表面層2-(A)を蒸留水に浸漬して得られた固体残渣からはNdとDyが除去されており、抽出実験に成功した。ただし、磁石合金の中心部分が未反応のまま残り、抽出率に関してはNdで46%、Dyで42%であった。$\mathrm{MgCl}_{2}$を抽出媒体とした実験と比較して抽出率が低下した理由に関しては、本実験は$\mathrm{ZnI}_{2}$の融点(719 K)よりもわずかに高い740 Kで実施したため、反応温度，T，が低く、生成した希土類の固体ヨウ化物が溶融塩に溶解せずに固着し、抽出反応が妨げられたためと考えられる。あるいは、反応温度，T，が充分に高くなかったため、反応物質の拡散が遅かった可能性もある。抽出温度，T，を上昇させると、上記の問題は解決すると考えられるが、一方で温度を1423 K以上の高温にすると、$\mathrm{ZnI}_{2}$の熱分解が開始するため、高温に保持することで抽出反応が実際に進行するか否かは、今後実験的に検証・調査する必要がある。リーチング後の磁石合金をXRDによって分析した際、Fe相の回折ピークが純Fe相の回折パターンと比較して低角側にシフトしていた。また、組成分析の結果、固体残渣にFe以外にZnが含まれていた。Fig.8に示すFe-Zn二元系状態図から、合金試料表面で生成した反応生成物のZnがFeに固溶し、Fe-Zn合金が生成した可能性がある。

Fig. 8 Binary phase diagram of Fe-Zn system.
実験後、反応管内の各箇所から試料が回収できた。試料名は、低温側の試料から2-(W)、2-(X)、2-(Y)、2-(Z)とした。それぞれの試料の写真をFig.9に示す。蒸留実験前の試料重量の約70%が凝集物2-(W)、28%が坩埚内の残留物2-(Z)として回収され、凝集物2-(X)および2-(Y)はごく少量であった。実験中の石英管外壁の温度が410-640 Kの低温部からは白色の凝集物2-(W)と金属凝集物2-(X)が回収された。XRDによる相の同定より、白色の凝集物2-(W)は$\mathrm{ZnI}_{2}$、金属凝集物2-(X)はZnであることが分かった。さらに、中温部(約920 K)で得られた緑色の凝集物2-(X)からは$\mathrm{NdI}_{1.95}$相が観察された。各試料の組成分析の結果をTable3前の試料に含まれていたZn成分は、真空蒸留実験により凝集物2-(W)として回収できることがわかった。これらの結果より、抽出実験中には磁石合金中の希土類元素がヨウ化物として溶融塩中に抽出されており、余剰の$\mathrm{ZnI}_{2}$と反応副生成物のZnを混合塩から除去できることが実験的に示された。また、抽出実験によって得られた希土類のヨウ化物も気相を介して輸送され、凝集物2-(Y)として回収されたことがわかった。坩埚内に残留した反応物2-(Z)のXRDパターンの解析結果からは、Fe相が観察されたものの、同定できないピークが残った。そこで、反応物2-(Z)1.09 gに対して蒸留水によるリーチングを行い、リーチング後の溶液と固体残渣を回収してそれぞれ分析に供した。蒸留水に浸漬した後に得られた固体残渣は充分に乾燥させて重量$w_{s}$を測定し、リーチング前の固体との重量変化を、水相中に溶解した化合物の重量とした。すなわち、1.09 gの試料2-(Z)をリーチング後、0.75 gの固体残渣が得られたため、水中に溶解した化合物の重量は0.34 gとした。固体残渣のXRDパターンからはFe相が観察され、固体残渣中の希土類元素の濃度$C_{\mathrm{Nd}}=9.07\mathrm{mass}\%,\quad C_{\mathrm{Dy}}=4.07\mathrm{mass}\%$は、実験前の磁石合金試料中の希土類元素の濃度$C_{\mathrm{Nd}}=25.7\mathrm{mass}\%,\quad C_{\mathrm{Dy}}=4.96\mathrm{mass}\%$と比較して減少していた。また、水相中に溶解した物質は、相の同定はできなかったが、主として希土類元素$C_{\mathrm{Nd}}=28.9\mathrm{mass}\%,\quad C_{\mathrm{Dy}}=1.41\mathrm{mass}\%$とヨウ素$C_{\mathrm{I}}=68.9\mathrm{mass}\%$を含んでいた。
(a)

Fig. 9 Samples obtained after the vacuum distillation; (a) the reaction tube after the experiment, and (b) the samples obtained after the experiment.

磁石合金試料を粉砕し、溶融$\mathrm{ZnI}_{2}$と反応させて得られた混合反応物に対して真空蒸留を行うことによって、溶融$\mathrm{ZnI}_{2}$を利用した希土類元素の選択的な抽出と、得られた希土類ヨウ化物の選択的な分離・回収が可能であることを実証した。磁石合金を粉砕して抽出実験を行うことにより、反応温度，T，が低温でも希土類元素の抽出を行うことができた。また、蒸留実験後には余剰の$\mathrm{ZnI}_{2}$および反応生成物である$\mathrm{Zn}$、$\mathrm{NdI}_{1.95}$がそれぞれ異なる部位に凝集物として回収された。このように、ヨウ化物を用いた場合は、抽出媒体と希土類化合物との相互分離および希土類化合物の回収が比較的容易であり、気相を介した希土類ヨウ化物の分離・回収が利用できる可能性があると考えられる。今回の実験では、気相による分離が充分に行えず、混合反応物中に残留した希土類化合物も、混合反応物に対して水によるリーチングを行うことによって水相中に溶解し、磁石合金残渣と容易に分離することができた。このように、抽出媒体と希土類ヨウ化物の蒸気圧差が大きく、水への溶解性も極めて高いヨウ化物系を利用すれば、希土類化合物の効率の良い分離・回収が実現すると
考えられる。

### 9. 結論

本研究では、希土類磁石の製品スクラップから有価元素である希土類元素を回収するプロセスを開発することを目的として、溶融塩を利用したリサイクルプロセスについて検討した。 $ MgCl_{2} $ および $ ZnI_{2} $ を希土類元素抽出媒体として選択し、各々について希土類元素の抽出実験、ならびに得られた希土類化合物の分離・回収実験を行った。

溶融 $ MgCl_{2} $ を利用して、磁石合金中の希土類元素を選択的に分離・回収するプロセスについて、実験によりその有効性を評価した。抽出実験は、希土類磁石合金を1273 Kの溶融 $ MgCl_{2} $ に浸漬することで行った。12時間の抽出で、抽出率はNdが77%、Dyが75%に達し、磁石合金中の希土類元素を極めて高い効率で抽出することが出来た。また固相にはFeが残り、溶融塩中にはFeやBの浸出がなかったことから、 $ MgCl_{2} $ への浸漬によって磁石合金中のNdとDyを選択的に塩化し、FeとBから分離できたことが示された。さらに、抽出実験で得られた混合塩を、1273 Kにおいて6時間の真空蒸留を行った。その結果、余剰の $ MgCl_{2} $ と反応副生成物であるMgの除去が可能であることを実証した。 $ NdCl_{3} $ は、蒸気圧があるために液相には残らず、 $ MgCl_{2} $ とともに気化し、低温部で析出していた。Dyの举動に関しては、試料中の濃度が低いために確認をすることができず、今後さらなる詳細な調査を行う必要がある。

溶融 $ ZnI_{2} $ を抽出媒体として利用し、740 K で 12 時間の希土類元素の抽出実験を行った。その結果、磁石の表層部分がヨウ化されることで、希土類元素を選択的に抽出することに成功した。ただし、 $ ZnI_{2} $ 中での抽出反応は速度が遅く、今後高速化に向けた検討が必要である。希土類化合物の分離実験は、1073 K で 1 時間の加熱を行ったところ、溶融塩の $ ZnI_{2} $ 、副生成物の Zn および生成物の $ NdI_{1.95} $ を分離することが出来た。さらに、坩堝中の残渣を水に溶解させることで、Nd および Dy のヨウ化物を水溶液中へ回収することにも成功した。

以上より、溶融塩を利用した磁石スクラップ中の希土類元素回収プロセスは、新規リサイクルプロセスとして有用であることが示された。本研究で提案されたリサイクルプロセスは、回収の段階で希土類の相互分類が可能であるため、溶媒抽出などによる希土類の相互分離のプロセスを省略でき、プロセス全体を簡略化できる可能性もある。将来的には、多量かつ複雑な構造物に組み込まれた磁石スクラップを処理するため、反応媒体を気相で処理し、得られる希土類化合物を気相を介して輸送するプロセスの構築が望まれる。
英語概要

10-1 研究課題名

Development of New Technology for Extraction and Separation of Rare Earth Elements from Magnet Scraps

10-2 研究代表者名及び所属

Toru H. Okabe,

Institute of Industrial Science, the University of Tokyo

10-3 要旨

In order to develop a new process for the recovery of neodymium (Nd) and dysprosium (Dy) from rare earth magnet scraps, selective extractions of Nd and Dy were investigated by using metal halides. For preliminary experiments, magnesium chloride ( $ MgCl_{2} $ ) was selected as an extracting agent, and molten $ MgCl_{2} $ was reacted with Dy-containing Nd–Fe–B magnet alloys. Experimental results revealed that the rare earth elements in the magnet alloys were successfully extracted into $ MgCl_{2} $ with high yields. After the removal of $ MgCl_{2} $ by vacuum distillation, Nd and Dy could be separately recovered by a wet or dry process. The effectiveness of $ MgCl_{2} $ and other metal halides as extracting agents and the feasibility of effective recycling of Nd–Fe–B magnet scrap are discussed.

$$ 10-4\quad キーワード $$

Rare earth elements, recycling process, rare earth magnet, neodymium, dysprosium.
## 公開プロセスの論点

☐ 調達にあたり、競争性や透明性、効率性が確保されているか。

☐ 事業の目的に照らして、成果指標は適切なものとなっているか。

○ 我が国の市場の公正性・透明性の確保、投資者保護の観点から、十分な活動を行うための設備・手法が整備されているか。また、そのための予算が確保されているか。
# ESRI Discussion Paper Series No.339

# Housing Wealth Effects in Japan: Evidence Based on Household Micro Data

Masahiro Hori and Takeshi Niizeki

September 2017

Economic and Social Research Institute

Cabinet Office

Tokyo, Japan

The views expressed in “ESRI Discussion Papers” are those of the authors and not those of the Economic and Social Research Institute, the Cabinet Office, or the Government of Japan. (Contact us: https://form.cao.go.jp/esri/en_opinion-0002.html)
# Housing Wealth Effects in Japan: Evidence Based on Household Micro Data $ ^{\dagger} $

Masahiro Hori $ ^{a} $ and Takeshi Niizeki $ ^{a,b\ddagger} $

$ ^{a} $ Economic and Social Research Institute, Cabinet Office

$ ^{b} $ Ehime University

## Abstract

Using micro data covering almost 500,000 Japanese households over the period 1983–2012, this paper examines to what extent household consumption responds to changes in housing wealth. Instead of employing self-reported or regionally averaged values of housing wealth, we directly estimate the housing wealth of individual households by matching several official statistics, providing an ideal setting to identify housing wealth effects on consumption. Employing cross-section and pseudo-panel based regressions, we find that the marginal propensity to consume (MPC) out of housing wealth is approximately 0.0008–0.0013 for nondurable consumption and 0.0059–0.0082 for total consumption. We further find that the consumption response of older households is larger than that of younger households, which is consistent with the pure wealth effects hypothesis.

Keywords: Housing wealth, household consumption, life cycle/permanent income hypothesis

JEL Classification: D12, D31, E21
## 1 Introduction

A substantial number of studies have highlighted the existence of a positive correlation between housing price growth and household consumption in developed economies observed in aggregate data. $ ^{1} $ Looking at the case of Japan, Figure 1 shows the growth rate of the price of (residential) land per square meter and household final consumption expenditure (excluding the imputed service of owner-occupied dwellings) over the period 1984–2012. For Japan, changes in land prices per square meter can be considered as a counterpart to housing prices in previous studies, since in Japan approximately 85% of the value of residential properties derives from the value of the land on which a property sits (while the rest derives from the value of the property itself), as shown later in Table 1. The correlation coefficient between the two series is about 0.54, which is comparable to the correlation coefficients reported for other developed countries (see footnote 1).

However, the correlation observed in aggregate data may simply reflect macroeconomic factors such as business cycles. A number of studies consequently have utilized microdata to investigate whether a positive correlation between the two series can still be observed after controlling for aggregate factors and household demographic variables. Although these studies have produced conflicting results, a majority of them found a statistically significant positive relationship. $ ^{2} $

Yet, the existence of a positive correlation even after controlling for aggregate and household demographic effects does not mean that causality necessarily runs from housing prices to household consumption. That is, it is possible that the observed positive correlation largely reflects a third factor such as changes in income growth expectations. If households revise up their future income expectations, their current (non-housing) consumption and housing demand may increase simultaneously, provided that housing supply is irresponsive to changes in expectations in the short run. In this case, there is no causality from housing prices to household consumption.

If causality is found, there are two possible theoretical explanations for this phenomenon. The first (pure wealth effect) explanation is based on the standard life cycle/permanent income hypothesis (LC/PIH), which assumes that households' consumption follows developments in their lifetime wealth. Therefore, if unanticipated housing price changes lead to changes in the lifetime wealth of individual households, housing prices and consumption are expected to move simultaneously in the same direction. The second (collateral effect) explanation focuses more on the role of housing wealth as collateral, which households can use to borrow funds to raise consumption to the optimal level. That is, borrowing-constrained homeowners can borrow more to increase consumption when housing prices go up, giving rise to the positive housing price-consumption correlation.
Against this background, the present study, using high-quality data on household-level income, expenditure, and asset holdings covering almost 500,000 households taken from the Japanese Family Income and Expenditure Survey (FIES) over the period 1983–2012, examines (i) to what extent Japanese household consumption responds to changes in housing wealth, and (ii) what the most likely reason for the co-movement of the two series is. To do so, we first conduct a cross-section analysis $ ^{3} $ following Attanasio and Weber (1994) and Attanasio et al. (2009). Then, as a robustness check, we create a pseudo panel from the FIES and reexamine housing wealth effects in the pseudo panel following Campbell and Cocco (2007).

The novelty of the current study compared to previous studies is that we are able to exploit an extremely rich dataset. First, the large sample size with almost 500,000 households enables us to identify housing wealth effects with unparalleled precision. It also makes it possible to construct a sufficiently reliable quasi-panel of synthetic cohorts. Second, the long coverage of our dataset (1983–2012), which contains Japan’s economic bubble period (from the late 1980s to the early 1990s) with dramatic asset price developments, enables us to examine the extent to which volatile movements in land prices cause changes in household consumption.

Third, unlike previous studies employing self-reported or regionally averaged housing prices, we estimate the housing wealth of each household by matching the FIES sample with other official statistics, as discussed in detail in Section 2.2. The heterogeneity in housing wealth among households thus obtained is likely to mitigate possible endogeneity issues arising from measurement errors in housing wealth. $ ^{4} $ Fourth, in our dataset, it is possible to decompose changes in housing wealth into (a) changes in land prices per square meter and (b) changes in land area measured in square meters. This decomposition is essential to avoid endogeneity since the former can be treated as exogenous whereas the latter is, in general, endogenous for most households.

Last but not least, the rich information contained in the FIES, which collects data on income and expenditures by detailed category for individual households on a diary basis (and not through retrospective questionnaires), allows us to examine housing wealth effects in Japan in a reliable manner. In our empirical analysis, we use both total consumption (excluding housing-related expenditures) and nondurable consumption as dependent variable. While a number of studies focus on the former, i.e., total consumption, the latter is often preferable, especially when examining the validity of the LC/PIH. $ ^{5} $ Moreover, some previous studies even fail to exclude housing-related expenditure.
groups. $ ^{6} $ The first group consists of studies that do not obtain a statistically significant relationship between housing prices and consumption. For instance, Skinner (1989), using the Panel Study of Income Dynamics (PSID) in the United States, finds no statistically significant coefficient once fixed effects are controlled for. More recently, Browning et al. (2013), employing Danish household-level panel data, distinguish anticipated price changes from unanticipated ones by estimating the housing price stochastic process and show that household consumption is irresponsive even to unanticipated price changes, which contradicts the prediction derived from the standard LC/PIH. The second group consists of studies reporting modest MPCs out of housing wealth, somewhere between 0 and 0.03. The estimated MPCs are as follows: 0.0077–0.0095 (Christelis et al., 2015) for the United States in the wake of the Great Recession, 0.005–0.009 (Disney et al., 2010) for the U.K., 0.006–0.023 (Atalay et al., 2014) for Canada, 0.002–0.017 (Atalay et al., 2014) for Australia, 0.011–0.024 (Paiella, 2007) and 0.011–0.034 (Paiella and Pistaferri, 2016) for Italy, and 0.02 (Gan, 2010) for Hong Kong.

The third group reports a relatively large MPC out of housing wealth. For the United States, Mian et al. (2013), using county-level panel data from 2006 to 2009, show that the MPC is 0.054, $ ^{7} $ whereas Copper (2013) and Pistaferri (2016), employing the PSID, find that the MPC is somewhere in the region of 0.037–0.070. For Canada, Bhatia and Mitchell (2016) employ the hedonic approach to estimate housing prices and conclude that the MPC is 0.039–0.054.

Turning to Japan, there are only a limited number of studies on the housing wealth effect based on micro data (including prefectural data) and, as for other developed economies, a consensus has yet to be reached. Using prefectural panel data, Dekle (1994) and Ogawa et al. (1996) arrive at opposite findings. While the former finds statistically significant housing wealth effects, the latter show that the positive co-movement disappears once financial wealth is controlled for. Using household-level panel data from the Japanese Panel Survey of Consumers (JPSC), Hori and Shimizutani (2004) also do not detect statistically significant housing wealth effects among Japanese households. More recently, Naoi (2014a, b), employing household-level panel data from the Keio Household Panel Survey (KHPS), has shown that the elasticity of total consumption with respect to self-reported housing wealth might be about 0.01% in Japan, although whether the estimated coefficients are significant depends on the model specification.

### 2.2 Data description

#### 2.2.1 Family Income and Expenditure Survey (FIES)

This study uses microdata from the FIES collected between 1983 and 2012. The FIES is conducted